Recherche clinique

DOI of or1Unit of V

plantation andItalie.

2Institute oDepartment of

3Section ofplantation andItalie.

Nouveau facteur predictif peroperatoire desresultats du traitement des anevrismesrompus de l’aorte abdominale : le delai avantchoc (DAC)

Edoardo Scarcello,1 Mauro Ferrari,1 Giuseppe Rossi,2 Raffaella Berchiolli,1 Daniele Adami,1

Francesco Romagnani,3 Franco Mosca,3 Pise, Italie

Rationnelle : Chez les malades presentant un anevrysme de l’aorte abdominale rompu (AAAR)et un choc, le delai entre le debut des symptomes dus a l’AAAR et la presence d’un chocconstitue ont ete etudies pour evaluer sa signification pronostique. Ce delai etait appele delaiavant choc (DAC).Methodes : Quatre-vingt-quatorze malades operes entre 2002 et 2007 ont ete retrospective-ment analyses concernant le DAC et les parametres suivants : presence de choc, severite dusaignement, age, comorbidites, et sexe. Pour le DAC, avec une valeur seuil de dix heures, troisgroupes de malades etaient distingues : malades avec DAC de 10 hr ou moins (DAC court),malades avec DAC superieur a 10 (DAC long), et malades sans choc. Le rapport de ces varia-bles avec la mortalite peroperatoire et a 30 jours a ete analyse par des analyses univariees etmultivariees.Resultats : En analyse univariee, les malades avec DAC court avaient une mortalite quadruplecomparee aux malades sans choc ( p ¼ 0,000), alors que l’augmentation de la mortalite despatients avec DAC long n’etait pas significative ( p ¼ 0,448). La mortalite des malades avec choc(presence de choc) etait 3,7 fois plus haute que celle des malades sans choc ( p ¼ 0,001). Lamortalite liee au saignement massif etait 3,7 fois plus haute que celle lie a un saignement modere( p ¼ 0,001). On a observe une mortalite accrue avec un niveau de significativite limite chez lesmalades de plus de 75 ans ( p ¼ 0,052). Le lien entre la mortalite et la presence de comorbiditeset le sexe n’etait pas significatif. En analyse multivariee, la mortalite des patients avec DAC courtetait clairement la plus haute, apres saignementmassif oumodere. Dans lemodele logistique avecDAC, le test de Wald montrait comme significatifs un DAC court ( p ¼ 0,001) et la severite dusaignement ( p¼ 0,033) mais pas l’age ( p¼ 0,103) et un DAC long ( p¼ 0,0401). Le modele avecDAC etait plus performant que celui avec le choc,montrant une sensibilite plus elevee, des valeursplus elevees du J deYouden, et une plus grande proportion de variation de lamortalite totale. Avecle modele avec DAC, deux groupes demalades (75 ans oumoins avec saignement massif et plusde 75 ans avec saignementmodere), tous les deux avecDACcourt, etaient a haut risque de decesnon prevu par le modele avec choc.

iginal article: 10.1016/j.avsg.2009.07.011.

ascular Surgery of the Department of Oncology, Trans-New Technologies in Medicine, University of Pisa, Pise,

f Clinical Physiology C.N.R., della Ricerca S. Cataldo,Epidemiology and Biostatistic, Pise, Italie.

General Surgery of the Department of Oncology, Trans-New Technologies in Medicine, University of Pisa, Pise,

Correspondance : Prof. Mauro Ferrari, Azienda Ospedaliera Uni-versitaria Pisana and University of Pisa, Presidio Ospedaliero Cisanello,Via Paradisa, 2, 56124 Pise, Italie, E-mail: m.ferrari@med.unipi.it

Ann Vasc Surg 2010; 24: 315-320DOI: 10.1016/j.acvfr.2010.08.017� Annals of Vascular Surgery Inc.Edite par ELSEVIER MASSON SAS

345

346 Scarcello et al. Annales de chirurgie vasculaire

Conclusion : Le DAC semble completer l’information fournie par le parametre « presence dechoc », et son evaluation permet un jugement plus precis du risque de deces, a l’arrivee desmalades avec AAAR.

INTRODUCTION

La mortalite globale des anevrysmes de l’aorte

abdominal rompus (AAAR) est encore importante,

en depit des ameliorations significatives de la chi-

rurgie, de l’anesthesie, et des soins de reanimation

postoperatoire.1-9 La presence d’un choc, ainsi que

le besoin de reanimation cardio-respiratoire, sont les

facteurs pronostiques les plus defavorables, capables

de prevoir la mortalite surajoutee au seul AAAR. Le

delai entre le commencement des symptomes dus a

l’AAAR, et la presence d’un syndrome de choc

constitue n’ont jamais ete enregistres dans les etu-

des precedentes.

Dans ce travail, nous evaluons ce delai, appele

delai avant choc (DAC) pour correler le debut pre-

coce ou tardif du choc avec les resultats finaux des

malades avec AAAR.

MALADES ET METHODES

Dans une etude retrospective de 94 malades conse-

cutifs ayant la reparation ouverte d’un AAAR

entre janvier 2002 et fevrier 2007, la significativite

pronostique du choc (assume en tant que « presencede choc ») et duDAC ont ete evalues, avec la severite

du saignement, l’age, les comorbidites, et le sexe. Le

choc etait defini comme la perfusion insuffisante des

organes vitaux avec le desequilibre consecutif entre

la fourniture et la demande d’oxygene, du a

l’insuffisance du volume intravasculaire avec une

precharge cardiaque critiquement alteree.

Une pression arterielle systolique <100 ou un

index de choc >1,0 etaient employes comme mar-

queurs cliniques de choc hypovolemique. D’autres

signes etaient egalement consideres : chute de la

pression arterielle systolique de plus de 40 mm Hg,

paleur, evanouissement, peau fraiche et moite,

remplissage capillaire retarde, tachycardie, tachy-

pnee, oligurie, et conscience alteree.10,11

SelonDAC, trois groupesdemalades etaient distin-

gues :malades avecDACde10heures oumoins (DAC

court),malades avecDAC> 10heures (DAC long), et

malades sans choc. Concernant la severite du saigne-

ment, deux groupes de malades etaient definis : ceux

avec un saignement modere (hematome retroperito-

neal modere) et ceux avec un saignement massif

(hematome retroperitoneal massif ou hemoperi-

toine).12 La valeur seuil pour l’age etait a 75 ans.

Cohorte et caracteristiques des malades

L’age moyen des malades etait de 70 ans pour les

hommes (ecart type, ±7,1 ; extremes, 51-88) et 75

ans pour les femmes (ecart type, ±3 ; extremes,

71-83). Il y avait 88 hommes (96,6%) et 6 femmes

(6,4%).

Un hematome retroperitoneal modere (des rena-

les aux arteres iliaques) etait present chez 43 mala-

des (45,8%) ; un hematome retroperitoneal massif

(du diaphragme au bassin) chez 26 malades

(27,6%) ; et un hematome retroperitoneal massif

lie a une fistule arterioveineuse chez 3 malades

(3,2%) - une fistule aorto-cave, une fistule aorto-

iliaque, et une fistule aorto-renale (retro-aortique);

un hemoperitoine etait present chez 22 malades

(23,4%). Une valeur d’hematocrite inferieure a 27 a

ete trouvee chez 47,3% des malades avec un

hematome retroperitoneal modere, 71,7% des

sujets avec un hematome retroperitoneal massif, et

82,9% des malades avec un hemoperitoine.

Cinquante et un malades (54,0%) avaient un

choc. La broncho-pneumopathie chronique obs-

tructive (BPCO) affectait 25 malades (26,6%) ; une

hypertension arterielle, 23 malades (24,4%) ;

une coronaropathie, 9 malades (9,6%) ; une coro-

naropathie avec antecedent d’infarctus du myo-

carde (IM), 6 malades (6,4%) ; une insuffisance

renale chronique, 3 malades (3,2%) ; la coronaro-

pathie etait associee a des lesions occlusives arte-

rielles peripheriques (LAOP) chez 3malades (3,2%);

a une BPCO chez 3 malades (3,2%) ; et a des LAOP

chez 3 malades (3,2%). Dix-neuf malades n’avaient

aucune comorbidite (20,2%) (Tableau I).

Methodes statistiques

En analyse univariee, le test exact de Fisher (valeur

de p a deux entrees) etait applique. Des series de

Taylor et les intervalles de confiance a 95% de

Greenland-Robins ont respectivement ete employ-

ees pour le risk ratio et le risk ratio combine de

Mantel-Haenszel. Pour comparer les risk ratios en

analyse stratifiee, un test du Chi-carre pour

l’homogeneite a ete realise.

L’analysemultivariee a ete faite avec lemodele de

regression logistique multiple, avec les variables

averees significative en analyse univariee. La pro-

portion de la variation totale de la mortalite expli-

quee par le modele complet a ete estimee par le

Tableau I. Mortalite et comorbidites

preoperatoires

Comorbiditespreoperatoires

No. totalde malades Mortalite %

BPCO 25 6 24,0

Coronaropathie 9 0 0

Hypertension 23 5 21,7

LAOP 3 1 33,3

IRC 3 0 0

Coronaropathie+ LAOP 3 2 66,6

Coronaropathie+ BPCO 3 1 33,3

Coronaropathie + ante-

cedent d’infarctus du

myocarde

6 5 83,3

Absence 19 7 36,8

BPCO, broncho-pneumopathie chronique obstructive ; LAOP,

lesions arterielles occlusives peripheriques ; IRC, insuffisance

renale chronique.

Tableau II. Complications postoperatoires et

mortalite liee

Incidence(%)

Mortalite(%)

Insuffisance renale aigue 10 (10,6%) 7 (70%)

DPV 8 (8,5%) 8 (100%)

SDRA 7 (7,5%) 7 (100%)

IM 6 (6,4%) 5 (83%)

AIT/AVC 4 (4,3%) 0

Ulcere duodenal 1 (,9%) 0

AIT, accident vasculaire transitoire ; DPV, defaillance

polyviscerale; IM, infarctus du myocarde ; SDRA, syndrome de

detresse respiratoire de l’adulte.

Vol. 24, No. 3, 2010 Prediction du resultat du traitement des AAA rompus 347

pseudo-R2. La contribution de chaque variable a la

mortalite a ete evaluee par la diminution du pseudo-

R2 obtenue par une retro-elimination de chaque

variable selon son degre de significativite. La signi-

ficativite de chaque variable a ete evaluee par le test

de Wald et le rapport de probabilite.

La performance du modele logistique a ete eva-

luee par sa capacite a classifier correctement les

malades comme morts ou non. La classification des

malades par regression logistique a ete effectuee en

assumant comme morts ceux avec une probabilite

prevue de deces > 0,5.

RESULTATS

La morbidite etait de 22,3% (intervalle de confiance

a 95% [IC] ¼ 14,4-32,1, 21 malades) ; la mortalite

globale etait de 28,7% (IC 95% ¼ 19,9-39,0, 27

malades). Les causes de deces sont enumerees

dans le tableau II. La quantite moyenne de sang

transfusee etait de 4987 ± 2883 mL chez les malades

ne survivant pas a la chirurgie et de 1783 ± 987 mL

chez les survivants.

Analyse univariee

Les resultats sont montres sur le tableau III.

DAC. Compares auxmalades sans choc, ceux a DAC

court ont presente une mortalite quintuplee statisti-

quement significative. L’augmentation de la mor-

talite des malades avec DAC long n’etait pas

significative.

Choc. La relation entre le choc et la mortalite etait

statistiquement significative. La mortalite chez les

malades presentant un choc etait 3,7 fois plus elevee

que chez les malades sans choc.

Severite de l’hemorragie. La mortalite etait signifi-

cativement plus haute chez les malades ayant un

saignement massif.

Age des malades. La mortalite parmi les malades de

plus de 75 ans etait plus elevee que chez les malades

plus jeunes, avec une significativite limite.

Comorbidites. Le Tableau I rapporte lamortalite liee

a chaque type de comorbidite. La mortalite relative

n’etait pas statistiquement significative. Meme la

mortalite particulierement elevee liee a la corona-

ropathie associee aux LAOP et a la coronaropathie

avec antecedent d’IM n’atteignait pas la significati-

vite statistique.

Sexe. Une mortalite plus elevee a ete observee chez

les femmes, mais le petit nombre de femmes ne per-

met pas une evaluation statistique appropriee.

Analyse multivariee

Les resultats des deux modeles de regression logis-

tique multiple differents avec DAC et choc sont res-

pectivement montres dans le tableau IV. La

proportion de variation totale de la mortalite

expliquee par le modele comprenant le choc

(pseudo-R2 ¼ 0,205) etait inferieure a celle du

modele comprenant le DAC (pseudo-R2 ¼ 0.244).

Dans le modele avec DAC le test de Wald montrait

un role significatif du DAC court ( p¼ 0,001) et de la

severite du saignement ( p ¼ 0,033), mais pas de

l’age ( p ¼ 0,103) et d’un DAC long ( p ¼ 0,401).

DAC expliquait 71,2% de la variation de la mor-

talite totale expliquee par le modele ; la severite du

saignement, 19,1% ; et l’age, 9,7%. Dans le

modele comprenant la variable choc, le test deWald

montrait un role significatif du choc ( p ¼ 0,008) et

de la severite du saignement ( p ¼ 0,011), et une

significativite proche pour l’age ( p ¼ 0,071). La

Tableau III. Resume des resultats de l’analyse univariee

Variable Mortalite % RR IC 95% Valeur de p

Age (ans)

>75 9/19 47,4 1,97 1,06-3,68 0,053

�75 18/75 24,0

Sexe

Femmes 3/6 50,0 1,83 0,77-4,37 0,349

Hommes 24/88 27,3

Severite de

l’hemorragie

Massive 22/51 43,1 3,71 1,53-8,96 0,001

Moderee 5/43 11,6

Delai avant choc

�10 heures 18/31 58,1 4,99 2,08-11,99 0,000

>10 heures 4/20 20,0 1,72 0,51-5,73 0,448

Absence de choc 5/43 11,6

Choc

Present 22/51 43,1 3,71 1,53-8,96 0,001

Absent 5/43 11,6

Comorbidites

preoperatoires

Presentes 20/75 26,7 0,72 0,36-1,45 0,404

Absentes 7/19 36,8

RR, risk ratio.

Tableau IV. Modele de regression logistique de mortalite avec DAC ou sans choc

Regression avec DAC Regression sans choc

Variable b SE (b) Valeur de p b SE (b) Valeur de p

Age (ans)

>75 1,0429 0,6389 0,103 1,1010 0,6109 0,072

Severite de l’hemorragie

Massive 1,2829 0,6027 0,033 1,4828 0,5861 0,011

Delai avant choc

�10 heures 2,0641 0,6385 0,001

>10 heures 0,6443 0,7666 0,401

Choc

Present 1,5602 0,5911 0,008

Pseudo-R2¼ 0,244 0,205

Deux modeles de regression logistique sont presentes:

b ¼ coefficient de regression ; ES (b)¼ erreur standard b ; p ¼ valeur de p pour le test de Wald.

Estimated regression coefficients and their standard errors (SE) are reported for the variables included in the regression model.

348 Scarcello et al. Annales de chirurgie vasculaire

variable choc expliquait 52,2% de la variation de la

mortalite totale expliquee par le modele ; la severite

du saignement, 33,5% ; et l’age, 14,2%. Dans le

modele logistique avec DAC une interaction non

significative etait observee entre DAC et la severite

du saignement, n’indiquant aucune modification

d’effet entre DAC et la severite du saignement.

Les rapports de risque des DAC court et long stra-

tifies par severite du saignement sont rapportes dans

le Tableau V. La mortalite chez les malades a DAC

court etait significativement plus haute que celle des

malades sans choc : 3,8 fois apres saignement massif

et 3,7 fois apres saignement modere. La mortalite

avec DAC long etait legerement plus haute que celle

des patients sans choc : 1,7 fois plus haute apres

saignement massif et 1,3 fois apres saignement

modere. On observait une heterogeneite non

significative entre saignement massif et modere

Tableau V. Mortalite liee au DAC dans les deux types d’hemorragie

Hemorragie massive Hemorragie moderee

Mortalite % RR IC 95% Mortalite % RR IC 95% RRM-H IC 95%

DAC court (�10 hr) 16/24 66,7 3,78 1,30-10,96 2/7 28,6 3,71 0,63-21,88 3,76 1,49-9,49

DAC long(>10 hr) 3/10 30,0 1,70 0,42-6,87 1/10 10,0 1,30 0,13-12,80 1,57 0,48-5,16

Absence de choc 3/17 17,6 2/26 7,7

RR, risk ratio ; RRM-H, risk ratio combine Mantel-Haenszel.

Tableau VI. Performance de deux modeles de regression logistique appliques a tous les maladies (a) et

aux maladies choques (b)

Regression avec DAC Regression avec choc

Deces Deces

(a) Oui Non Total Oui Non Total

Classification Oui 17 9 26 Oui 6 2 8

en regression logistique

Non 10 58 68 Non 21 65 86

Total 27 67 94 Total 27 67 94

% 95% CI % 95% CI

Sensibilite 63,0 44,7-81,2 22,2 6,5-37,9

Specificite 86,6 78,4-94,7 97,0 92,9-100

PV+ 65,4 47,1-83,7 75,0 45,0-100

PV� 85,3 76,9-93,7 75,6 66,5-84,7

Prevalence vraie 28,7 19,6-37,9 28,7 19,6-37,9

Prevalence apparente 27,7 18,6-36,7 8,5 2,9-14,1

Youden’s J 0,49 0,29-0,69 0,19 0,03-0,35

Deces Deces

(b) Oui Non Total Oui Non Total

Classification Oui 17 9 26 Oui 6 2 8

en regression logistique

Non 5 20 25 Non 16 27 43

Total 22 29 51 Total 22 29 51

% 95% CI % 95% CI

Sensibilite 77,3 59,8-94,8 27,3 8,7-45,9

Specificite 69,0 52,1-85,8 93,1 83,9-100

PV+ 65,4 47,1-83,7 75,0 45,0-100

PVe 80,0 64,3-95,7 62,8 48,3-77,2

Prevalence vraie 43,1 29,5-56,7 43,1 29,5-56,7

Prevalence apparente 51,0 37,3-64,7 15,7 5,7-25,7

Youden’s J 0,46 0,22-0,70 0,20 0,00-0,41

La classification en regression logistique etait faite en considerant decedes les maladies avec une probabilite predictive de mortalite

>0,5.

Vol. 24, No. 3, 2010 Prediction du resultat du traitement des AAA rompus 349

pour les rapports de risque des DAC court et long.

Les rapports de risque combines M-H etaient res-

pectivement de 3,76 et 1,57.

Les performances des deuxmodeles de regression

logistique, avec DAC et avec le choc, ont ete eva-

luees et montrees dans le tableau VI. Dans le

modele avec DAC, la sensibilite et le J de Youden

etaient beaucoup plus grands que ceux du modele

avec choc. Dans le modele avec choc, la prevalence

apparente etait significativement inferieure a la

prevalence vraie pour tous les malades ( p ¼ 0,001)

et les malades presentant un choc ( p¼ 0,004). Dans

Tableau VII. Probabilite de mortalite predite par deux modeles de regression logistique

Regression avec DAC Regression avec choc

DAC Choc

Age(ans) Severite de l’hemorragie Pas de choc >10 Heures �10 Heures Non Oui

�75 Moderee 0,049 0,089 0,288 0,042 0,174

Massive 0,156 0,261 0,594 0,163 0,481

>75 Moderee 0,127 0,217 0,535 0,117 0,388

Massive 0,340 0,501 0,806 0,369 0,736

350 Scarcello et al. Annales de chirurgie vasculaire

le modele logistique avec DAC (tableau VII), deux

groupes de malades avec DAC court -ceux de 75 ans

ou moins avec saignement massif et ceux de plus de

75 ans avec saignementmodere -ont presente risque

de deces attendu non prevu par lemodele avec choc.

DISCUSSION

Les resultats desmalades presentant un debut rapide

du choc etaient plusmauvais compares au groupe de

malades a choc plus tardif, et un DAC court s’est

avere un facteur predictif significatif de deces,

comme le choc lui-meme et l’hemorragie massive.

Quant aux autres variables, l’age atteignait une

significativite limite en analyse univariee, mais pas

en analyse multivariee, et le sexe et les comorbidites

semblaient egalement non significatifs. Seulement

six malades etaient des femmes et les comorbidites

avec unemortalite plus elevee (coronaropathie avec

LAOP et coronaropathie avec antecedent d’IM)

concernaient un nombre restreint de patients : la

petite taille de ces trois groupes ne permettait pas

une analyse statistique.

DAC semblait fournir l’information fournie par la

presence du choc et l’utilisation de DAC permet un

jugement plus efficace du risque de deces. La mor-

talite des malades avec DAC court (choc precoce)

etait clairement plus haute que celle des patients

avec DAC long (choc tardif), apres saignement

massif ou modere. De maniere interessante, le ris-

que de deces lie a un DAC long n’etait pas significatif

dans des analyses univariees et multivariees.

Le modele de regression logistique avec la

variable DAC etait plus performant que le modele

avec la variable choc, montrant une sensibilite

plus elevee et des valeurs plus elevees de prevalence

apparente du J de Youden.

En effet, avec le modele avec DAC, deux groupes

de malades avec DAC court e ceux de 75 ans ou

moins avec saignement massif et ceux de plus

de 75 ans avec saignement modere -ont presente

un haut risque de deces non prevu par le modele

avec choc.

Les malades qui developpent un choc passent

typiquement par trois stades. Au stade I (egalement

appele compense), les mecanismes compensateurs

evitent l’hypoperfusion des organes. Au stade II

(egalement appele decompense), en depit de l’acti-

vite intense des mecanismes compensateurs,

l’hypoperfusion des organes commence. Au stade

III, les mecanismes compensateurs echouent, la

pression arterielle diminue et il y a evidence claire

d’hypoperfusion des organes.13,14 Nous pensons que

les malades presentant un DAC � 10 heures sont

ceux avec des stades I et II plus courts en raison de

leurs mecanismes compensateurs limites, du fait des

caracteristiques physiologiques et/ou pathologiques

(par exemple l’age, la reserve physiologique limitee

d’un ou plusieurs organes, des antecedents cardio-

respiratoires graves).

CONCLUSION

L’evaluation du DAC a l’admission en urgence

des malades avec un AAAR pourrait rapidement

preciser ceux avec un plus mauvais pronostic.

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