Impact of the potentially inappropriate prescribing among the elderlyA literature review

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Impact clinique de la prescription de médicaments potentiellement inappropriés chez le sujet âgé

Revue de littérature

Impact of the potentially inappropriate prescribing among the elderly

A literature review

Nicolas Vernet¹, Christelle Mouchoux^1,2

1Service de pharmacie, Hôpital gériatrique des Charpennes, Hospices civils de Lyon, Villeurbanne, France

<nicolasvernet.pro@gmail.com>

2Institut des sciences pharmaceutiques et biologiques, pharmacie clinique, pharmacocinétique et évaluation du médicament, Université Lyon 1, Lyon, France

Résumé.Contexte: La population âgée est plus vulnérable aux évènements indésirables iatrogènes notamment en raison de paramètres biologiques et physiologiques modifiés avec l’âge. Depuis les années 1990, différents outils ont été développés pour identifier les médicaments potentiellement inappropriés (MPI) chez le sujet âgé. Sur la base de ces outils, des interventions pharmaceutiques (IP) sont réalisées pour optimiser la prise en charge médicamenteuse du sujet âgé.Objectif: Évaluer l’impact clinique de la prescription des MPI chez le sujet âgé.Matériel et méthode: Une revue de la littérature a été effectuée en interrogeant la base de données PubMed sans restriction sur la date de publication des articles.Résultats: Au total, 37 études (18 cohortes prospectives, 17 cohortes rétrospectives et 2 études cas-témoin) ont été retenues. Vingt-sept études ont démontré un lien significatif entre l’exposition aux MPI et la survenue d’au moins un évènement clinique. À l’inverse, dix études n’ont rapporté aucun lien significatif.

Les impacts cliniques associés à la prescription de MPI sont la survenue d’évènements indésirables iatrogènes, le passage aux urgences, le nombre d’hospitalisations, l’augmentation de la durée d’hospitalisation, la mortalité, la diminution de la qualité de vie liée à la santé, les fractures du col du fémur et les blessures consécutives à une chute. En revanche, 2 critères cliniques testés ne sont pas associés de fac¸on signiﬁcative à la prescription de MPI : le risque de chutes et l’altération de l’état général.Conclusion : La prescription de MPI chez le sujet âgé a un impact clinique.

Mots clés: sujet âgé, médicaments potentiellement inappropriés, conséquences cliniques

Abstract. Background: The elderly population is more vulnerable to adverse drug events, particularly due to pharmacokinetic and pharmacodynamic changes. Since the 1990s, different tools have been developed to identify potentially inappropriate medication (PIM) in the elderly. Based on these tools, pharmaceutical interventions (IP) are performed to optimize the drug treatment of the elderly subject.Aim: Evaluate the clinical outcome of PIM prescribing in the elderly.Material and method: A systematic review was conducted using the database PubMed without restriction on the date of publication of articles.Results: Overall 37 studies were included in this review (18 prospective studies, 17 retrospective studies and 2 case-control studies). Twenty-seven studies demonstrated a signiﬁcant association between exposure to PIM and the occurrence of at least one clinical event. Ten studies

Tirés à part : N. Vernet

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reported no signiﬁcant link. The events associated with PIM prescribing are adverse drug events, emergency department visits, hospitalizations, prolonged hospital stay, mortality, health related quality of life, hip fractures and fall-related injuries. On the other hand, 2 clinical events are not signiﬁcantly associated with PIM prescribing: the risk of falls and the functional status.Conclusion: PIM prescribing in elderly people is associated with clincal outcomes.

Key words: elderly, potentially inappropriate medication, clinical outcome

Contexte

La plupart des pays développés connaissent actuelle- ment un vieillissement de la population. En France, par exemple, alors que 20,8 % de la population avait 60 ans ou plus en 2005, cette proportion atteindra 30,6 % en 2035 et 31,9 % en 2050 d’après les projections de l’Insee. Dans le même temps, la proportion de personnes âgées de 75 ans ou plus devrait pratiquement doubler passant de 8 % en 2005 à 15,6 % en 2050 [1].

Cette population vieillissante est connue pour être plus vulnérable aux évènements indésirables iatrogènes.

En effet, la réponse aux médicaments administrés est impactée par les paramètres biologiques et physiologiques modiﬁés avec l’âge tels que la fonction rénale, le volume de distribution et le taux d’albumine [2].

De plus, cette population est souvent polymédiquée ce qui accroît le risque de survenue d’évènements indé- sirables iatrogènes [3].

Ainsi, un médicament bénéﬁque chez un sujet jeune peut parfois être considéré comme néfaste chez un sujet âgé.

L’iatrogénie médicamenteuse du sujet âgé peut avoir pour origine trois modalités de prescriptions sous- optimales :

– l’overuse(l’excès de traitement) : l’indication du traitement n’existe plus ou n’a jamais existé :

– l’underuse(le sous-traitement) : un traitement pourtant indiqué n’est pas prescrit ;

– le misuse: les risques encourus par la prise du médi- cament sont supérieurs aux bénéﬁces attendus.

C’est ainsi qu’est apparu dans les années 1990 le concept de médicament potentiellement inapproprié (MPI) chez le sujet âgé. Depuis 1991 et la publication de la première liste de MPI (la liste de Beers aux États-Unis), de très nombreux outils d’identiﬁcation des MPI ont été déve- loppés au niveau international, certains se déclinant en différentes versions à la suite de mises à jour successives.

Ils sont fondés sur une approche explicite (ne nécessi- tant pas ou peu de jugement clinique), ou bien sur une approche implicite (nécessitant le jugement du praticien à partir d’éléments cliniques) [4].

Si le lien entre la prescription de certaines classes médicamenteuses chez le sujet âgé et la survenue d’évènements indésirables iatrogènes est bien connu, notamment le lien entre la prescription de benzodiazé-

pines et le risque de chutes [5], la pertinence clinique des outils d’identiﬁcation des MPI, développés à partir de consensus d’experts, nécessite d’être validée à travers des études.

Objectif

L’objectif est, au travers d’une revue de la littérature, d’évaluer le lien entre la prescription des MPI chez le sujet âgé et la survenue d’impacts cliniques.

Source documentaire

La recherche bibliographique a été réalisée en interrogeant la base de données Medline grâce au moteur de recherche PubMed.

Sélection des études

L’extraction des articles a été réalisée une première fois en juin 2017, complétée par une veille documentaire jusqu’en septembre 2018.

L’équation de recherche combinait :

– les outils d’identiﬁcation des MPI : Potentially Inappro- priate Medication List, Stuck list, Mc Leod list, IPET list, Naugler list, Zhan list, Fick list, Lechevallier list, Laroche list, ACOVE-3 list, NO TEARS list, PRISCUS list, explicit method, explicit criteria, implicit method, implicit criteria ; – la tranche d’âge considérée : geriatri*, elderly, old, aged, senior ;

– les événements cliniques : Drug-Related Side Effects and Adverse Reactions, hospitalization, mortality, fall, clinical impact, clinical outcome, clinical relevance.

Aucune restriction n’avait été ﬁxée a priori concer- nant la méthodologie des études (observationnelles/

interventionnelles-randomisées/non randomisées) ni la date de publication des articles. Nous avons ciblé les études incluant une population âgée d’au moins 60 ans.

Seuls les articles originaux ont été retenus : les revues de la littérature, les commentaires et les lettres aux éditeurs ont été écartés.

Laﬁgure 1 résume la méthodologie de la recherche bibliographique.

Les articles sélectionnés sur la base de leurs titres ou résumés ont été lus par un relecteur. Les données extraites, à l’aide d’une grille de lecture prédéﬁnie, ont été les suivantes :

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Articles identifiés grâce à la veille documentaire jusqu’en septembre 2018

(n = 6)

Articles identifiés par la recherche bibliographique dans PubMed en juin 2017

(n = 246)

Lecture des titres et résumés

Articles exclus (n = 220) + Revues de la littérature, commentaires d’articles + Médicaments

potentiellement inappropriés (MPI) non définis à partir de liste + Pas d’étude du lien avec les évènements indésirables (uniquement prévalence des MPI, description…)

+ Articles sans rapport avec le sujet

Articles inclus dans la revue de la littérature (n = 37)

Articles exclus (n = 7) Articles identifiés à partir

des références indexées (n = 12)

Lecture des textes en intégralité (n = 26)

Figure 1.Méthodologie de la recherche bibliographique.

– identiﬁcation de l’article,

– méthode : design, lieu de l’étude, critères d’inclusion ; – outils d’identiﬁcation des MPI utilisés. Remarque : les études ayant utilisé un outil d’identiﬁcation des MPI partiel (en excluant certains critères) ou bien un outil composite construit à partir de plusieurs listes de MPI ont été conser- vées à partir du moment où la composition de l’outil employé était connue avec précision ;

– critères d’évaluation : survenue d’évènements indési- rables iatrogènes, passages aux urgences, hospitalisation,

durée d’hospitalisation, mortalité, chutes, altération de l’état général, qualité de vie liée à la santé, fractures du col du fémur, blessures consécutives à une chute ; – résultats : population (effectif, âge moyen), résul- tats statistiques permettant d’évaluer le lien éventuel outil/critère.

Enﬁn, une recherche manuelle à partir de la bibliogra- phie des articles sélectionnés a été effectuée pour ajouter des articles pertinents non identiﬁés à partir de notre recherche bibliographique.

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Résultats

Au total, 37 études évaluant le lien entre les MPI et la survenue d’impacts cliniques chez le sujet âgé ont été retenues.

Elles sont listées selon l’outil d’identiﬁcation des MPI dans letableau 1(outils simples) et le tableau 2 (outils composites).

Il s’agit d’études publiées entre 1999 et 2018 : toutes sont des études observationnelles, aucune étude inter- ventionnelle n’ayant rempli les critères de sélection des articles.

Peuvent être dénombrées 18 cohortes prospectives, 17 cohortes rétrospectives et 2 études cas-témoins.

Les études se sont majoritairement déroulées en Europe (n = 21-57 %) : cinq en Allemagne, trois en Irlande, deux en France, deux en Suède, deux en Italie, une en Écosse, une en Hongrie, une aux Pays-Bas, une en Espagne, une en Finlande, une en Suisse et enﬁn, une étude conduite conjointement dans huit pays européens.

Sur les 37 études, plus d’une sur cinq est états-unienne (n = 8 soit 21 %). Les autres pays où les études se sont déroulées sont Taïwan (n = 4), la Corée du Sud (n = 2), l’Australie (n = 1) et le Brésil (n = 1).

Vingt-cinq études utilisaient un seul outil d’identiﬁcation des MPI (liste complète ou partielle). Les études restantes employaient indépendamment deux outils ou plus (n = 9) ou bien se servaient d’un outil composite combinant plusieurs listes ou fractions de listes (n = 3).

Deux études ont utilisé un outil basé sur une approche implicite : le MAI (medication appropriateness index).

Tous les autres outils étaient fondés sur une approche explicite.

La ﬁgure 2 représente l’occurrence de chaque outil d’identiﬁcation dans les articles sélectionnés.

L’outil majoritaire (seul ou en combinaison) était la liste de Beers (n = 25) dans ses différentes versions : celle de 1997 (n = 3), de 2003 (n = 10), de 2012 (n = 11) et de 2015 (n = 1). Il est à noter que dans seulement la moitié des cas (12/25) les critères de Beers étaient utilisés intégralement.

Souvent, l’utilisation des critères de Beers se limitait aux médicaments qui sont à éviter en général indépen- damment des posologies ou des éléments cliniques.

L’outil STOPP START (2008) était utilisé une fois, la partie STOPP (version 2008) six fois, la partie STOPP (version 2015) une fois et une étude a évalué les critères qui sont communs à STOPP v2008 et STOPP v2015.

La liste allemande PRISCUS a été évaluée sept fois et la liste franc¸aise de Laroche trois fois. Les autres outils utilisés sont les critères états-uniens NCQA (National com- mittee for quality assurance), la liste suédoise (National

board of health and welfare criteria), la liste autrichienne de Mann (2012), la liste ﬁnlandaise (Med75+)et la liste italienne (Critères Maio).

La ﬁgure 3 représente l’occurrence des différents critères cliniques testés dans les 37 articles sélection- nés et distingue pour chacun d’eux le nombre d’études ayant démontré un lien statistiquement signiﬁcatif avec l’exposition aux MPI du nombre d’études n’ayant pas pu conclure à l’existence d’un tel lien.

Evènements indésirables iatrogènes

Au total, 13 études, dont certaines utilisant plusieurs outils, ont cherché à évaluer le lien entre la prescription de MPI et la survenue d’évènements indésirables iatrogènes.

Parmi les sept études qui utilisaient les critères de Beers, deux ont conclu à une association signiﬁcative.

Dans une étude de 16 877 patients âgés, la prescription de MPI selon les critères de Beers de 2003 était asso- ciée de fac¸on signiﬁcative à la survenue d’un problème lié à la thérapeutique (d’après le code ICD-9) dans les 30 jours [6].

Par ailleurs, dans une autre étude incluant 174 275 patients âgés, la prescription de MPI selon Beers 2003 et Beers 2012 était associée à un risque d’évènements indésirables iatrogènes [7].

Les cinq autres études utilisant les critères de Beers n’ont pas démontré de lien signiﬁcatif [8-12].

Les quatre études utilisant l’outil STOPP (2008) ont toutes montré une association signiﬁcative entre la prescription de MPI et la survenue d’évènements indésirables iatrogènes. Parmi elles, deux ont montré un lien avec la survenue d’évènements indésirables iatrogènes uniquement lorsqu’au moins deux critères de la liste étaient présents [11, 13]. Les deux autres ont démontré ce lien quel que soit le nombre de critères [7, 14].

Trois études allemandes ont utilisé la liste PRISCUS comme outil d’identiﬁcation des MPI.

Une étude incluant 3 953 423 patients âgés non expo- sés et 521 644 patients âgés exposés aux MPI a montré que la prescription de MPI était associée de fac¸on signiﬁ- cative à la survenue d’évènements indésirables iatrogènes.

Cette étude différenciait les évènements indésirables iatro- gènes mortels et non mortels. Le risque était plus élevé (OR = 1,83 [IC95% = 1,80-1,85] vs 1,35 [IC95% = 1,34- 1,36]) dans le cas des évènements indésirables iatrogènes mortels [15].

Une étude comportant 168 patients psychiatriques hospitalisés ou ambulatoires comparait la sévérité des effets indésirables (selon l’échelle UKU) en fonction du nombre de MPI prescrits selon PRISCUS. Aucun lien statistiquement signiﬁcatif n’a été démontré [16].

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Tableau1.Etudesévaluantlelienentrelaprescriptiondemédicamentspotentiellementinappropriés(MPI)etlasurvenued’impactscliniques(classéesparoutild’identification)-Outilssimples. IdentificationMéthodeRésultats Auteur (année)PaysMéthodologieCritères d’inclusionOutils d’identification desMPI n=effectif (âgemoyen, enannées)

Critères d’évaluationRésultatsstatistiques Jeonetal. [22](2018)CoréeduSudCohorterétrospective (2ans)≥65ans Aumoins1visite dansuneinstitution médicale

Beers(2012)partiel (saufcritèresliés àunemaladie)

n=79552Hospitalisations (à24mois)OR=2,25(2,09-2,44) Visitesauxurgences (à24mois)OR=1,59(1,50-1,67) Lohmanetal. [32](2017)États- UnisCohorte prospective longitudinale (2ans)

≥65ans Population communautaire bénéﬁciantduMedicare Beers(2012)partiel (saufcritèresliés àunemaladie)

n=87780HospitalisationsSiMPI=1(AINSexclus): OR=1,11(1,07-1,16) SiMPI≥2(AINSexclus): OR=1,21(1,12-1,30) DoNascimento etal. [37](2017)

BrésilCohorte prospective longitudinale (14ans)

≥60ans Population communautaire Beers(2012)partiel (saufhormones sexuelles)

n=1371 (68,7)MortalitéHR=1,44(1,21-1,71) SiMPI=1: HR=1,20(1,00-1,47) SiMPI>1: HR=1,84(1,51-2,25) Laietal. [19](2016)TaïwanCohorteprospective longitudinale (5ans)

≥65ans Patientsdiabétiques etinsufﬁsants cardiaques Population communautaire ≥3consultations médicales/an Beers(2012)partiel (médicaments pouvantexacerber uneinsufﬁsance cardiaque) n=823 appariésà823 patientsnon diabétiques

VisitesauxurgencesPasdeliensigniﬁcatifaveclaprésence d’aumoinsunMPI Analysecumulative(nombredejours deMPI) 80jours:OR=1,24(1,06-1,45) HospitalisationsPasdeliensigniﬁcatifaveclaprésence d’aumoinsunMPI Analysecumulative(nombredejours deMPI) 91-180jours:OR=1,24(1,04-1,47) >180jours:OR=1,37(1,14-1,64) Parketal. [8](2016)CoréeduSudCohorteprospective≥65ans Patientssouffrant d’uncancer delatêteetducou

Beers(2012)n=229Toxicité médicamenteusePasdeliensigniﬁcatif: OR=1,30(0,48-3,53) Hospitalisation prolongée (>1mois)

Hospitalisationprolongée (>1mois) Evènements indésirablesnonliés auxanticancéreux Pasdeliensigniﬁcatif: OR=1,346(0,71-2,57)

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Tableau1.(Suite) IdentiﬁcationMéthodeRésultats Auteur (année)PaysMéthodologieCritères d’inclusionOutils d’identiﬁcation desMPI n=effectif (âgemoyen, enannées)

Critères d’évaluationRésultatsstatistiques Chenetal. [23](2016)TaïwanCohorte prospective (4ans)

≥65ans ≥3visites/an avecprescriptions chezlemédecin généraliste (chacune des4années) Beers2003 (=Fick)partiel (saufcritères: posologieset maladies) n=76270 (74)Hospitalisations potentiellement liéesàl’utilisation d’unMPI

OR=1,99(1,647-2,403) Priceetal. [24](2015)AustralieÉtude cas/témoins≥65ansBeers(2012)partiel (saufcritèresliés àunemaladie)

n=383150 (78,4)Hospitalisation nonprogrammée (viapassage auxurgences)

OR=1,18(1,15-1,21) FA=15,3%(13,3-17,1%) Hanlonetal. [38](2002)États-UnisCohorteprospective≥65ans Population communautaire

Beers(1997)n=3234MortalitéPasdeliensigniﬁcatif HR=1,02(0,69-1,24) Altérationdel’état généralsur3ans (ADL,OARS InstrumentalADL, échelleRosow Breslau)

Pasdeliensigniﬁcatif Chinetal. [20](1999)États-UnisCohorteprospective≥65ans AdmisauxurgencesBeers(1997)partiel (saufcritèresliés àladose)

n=898(76,3)Réadmissions auxurgences, réhospitalisationsou décèsdansles3mois

Pasdeliensigniﬁcatifquecesoit àpartirdesprescriptionsavantvisite auxurgences,pendantouàlasortie Évolutiondela qualitédevieliéeàla santé(scoreMOS) dansles3mois

Réductionsigniﬁcativeduscore surlescritères Fonctionphysiquedansgroupes: prescriptionavantentréeauxurgences: -3,5(-6,9;-0,1) auxurgences:-10,7(-17,1;-4,4) àlasortiedesurgences:-12,7 (-20,5;-4,8) Douleurdansgroupes:prescriptions avantentréeauxurgences:-7,3 (-12,5;-2,0) auxurgences:-10,7(-20,1;-2,6) àlasortiedesurgences:nonsigniﬁcatif

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Critères d’évaluationRésultatsstatistiques Ficketal. [6](2008)États-UnisCohorte rétrospective≥65ans Population communautaire

Beers2003 (=Fick)n=16877 (73,3)Problèmesliésàla thérapeutique(en utilisantlecode ICD-9)survenant dansles30jours aprèsunenouvelle prescription

OR=3,39(3,02-3,80) Dedhiyaetal. [25](2010)États-UnisCohorte rétrospective≥65ans éligiblesauMedicaid (résidentsd’une maisonderetraire)

Beers2003 (=Fick)n=5594 (83,7)Hospitalisationsdans les12moissuivant la1represcription

OR=1,27(1,10-1,46) Décèsdansles 12moissuivant la1represcription

OR=1,46(1,31-1,62) Luetal. [26](2015)TaïwanCohorte rétrospective (10ans)

≥65ans Population communautaire Beers2012partiel (médicaments «généralement àéviter»)

n=59042Hospitalisations (toutescauses)OR=1,27(1,25-1,28) Hospitalisations pourfractureOR=1,55(1,48-1,62) DécèsOR=0,39(0,38-0,40) Linetal. [21](2008)TaïwanCohorte prospective (6mois)

≥65ans Patientsambulatoires traitéspourune maladiechronique Beers2003 (=Fick)partiel (médicaments «généralement àéviter»)

n=5741 (74,7)Passages auxurgencesPasdeliensigniﬁcatif: OR=1,13(0,8-1,6) HospitalisationsOR=1,62(1,04-2,53) MortalitéPasdeliensigniﬁcatif: OR=1,71(0,27-10,73) Barnettetal. [39](2011)ÉcosseCohorte prospective (2ans)

66-99ans Patientsâgés (Ehpadou ambulatoires) Beers2003 (=Fick)n=70299Mortalité (toutescauses)Pasdeliensigniﬁcatif: OR=0,98(0,92-1,05)

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Critères d’évaluationRésultatsstatistiques Onderetal. [9](2005)ItalieCohorte rétrospective≥65ans PatientshospitalisésBeers2003 (=Fick)partiel (médicaments «généralement àéviter»)

n=5152 (78)Mortalitéàl’hôpital (toutescauses)Pasdeliensigniﬁcatif: OR=1,05(0,75-1,48) Effetsindésirablessurvenant pendantl’hospitalisation (lienavecmédicament certainouprobable)

Pasdeliensigniﬁcatif: OR=1,20(0,89-1,61) Duréed’hospitalisation ≥13joursPasdeliensigniﬁcatif: OR=1,09(0,95-1,25) Albertetal. [27](2010)États-UnisCohorte rétrospective (3ans)

≥65ans Retraitéséligiblesau programmeMedicare Populationcommunautaire Beers2003 (=Fick)n=7459HospitalisationsOR=1,78(1,5-2,1) CritèresNCQA (Nationalcommittee forqualityassurance)

OR=1,94(1,7-2,2) LundBCetal. [10](2010)États-UnisCohorte prospective (3mois)

≥65ans Vétérans Populationcommunautaire Suiviencentredesoins primaires Polymédiqués ≥5médicaments Beers2003 (=Fick)n=236 (74,6)Evènements indésirables iatrogènes dansles3mois

Pasdeliensignificatif: OR=1,43(0,67-3,07) MAIstandardPasdeliensignificatif: OR=1,03(0,99-1,08) MAIscoremodifié (pondérationdescritères)OR=1,13(1,02-1,26) Wallaceetal. [11](2017)IrlandeCohorte prospective (2ans)

≥70ans Population communautaire STOPP(2008) /Beers(2012)n=605Evènements indésirables iatrogènes

≥2STOPP:RR=1,29(1,03-1,60) 1STOPP:pasdeliensigniﬁcatif Beers:pasdeliensigniﬁcatif n=662Qualitédevie liéeàlasanté (scoreEQ-5D)

≥2STOPP:baisseduscoreEQ-5D de0,11(0,06;0,16) 1STOPP:pasderéductionsignificative Beers:pasderéductionsignificative n=806≥1visite auxurgences≥2STOPP:OR=1,85(1,06-3,24) 1STOPP:OR=1,82(1,15-2,89) Beers:pasdeliensignificatif n=199≥1admission auxurgencesPasdeliensignificatifquelquesoitl’outil

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Critères d’évaluationRésultatsstatistiques Brownetal. [7](2016)États-UnisCohorterétrospective≥65ans Population communautaire

Beers2003 (=Fick), Beers(2012) etSTOPP(2008) n=174275Evènements indésirables iatrogènes

Modèleajusté/exposéàtout moment Beers2003: OR=2,49(2,25-2,74) Beers2012: OR=2,60(2,35-2,88) STOPP: OR=2,64(2,39-2,91) Visites auxurgencesModèleajusté/exposéàtout moment Beers2003: OR=2,01(1,97-2,06) Beers2012: OR=2,08(2,03-2,13) STOPP: OR=2,18(2,13-2,23) HospitalisationsModèleajusté/exposéàtout moment Beers2003: OR=2,15(2,09-2,21) Beers2012: OR=2,27(2,21-2,34) STOPP: OR=2,38(2,32-2,45) vanderSteltetal. [28](2016)Pays-BasÉtudecas/témoins≥65ans HospitalisésBeers(2012)n1=169 n2=169Admissionsàl’hôpital liéesautraitement etpotentiellement évitables

Pasdeliensigniﬁcatif: OR=1,49(0,90-2,47) ≥2MPI: OR=4,25(1,69-10,69) STOPP(2008)OR=2,30(1,30-4,07) ≥2MPI: OR=3,08(1,02-9,31)

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Critères d’évaluationRésultatsstatistiques STOPPSTART(2008)OR=3,47(1,70-7,09) ≥2MPI: OR=2,86(1,32-6,20) Hamiltonetal. [12](2011)IrlandeÉtude prospective≥65ans Hospitaliséspour maladieaiguë

Beers2003 (=Fick) STOPP(2008) n=600 (77)Evènements indésirables iatrogènes

Pasdeliensigniﬁcatif: OR=1,276(0,945-1,722) OR=1,847(1,506-2,264) Cahiretal. [13](2014)IrlandeCohorte rétrospective≥70ans Population communautaire

STOPP(2008)n=931(78,0)Evènements indésirables iatrogènes

≥2MPI: OR=2,21(1,02-4,83) Qualitédevieliéeàla santé(scoreEQ-5D)≥2MPI:réductiondu scoreEQ-5Dde0,09(SE 0,02;p<0,001):supérieur àladifférenceminimale perceptibleparlespatients commebénéﬁque(0,07) Passagesaux urgences≥2MPI: IRR=1,85(1,32-2,58) Hednaetal. [14](2015)SuèdeCohorte rétrospective (3mois)

≥65ans Population communautaire STOPP(2008) Critèrescommuns àSTOPP(2008) etSTOPPv2(2015)

n=813 (75,0)EffetsindésirablesOR=2,47(1,65-3,69) OR=2,57(1,75-3,77) Sevilla-Sanchez etal. [36](2017)

EspagneCohorte prospectivePatients hospitalisés atteints demaladies chroniquesàun stadeavancéet nécessitantdes soinspalliatifs STOPPv2(2015) MAIn=235 (86,8)Durée d’hospitalisation Destinationdesortie Survieà12mois

Aucunliensigniﬁcatif

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Critères d’évaluationRésultatsstatistiques Heideretal. [15](2017)AllemagneCohorte appariée rétrospective (12mois)

≥65ans Population communautaire PRISCUSn1=3953423 nonexposés (75,2) et n2=521644 exposés(75,8) Consommation desoins4,5joursd’hospitalisation supplémentairesparanet0,7jouren établissementsdesoinsdesuiteetde réadaptation(p<0,001) Evènements indésirables iatrogènes nonmortels

Toutsecteurconfondu: OR=1,35(1,34-1,36) Secteurambulatoire: OR=1,32(1,32-1,34) Secteurhospitalier: OR=1,76(1,73-1,79) SecteurSSR: OR=1,82(1,76-1,89) Evènements indésirables iatrogènesmortels

OR=1,83(1,80-1,85) Endresetal. [30](2016)AllemagneCohorte prospective≥65ans Population communautaire

PRISCUSn=392337 (73)Hospitalisationsdans les180jourssuivant la1redispensation

HR=1,378(1,349-1,407) Hensche etal. [29](2015)

AllemagneCohorte rétrospective appariée

≥65ans Population communautaire PRISCUSn1=17848 (prescription d’unMPI) n2=17848 (prescription d’unnon-MPI) Hospitalisations potentiellement liéesàunévènement indésirable, dansles30jours après la1represcription

OR=1,46(1,16-1,84) Hefneretal. [16](2015)AllemagneCohorte rétrospective≥65ans patients psychiatriques hospitalisésou ambulatoires

PRISCUSn=168(73)Effetsindésirables iatrogènesetleurs sévéritésselon l’échelleUKU(0à3)

Pasdelienstatistiquementsigniﬁcatif entrelasévéritédesEIetlenombre deMPI(testdukhideux) Analyseunivariée Dormannetal. [17](2013)AllemagneCohorte prospective (3semaines)

≥65ansadmis auxurgences (hors traumatismes etblessures) PRISCUSn=351(78)Effetsindésirables ouerreurs médicamenteuses avecconséquence clinique

OR=1,99(1,23-3,52) Larocheetal. [18](2007)FranceCohorte prospective≥70ans courtséjour gériatrique

Larochen=2018 (85,2)Effetsindésirables àl’admissionPasdeliensigniﬁcatif: OR=1,0(0,8-1,3)

(12)

Critères d’évaluationRésultatsstatistiques Renom-Guiteras etal. [33](2018)

8payseuropéensCohorte prospective≥65ans atteintsdedémence S-MMSE≤24 eninstitution ouàdomicile

EU(7)-PIMn=2004 (83)Blessuresconsécutives àunechute≥2MPI: OR=1,54(1,04-2,30) Hospitalisations≥2MPI: OR=1,6(1,13-2,27) Samuelsson etal. [35](2016)

SuèdeCohorte rétrospective≥75ans ayantsubisune résectiondel’intestin pouruncancer colorectal Listesuédoise (Nationalboardof healthandwelfare criteria)

n=7279Duréedeséjour àl’hôpitalOR=1,14(1,00-1,29) allongementenmoyenne de1jour Mortalitépost opératoireà30joursOR=1,43(1,11-1,85) Hyttinenetal. [42](2017)FinlandeCohorte rétrospective≥65ans Malades d’Alzheimer

Listeﬁnlandaise (Meds75+)n=47850 (80,6)Fracturesducol dufémurHR=1,31(1,06-1,63)

(13)

d’identiﬁcation) - Outils composites.

Identiﬁcation Méthode Résultats

Auteur (année)

Pays Méthodologie Critères d’inclusion

Outils

d’identiﬁcation des MPI

n = effectif (âge moyen, en années)

Critères d’évaluation

Résultats statistiques

Boret al.

[40] (2017)

Hongrie Cohorte rétrospective (12 mois)

Résidents d’une maison de repos médicalisée

Outil composite (à partir de Beers 2015/Laroche 2007/Priscus 2010/Mann list autrichienne 2012)

n = 197 (81,2) Chute ayant entraîné une hospitalisation dans les 12 mois suivant l’entrée

Pas de lien signiﬁcatif (test du khi deux)

Reichet al.

[31] (2014)

Suisse Cohorte rétrospective

≥65 ans Population communautaire

Combiné : Beers (2012) et/ou PRISCUS

n = 49 668 (74,6)

Hospitalisations 1 MPI : HR = 1,13 (1,07-1,19) 2 MPI : HR = 1,27 (1,19-1,35) 3 MPI : HR = 1,35 (1,22-1,50)

>3 MPI : HR = 1,63 (1,40-1,90) Berdotet al.

[41] (2009)

France Cohorte prospective (4 ans)

≥65 ans Population communautaire

Outil composite (à partir de Beers 1997 + Fick + Laroche)

n = 6 343 (73,7) Chutes ≥2 MPI : pas de lien signiﬁcatif : RR = 1,14 (0,95-1,37)

Beers 2003 Beers 2012 Beers 1997 Beers 2015 STOPP START 2008 STOPP 2008 STOPP 2015 STOPP (communs 2008 et 2015) PRISCUS Laroche MAI EU(7)-PIM Autres

0 2 4 6 8 10 12

Figure 2.Occurrence des différents outils d’identiﬁcation dans les 37 articles inclus.

Une étude portant sur une cohorte de 351 patients âgés admis aux urgences (hors traumatismes et blessures) a montré que la prescription de MPI selon la liste PRISCUS était signiﬁcativement associée à un risque d’effet indé- sirable ou d’erreur médicamenteuse avec conséquences cliniques [17].

Enﬁn, une seule étude a été menée en choisissant la liste de Laroche comme outil d’identiﬁcation des MPI.

Cette étude franc¸aise incluant 2 018 patients âgés de

70 ans et plus n’a pas montré d’association signiﬁcative entre la prescription de MPI et la survenue d’effets indé- sirables à l’admission dans un service de court séjour gériatrique [18].

Passages aux urgences

Les trois études utilisant l’outil STOPP ont montré une association signiﬁcative entre la prescription d’un MPI et le passage aux urgences [7, 11, 13].

(14)

Hospitalisations Evènements indésirables iatrogènes Mortalité Passages aux urgences Qualité de vie liée à la santé Durée d'hospitalisation Chutes Blessures consécutives à une chute Fractures du col du fémur Altération de l'état général

0 2 4 6 8 10 12 14 16 18

Lien avec MPI Absence de lien avec MPI

Figure 3.Occurrence des différents critères cliniques testés dans les 37 articles inclus. MPI : médicaments potentiellement inappropriés.

En revanche, les résultats des études conduites avec les critères de Beers divergent [19-22].

Hospitalisation

Sur les 37 études de cette revue de la littérature, 17 ont étu- dié l’association entre la prescription de MPI et le risque d’hospitalisation. Les outils utilisés dans ces études étaient les critères de Beers (2003 ou 2012) partiels ou entiers, STOPP (2008), la liste PRISCUS, les critères Maio et la EU(7)-PIM list.

Dans 16 de ces 17 études, la prescription de MPI était associée de fac¸on signiﬁcative à un risque d’hospitalisation [7, 19, 21-34].

Une seule étude utilisant les critères de Beers (2012) dans une population spéciﬁque (patients de 65 ans et plus souffrant d’un cancer de la tête et du cou) n’a pas retrouvé de lien signiﬁcatif entre la prescription de MPI et une hospitalisation de plus d’un mois [8].

Durée d’hospitalisation

Seules quatre études cherchant à prouver que les patients exposés aux MPI avaient des durées d’hospitalisation allongées ont été recensées dans notre revue de la lit- térature.

Une étude italienne a conclu à l’absence de lien entre une hospitalisation d’une durée au moins égale à 13 jours et la prescription d’un médicament selon un sous- ensemble de la liste de Beers (2003). Cette liste partielle ne comportait que les médicaments de la liste considérés comme « à éviter en général» (indépendamment de la posologie ou de la pathologie) [9].

La deuxième étude menée chez des sujets d’au moins 75 ans ayant subi une résection de l’intestin pour un cancer colorectal a montré un allongement d’un jour d’hospitalisation en moyenne pour les patients exposés à un médicament de la liste suédoise [35].

Une étude allemande a mis en évidence une augmentation de 4,5 jours d’hospitalisation par an et 0,7 jour en établissements de soins de suites et de réadaptation pour les patients exposés à un MPI de la liste PRISCUS (p

<0,001) [15].

Enfin, une étude espagnole portant sur une cohorte de 235 patients hospitalisés, atteints de maladies chroniques à un stade avancé et nécessitant des soins palliatifs, n’a pas montré de lien significatif entre la durée d’hospitalisation et la prescription de MPI que ce soit en considérant la liste STOPP (v2015) ou bien leMAI. Cette étude a égale- ment étudié deux autres critères cliniques : la destination de sortie et la survie à 12 mois qui n’ont pas non plus présenté de lien significatif avec les 2 outils testés [36].

Mortalité

Sur les 10 études évaluant ce critère, seules trois ont démontré une augmentation du risque de mortalité : une avec Beers 2012 partiel, une avec Beers 2003 et une avec la liste suédoise dans une population très spéciﬁque (patients≥75 ans ayant subi une résection de l’intestin pour un cancer colorectal) [25, 35, 37]. Il est à noter qu’une étude a montré un risque plus faible de décès (OR = 0,39 (0,38-0,40)) dans le groupe MPI (Beers 2012 partiel) [26].

Les six autres études utilisant les versions de 1997 ou de 2003 des critères de Beers (totales ou partielles), la liste STOPP (2015) ou leMAIn’ont pas démontré de lien signiﬁcatif avec la mortalité [9, 20, 21, 36, 38, 39].

Les autres outils d’identiﬁcation des MPI n’ont pas été testés.

Chutes

Deux études se servaient d’un outil composite combinant plusieurs listes. Aucune n’a montré de lien signiﬁcatif avec la survenue de chutes [40, 41].