Les complications pulmonaires postopératoires (CPP) entraînent souvent la mort des patients après la chirurgie [1]. Parmi les nombreuses entités résumées sous le nom de CPP, la pneumonie d’aspiration postopératoire (PAP) est la pathologie la plus précaire, avec des taux de mortalité allant jusqu’à 38,5 % après une chirurgie générale et viscérale [2,3]. En considérant une incidence de 0,8 % à 1,9 %, la mortalité globale associée à la NAP chez les patients chirurgicaux devrait être d’environ 0,5 % [3,4].
La NAP entraîne une augmentation de la durée du séjour à l’hôpital, un besoin accru de soins intensifs et une augmentation des coûts [5,6]. Les taux d’incidence et de mortalité ne se sont pas améliorés au cours des dernières décennies malgré les progrès de l’anesthésie, des soins intensifs et des techniques chirurgicales [2.4-7].
Les facteurs de risque connus de NAP liés aux patients sont l’âge avancé, une faible saturation artérielle en oxygène (SpO2) préopératoire, une infection pulmonaire dans le mois précédant la chirurgie et une anémie préopératoire [2].
Les facteurs de risque liés à la procédure comprennent le type de chirurgie (thoracique, gastro-intestinale supérieure [GI], réparation d’un anévrisme de l’aorte abdominale), la durée de la chirurgie, les procédures d’urgence et le type d’anesthésie (générale, régionale) [2, 8].
Les directives de pratique actuelles de l’ American Society of Anesthesiologists (ASA) recommandent de jeûner pour les aliments solides pendant plus de 6 à 8 heures et pour les liquides clairs pendant 2 à 4 heures avant les opérations électives [9]. Suite à ces recommandations dans un cadre électif, les patients subissant une anesthésie sont supposés présenter un faible risque d’aspiration périopératoire.
Cependant, dans les situations d’urgence, la vidange gastrique est altérée ; par conséquent, même après des périodes de jeûne prolongées, on ne peut pas supposer que les patients ont l’estomac vide [10].
Il existe peu de preuves sur la manière d’éviter la NAP. Il existe peu de mesures préventives qui se sont révélées efficaces. Il a été démontré que l’entraînement préopératoire des muscles inspiratoires est efficace pour prévenir la PAP, mais pas pour réduire la mortalité à 30 jours [11]. La pose systématique d’une sonde nasogastrique après une chirurgie abdominale est associée à une augmentation de la NAP [12].
Cette étude cas-témoins pondérée et parfaitement adaptée identifie les facteurs de risque de NAP chez les patients subissant une chirurgie générale et viscérale.
| Méthodes |
> Patients
Cette étude cas-témoins a été menée dans un centre de référence tertiaire. Tous les patients ayant subi une chirurgie générale au service de chirurgie générale et viscérale, de janvier 2012 à décembre 2018, étaient éligibles pour cette étude.
Les critères d’inclusion étaient : un âge ≥ 18 ans et une autorisation écrite pour une utilisation future des données médicales dans l’analyse des bases de données.
Les critères d’exclusion étaient : les pneumonies d’aspiration survenant en préopératoire jusqu’à 24 heures après l’opération, les patients présentant une pneumonie préexistante, les patients présentant des régurgitations pendant l’anesthésie et les patients subissant une chirurgie thoracique ou vasculaire.
Les cas étaient tous des patients avec NAP documentés dans les dossiers médicaux et des données définitives enregistrées utilisées par les responsables des coûts. Le diagnostic de NAP était généralement confirmé à l’aide des informations suivantes : signes cliniques récents de pneumonie, plus l’un des éléments suivants : fièvre, présence d’infiltrats typiques sur les radiographies pulmonaires ou au scanner (par exemple, infiltrats affectant principalement le lobe inférieur droit), ou une augmentation inexpliquée de la protéine C-réactive ou du nombre de globules blancs.
Tous les patients sans NAP qui répondaient aux critères d’inclusion étaient considérés comme des témoins.
> Collecte et traitement des données
Les données ont été extraites de la base de données électronique du service de chirurgie. Cette base de données est alimentée de manière prospective et semi-automatique, capturant toutes les sources électroniques accessibles de données sur les patients, dans l’ensemble du système de base de données de l’hôpital.
Les dossiers physiques et électroniques de tous les cas identifiés ont été examinés par 1 enquêteur (MS) pour confirmer la cohérence du diagnostic et compléter les données manquantes.
Toutes les interventions chirurgicales ont été subdivisées en procédures prédéfinies selon le catalogue suisse des opérations (codes CHOP). Les modifications annuelles du catalogue ont été prises en compte dans l’analyse statistique, regroupant les codes CHOP selon le catalogue de référence émis par le Bureau fédéral de la santé (codes CHOP de référence BFS) [13].
Les données suivantes ont été incluses : date et durée de la chirurgie, catégorie par rapport à l’urgence (chirurgie élective ou d’urgence ; divisée en patients à jeun > 6 heures et ceux à jeun ≤ 6 heures), chirurgie extra-abdominale/ouverte/laparoscopique, nombre de procédures par chirurgie et de perte de sang.
Le cas échéant, les variables continues ont été classées en groupes cliniquement pertinents, tels que l’indice de masse corporelle (IMC), qui a été divisé en insuffisance pondérale, poids normal, y compris les sujets modérément en surpoids (< 18 kg/m2 vs ≥ 18 – ≤ 35 kg/m2 et > 35kg/m2). Pour la perte de sang, les données ont été divisées en 2 groupes différents, établissant la valeur seuil au 90e centile de perte de sang, soit 100 ml.
Tous les patients ont reçu une anesthésie conformément aux directives standardisées de l’établissement. Les patients classés en urgence et les patients présentant un IMC > 35 kg/m2, une immobilité préexistante de la colonne cervicale, une pilosité faciale, des anomalies anatomiques du visage et du cou ou un mauvais état dentaire ont reçu une séquence d’induction rapide, ou ils a subi une intubation nasotrachéale par fibre optique éveillée.
L’étude a été approuvée par le comité d’éthique local (n° 2020-01506).
> Statistiques
Les analyses statistiques ont été effectuées à l’aide du programme R (www.r-project.org). Les données continues sont exprimées en moyenne ± écart type. Pour comparer les proportions, l’analyse c2 a été utilisée ; pour les variables continues, le test t de Student ou le test U de Mann-Whitney a été utilisé, selon le cas. Pour les analyses de régression logistique multivariée, les valeurs P ont été estimées à l’aide de tests de rapport de vraisemblance et les intervalles de confiance (IC) ont été estimés à l’aide de la méthode Wald.
Après l’analyse descriptive, l’impact des différentes procédures a été évalué en fonction de leur quantité. Pour chaque groupe, les probabilités associées à la NAP ont été estimées sous forme de rapport de cotes (OR) univarié, et la valeur P a été calculée à l’aide d’une estimation médiane non biaisée ( P moyen ).
Pour ajuster la colinéarité potentielle entre différentes interventions chirurgicales, un modèle de régression logistique multivariée a été utilisé, appliquant la correction de Firth à la probabilité maximale pénalisée (MP pénalisé), afin d’éviter la séparation. Les IC étaient basés sur les députés pénalisés [14,15].
Les interventions chirurgicales contenant une ou plusieurs procédures, avec un OR univarié > 2 pour la NAP, étaient considérées comme des interventions chirurgicales « à haut risque ». L’impact de l’inclusion de variables pour les procédures à haut risque, d’autres procédures, les données des patients et le score de Charlson sur le risque d’aspiration a été évalué avec les analyses de régression logistique univariées et multivariées de Firth. Les données manquantes dans le groupe témoin ont été imputées à l’aide de la méthode de survie randomisée en forêt [16].
L’effet de l’âge sur les chances de NAP a été modélisé par analyse de régression logistique, à l’aide de B-splines, en considérant le regroupement de covariables factorielles [17].
Une analyse de pondération et d’accord exact a été réalisée à l’aide du package « matching » du programme R [18,19]. Les cas et les témoins avec des procédures identiques par chirurgie ont été regroupés en sous-groupes pour des analyses plus approfondies. Des analyses de régression logistique conditionnelle univariée et multivariée ont été effectuées pour évaluer l’effet des données de base des patients et des variables sélectionnées du score de Charlson sur le bloc opératoire pour la NAP.
Des estimations robustes de la variance sandwich avec stratification pondérée entre les sous-groupes ont été réalisées pour évaluer l’effet des données globales des patients sur la NAP, quel que soit le type de chirurgie.
Par conséquent, la colinéarité potentielle entre les données liées à la chirurgie (par exemple, « procédures à haut risque », « procédures chirurgicales », « chirurgie élective ou d’urgence » et « type de chirurgie ») a été évitée. Une correspondance et une pondération exactes ont été utilisées pour mieux expliquer le fort effet de certaines parties OP.
L’impact des données sur les patients et les opérations sur la mortalité à 90 jours a été évalué à l’aide d’analyses de régression logistique univariée et multivariée de Firth, avec un processus supplémentaire de sélection de variables rétrospectives, basé sur le critère d’information d’Akaike.
| Résultats |
> Caractéristiques des patients
Au total, 23 647 patients ont subi 33 088 interventions chirurgicales. Au total, 187 patients ne répondaient pas aux critères d’inclusion.
Par conséquent, 23 460 patients, ayant subi 32 901 interventions chirurgicales, comprenant 51 013 interventions chirurgicales classées dans CHOP, ont été inclus dans l’analyse. Au total, 144 cas de NAP ont été documentés, ce qui représente une incidence de 0,44 % (IC à 95 % : 0,37 %-0,52 %). Quarante patients (27,8 %) atteints de NAP sont décédés dans les 90 jours.
> Chirurgie élective et d’urgence
La mortalité à 90 jours associée à la NAP n’était pas associée à une chirurgie d’urgence ( P = 0,581).
Environ les deux tiers ( n = 88 ; 61,1 %) des patients atteints de NAP ont subi une intervention chirurgicale d’urgence et ont jeûné pendant plus de 6 heures.
Après la procédure exacte de pondération et d’appariement, le RC de la NAP chez ces patients était de 3,25 (IC à 95 % : 1,46-7,26), par rapport aux patients subissant des interventions chirurgicales électives ( P < 0,001). Chez les patients ayant subi des interventions chirurgicales électives, la NAP s’est produite dans 1,14 % ( n = 54 sur 4 723 cas appariés), contre un taux de 4,23 % ( n = 88 sur 2 082 cas appariés).
> Score ASA
Le score ASA n’était pas un prédicteur de mortalité à 90 jours associée à la NAP ( P = 0,85).
Les patients atteints de NAP avaient un score ASA plus élevé que les patients du groupe témoin. Cependant, après pondération et appariement exacts, malgré des taux de 5,34 % et 12,08 % chez les patients avec des scores ASA III et IV/V, cette augmentation n’a pas atteint une signification statistique.
> Insuffisance pondérale et obésité
Les patients atteints de NAP avaient un IMC moyen inférieur (25,8 ± 5,2 kg/m2) à celui de ceux du groupe témoin (27,2 ± 5,9 kg/m2 ; P = 0,008).
Chez les patients avec un IMC < 18 kg/m2, le OR pour la NAP était de 2,53 (IC 95 % : 1,04-6,11 : P = 0,029), tandis que les patients obèses avec un IMC > 35 kg/m2 n’avaient pas d’augmentation significative du la probabilité de NAP. Les patients atteints de NAP décédés dans les 90 jours avaient un IMC moyen significativement inférieur à celui des survivants (24,3 ± 4,9 kg/m2 contre 26,4 ± 5,2 kg/m2 ; P = 0,033).
> Âge
Les patients atteints de NAP décédés dans les 90 jours étaient plus âgés que les survivants, avec un âge moyen de 77,4 ± 12,2 ans, contre 73,1 ± 11,1 ans ( P = 0,017).
L’âge avancé était associé à un risque accru de NAP. Alors que dans cette étude, 33,6 % des interventions chirurgicales ont été réalisées chez des patients âgés de 65 ans ou plus, 82,6 % ( n = 119) de tous les cas de NAP ont été observés dans ce groupe d’âge.
Après pondération et appariement exacts, l’âge avancé était associé à une augmentation des OR de 5,23 (IC à 95 % : 2,18-12,51) chez les personnes âgées (65 à 80 ans) et de 13,72 (IC à 95 % : 4,94-38,09) chez les octogénaires et plus ( P < 0,001).
> Impact du type de chirurgie et des procédures spécifiques
La chirurgie abdominale ouverte était associée au taux le plus élevé de PAN, soit 1,6 % ( n = 102), contre des taux de 0,1 % et 0,2 % en chirurgie abdominale extra-abdominale et laparoscopique. respectivement. Alors qu’une chirurgie ouverte a été réalisée dans 19,8 % de toutes les chirurgies analysées ( n = 6 506), 70,8 % de tous les cas de NAP ont été observés après une chirurgie ouverte.
Les risques les plus élevés de NAP se sont produits dans les chirurgies intra-abdominales, en particulier les opérations colorectales et les opérations du tractus gastro-intestinal supérieur. Les opérations associées à une probabilité significativement réduite de NAP étaient l’ablation des tumeurs sous-cutanées, les kystes sacro-coccygiens, les thyroïdectomies, les procédures proctologiques et la chirurgie d’accès veineux (c’est-à-dire les ports, l’implantation d’un cathéter de dialyse). Dans toutes les opérations mentionnées, aucun cas de NAP n’a été enregistré.
Le risque de NAP était plus élevé chez les patients âgés subissant des procédures à haut risque.
Parmi les 1 522 interventions bariatriques réalisées dans cette étude, il n’y a eu qu’un seul cas de PNA documenté, après une résection gastrique en manchon. Par conséquent, les procédures bariatriques comportent l’un des risques les plus faibles parmi les procédures viscérales.
> Perte de sang
En analyse univariée, une perte de sang > 100 mL était associée à un risque significativement accru de PAC (OR 4,43 ; IC 95 % : 3,08-6,26 ; P < 0,001). Cependant, en analyse multivariée, cet effet n’était plus présent.
Après pondération et appariement exacts, il existait même une association négative entre une perte de sang élevée et le risque de PAC (OR 0,50 ; IC à 95 % : 0,25-0,99 ; P = 0,005). La perte de sang n’était pas associée à un taux de mortalité élevé à 90 jours et n’était pas non plus un prédicteur de mortalité dans l’analyse de sélection de variables rétrospectives.
> Sexe
Les femmes avaient un risque significativement plus faible de NAP (RC 0,4 ; IC à 95 % : 0,23-0,69 ; P < 0,001). La mortalité à 90 jours associée à la NAP était similaire entre les patients de sexe masculin et féminin.
> Comorbidités
Après appariement exact, l’insuffisance cardiaque congestive s’est avérée être le facteur de risque isolé le plus pertinent pour la NAP, avec un OR de 4,92 (IC à 95 % : 1,42-17,03 ; P = 0,002). Les patients classés comme ayant des voies respiratoires difficiles avaient un OR de 2,64 (IC à 95 % : 1,13-6,18 ; P = 0,013).
Les patients présentant des nausées et vomissements postopératoires connus, de l’asthme et une maladie thyroïdienne présentaient le risque le plus faible de NAP, avec un OR de 0,01 (IC à 95 % : 0,00-0,23, P < 0,001), 0,05 (IC à 95 % : 0,00-4,65 ; P = 0,003) et 0,27 (IC à 95 % : 0,06-1,19 ; P = 0,007), respectivement.
> Alcool et nicotine
La consommation d’alcool était associée à une augmentation du OR pour la NAP (OR 2,33 ; IC à 95 % : 1,15-4,7 ; P = 0,008). La consommation d’alcool était deux fois plus fréquente dans le groupe NAP que dans le groupe témoin (16,7 % contre 7,3 % ; P < 0,001). Le tabagisme, défini comme une consommation soutenue de nicotine, n’était pas associé à un OR élevé pour la NAP.
Dans l’analyse descriptive, ni la consommation d’alcool ni la consommation de nicotine n’étaient associées à une augmentation de la mortalité à 90 jours chez les patients atteints de NAP. Il est intéressant de noter que dans l’analyse de sélection de variables rétrospectives, le tabagisme soutenu était associé à un risque beaucoup plus faible de mortalité à 90 jours (OR 0,29 ; IC à 95 % : 0,09-0,79 ; P = 0,015).
| Discussion |
Cette étude a identifié des facteurs de risque de NAP liés au patient et à la procédure. Les facteurs de risque liés aux patients comprenaient l’âge avancé, le sexe masculin, un score ASA ≥ III, l’insuffisance cardiaque congestive et la cachexie.
Les facteurs liés à l’intervention étaient une chirurgie abdominale ouverte, un jeûne préopératoire prolongé en cas d’urgence, une durée d’intervention supérieure à 2 heures et des procédures spécifiques à haut risque.
De nombreux facteurs de risque de NAP ont été établis dans la littérature. Il a été démontré que les opérations d’urgence, la durée opératoire prolongée et les interventions abdominales hautes ou thoraciques sont des facteurs de risque de NAP liés à l’intervention. Les facteurs liés aux patients comprennent l’âge avancé, la maladie pulmonaire obstructive chronique, la consommation d’alcool et les scores ASA élevés, ainsi que la consommation de tabac, l’insuffisance cardiaque congestive et la dépendance fonctionnelle [3,8,20].
Dans cette étude, la chirurgie d’urgence a été confirmée comme l’un des facteurs de risque les plus importants de NAP. Canet et coll. ont trouvé un OR de 2,2 pour la CPP dans les chirurgies d’urgence, reflétant les résultats d’une revue systématique de Smetana et al., qui ont montré un OR groupé de 2,21 [1,2].
Il est intéressant de noter que dans la population étudiée actuelle, les chirurgies d’urgence n’étaient pas en soi associées à des risques plus élevés de NAP. Dans cette analyse, la chirurgie d’urgence a été différenciée en 2 groupes distincts, incluant les patients à jeun pendant plus ou moins de 6 heures en préopératoire.
Ce n’est que dans les interventions chirurgicales d’urgence avec un jeûne préopératoire ≥ 6 heures qu’une augmentation du taux de PAP a été observée. Le taux de NAP pour la chirurgie d’urgence sans jeûne préopératoire était similaire à celui pour la chirurgie élective.
Une explication possible est la microaspiration lors de l’intubation. En situation d’urgence, en raison de changements physiologiques dans la motilité gastro-intestinale et la vidange gastrique, les patients ont encore des quantités importantes de contenu gastrique même après des périodes de jeûne prolongées, avec une augmentation possible du volume gastrique au fil du temps [21 ].
Une deuxième explication possible de l’augmentation des taux de NAP chez les patients présentant un jeûne préopératoire prolongé est qu’une altération de la vidange gastrique manifestée en préopératoire et une nouvelle paralysie intestinale au début de la phase postopératoire augmentent le risque de NAP.
On peut émettre l’hypothèse que les patients qui ont pu manger jusqu’à peu de temps avant la chirurgie pourraient avoir une meilleure fonction intestinale préopératoire que ceux qui jeûnent longtemps. Cependant, on peut également supposer que les différences dans les techniques d’anesthésie contribuent à un risque accru de PAP.
La découverte selon laquelle un jeûne préopératoire prolongé , avant les opérations d’urgence, entraîne un risque accru de NAP, s’ajoute à la discussion en cours sur les effets néfastes possibles d’un jeûne préopératoire prolongé [22,23].
En conclusion, aucun patient en urgence ne peut être considéré comme ayant l’estomac vide, quel que soit son temps de jeûne. L’anesthésie standard pour toute opération d’urgence doit être une induction en séquence rapide ou une intubation nasotrachéale par fibre optique éveillée [24,25].
Dans l’établissement des auteurs, les patients devant subir des opérations non électives, ou ceux considérés à haut risque de régurgitation, subissent une induction en séquence rapide ou une intubation nasotrachéale par fibre optique éveillée, conformément aux directives de l’établissement.
Les événements de régurgitation pendant l’anesthésie n’ont pas été inclus dans cette étude car ils ont une entité fondamentalement différente de la pneumonie par aspiration. Décrites pour la première fois par Mendelsohn en 1946 chez 66 patientes obstétricales, la régurgitation et l’aspiration de grands volumes de contenu gastrique pendant l’anesthésie sont des complications rares mais graves, avec des taux de mortalité allant jusqu’à 50 % [26,27]. Cependant, la pneumopathie chimique associée à la régurgitation de grands volumes de contenu gastrique diffère tellement de la NAP que les auteurs ont exclu ces événements.
Par conséquent, les stratégies actuelles selon lesquelles les interventions chirurgicales d’urgence sont fréquemment reportées en raison d’un court intervalle de jeûne préopératoire doivent probablement être revues. Les mesures de prévention de la PAC, telles que la spirométrie incitative ou les programmes de préadaptation dédiés, devraient se concentrer sur les patients à haut risque [28,29].
Dans cette étude, le taux de NAP a augmenté chez les patients présentant une insuffisance pondérale. Il est bien connu que les patients obèses ne présentent pas un risque élevé de CPP [30-33].
Les données montrant l’influence néfaste d’un faible IMC sur le risque de NAP sont rares. Une étude de Mullen et al. a analysé plus de 2 200 patients de l’ étude sur la sécurité des patients en chirurgie du Programme national d’amélioration de la qualité chirurgicale et a constaté une mortalité considérablement accrue à 30 jours chez les patients ayant un IMC < 18 kg/m2. Cependant, le nombre de cas était relativement faible, avec 55 patients présentant une insuffisance pondérale, et aucune autre étude à ce jour n’a évalué spécifiquement ce sujet [33].
Un faible poids est associé à la malnutrition et à la sarcopénie, et conduit à un stress métabolique et à un catabolisme, qui conduisent à une altération des mécanismes de réponse immunitaire. En raison du faible nombre de patients dans certains des sous-groupes évalués, les auteurs n’ont pas pu démontrer une association significative avec d’autres facteurs de risque potentiels impliqués.
L’âge est systématiquement signalé comme le facteur de risque le plus important lié au patient pour la NAP. Les auteurs ont confirmé ce résultat, notamment chez les patients de plus de 80 ans, avec un risque 14 fois plus élevé dans ce groupe. D’autres études ont confirmé que l’âge est le facteur de risque le plus important de NAP [1-3,20].
Une durée opératoire prolongée est un facteur de risque indépendant d’augmentation du risque de NAP [1,20]. Les auteurs de ces travaux ont confirmé ce constat. Cependant, après la procédure de correspondance exacte pour les interventions chirurgicales classées CHOP, l’impact de la durée de l’intervention chirurgicale n’a plus atteint une signification statistique.
Dans la littérature, il existe de multiples définitions différentes d’une durée opératoire « prolongée », allant de > 1 heure à > 3 heures, ce qui rend difficile la comparaison de ces résultats [34-37]. Les données de ces travaux montrent que les facteurs liés au patient, tels que l’âge, les comorbidités, l’état d’urgence et les procédures chirurgicales spécifiques, ont des effets beaucoup plus importants sur la PNA que la durée opératoire seule.
En recherchant dans la littérature, le tabagisme est associé à un risque élevé de complications pulmonaires [37]. Les auteurs ont également constaté un OR élevé pour le NAP dans les analyses de régression logistique univariée et multivariée, qui n’ont pas atteint une signification statistique. Cependant, si l’on examine les taux de mortalité observés dans leurs données et le risque associé de mourir de NAP dans l’analyse de sélection de variables rétrospectives, le tabagisme était beaucoup moins répandu chez les patients décédés de NAP que chez ceux qui ont survécu. .
Le tabagisme était également associé à un OR inférieur statistiquement significatif pour la mortalité. Ceci est cohérent avec les résultats d’autres études, dans lesquelles les fumeurs actifs ne présentaient pas de risque statistiquement accru de complications pulmonaires [2].
Une revue Cochrane a montré un effet bénéfique de l’arrêt du tabac sur les complications globales, mais aucun effet significatif sur les complications cardiopulmonaires [38].
Dans la présente étude de population, les patients de sexe masculin présentaient un risque plus élevé de développer une PNA que les femmes, mais ne présentaient pas de mortalité accrue. Cela confirme les résultats antérieurs des études de Canet et al. et Nobili et al. Dans l’étude de Studer et al., il y avait une tendance vers un risque accru de mortalité chez les patients masculins atteints de NAP, qui n’était pas significatif, probablement en raison de la petite taille de l’échantillon [2,3,20].
Plusieurs grandes études de cohorte sur le RPC et le PAN ont été menées à partir de données provenant d’anciens combattants, qui sont majoritairement des hommes ; par conséquent, leurs résultats peuvent être difficiles à généraliser à d’autres populations [8,39,40].
D’autres se sont concentrés sur des groupes particuliers de patients, tels que ceux subissant une résection hépatique ou œsophagienne. De plus, l’utilisation d’une pondération et d’un appariement exacts nous ont permis d’évaluer les facteurs de risque de NAP, quel que soit l’impact élevé de procédures chirurgicales spécifiques sur les chances de NAP.
Une difficulté dans l’interprétation des résultats de la présente étude, par rapport à la littérature existante, est le manque de définitions standardisées du NAP et sa différenciation des autres CPP [1,2,6,42,43].
Une publication récente d’une revue systématique et d’une définition consensuelle a révélé que de nombreuses définitions existantes des RPC sont « imprécises ou difficiles à appliquer ». Par conséquent, à ce jour, le NAP ne dispose toujours pas d’une définition standardisée et validée [44].
Les auteurs de cette étude estiment que le taux de PAN observé de 0,44 % reflète la réalité clinique de nombreux services de chirurgie, où le PAN est traité davantage comme un syndrome clinique que comme une maladie exactement définie.
Pour des études ultérieures, des définitions standardisées du NAP sont nécessaires. Les études futures devraient évaluer les mesures préventives dans les populations présentant un risque accru de NAP.
> Limites
Cette étude est limitée par sa conception rétrospective. Même si la plupart des données de la base de données ministérielle sont collectées de manière semi-automatique sur une base prospective, il était inévitable de compléter manuellement certains enregistrements, ce qui pourrait réduire la qualité des données.
La conception rétrospective et l’absence d’une définition claire de la NAP conduisent potentiellement à une sous-estimation de la véritable incidence de la NAP. Il y avait des différences substantielles dans le codage de la pneumonie par aspiration dans un large échantillon de plus de 4 200 hôpitaux aux États-Unis, avec un taux de 4 % à 26 %. Les hôpitaux déclarant les taux les plus élevés avaient un taux de mortalité ajusté au risque plus faible (45).
Bien que cette étude soit à ce jour l’une des plus grandes études de population monocentriques sur les cas de NAP, le nombre de cas reste relativement faible, ce qui limite la puissance statistique. Cela conduit à une limitation potentielle de la validation du modèle statistique, même si des tentatives ont été faites pour ajouter des sous-groupes lorsque cela était approprié. L’utilisation de l’imputation aléatoire de la valeur manquante de la forêt a introduit une source potentielle de biais, car l’hypothèse de l’absence aléatoire n’a pas pu être testée.
En conclusion, dans cette étude, les facteurs de risque de NAP ont été analysés sur un large ensemble de données, avec un risque plus élevé chez les patients âgés ou en insuffisance pondérale et après des périodes de jeûne préopératoires prolongées. La pertinence de ces résultats réside dans le fait qu’en se concentrant sur les populations les plus à risque, le fardeau de la pneumonie postopératoire peut être réduit.
