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Paul J. Sharek, MD, MPH; Layla M. Parast, MS; Kit Leong, RHIT, CPHQ; Jodi Coombs, RN, BSN; Karla Earnest, RN, MS, MSN; Jill Sullivan, RN, MSN; Lorry R. Frankel, MD, MBA; Stephen J. Roth, MD, MPH

RÉSUMÉ
Contexte Il a été démontré que l'instauration d'une équipe d'intervention rapide (EIR) réduit la mortalité et les arrêts cardio-pulmonaires survenant en dehors des unités de soins intensifs (USI) chez les adultes hospitalisés. En revanche, aucune étude publiée à ce jour n'a démontré de réduction significative de la mortalité ou des arrêts cardio-pulmonaires chez les enfants hospitalisés.

Objectif Déterminer l'effet sur les taux de mortalité hospitalière et les taux de code hors USI de la mise en place d'une EIR dans un hôpital pédiatrique universitaire.

Schéma, cadre et participants Étude de cohorte avec contrôles historiques, menée dans un hôpital pédiatrique universitaire de soins quaternaires indépendant, comportant 264 lits. Les patients pédiatriques ayant passé au moins 1 jour en unité médicale ou chirurgicale entre le 1er janvier 2001 et le 31 mars 2007 ont été inclus. Un total de 22 037 admissions et de 102 537 patients-jours ont été évalués avant l'intervention (avant le 1er septembre 2005); 7 257 admissions et 34 420 patients-jours ont été évalués post-intervention (à partir du 1er septembre 2005).

Intervention L'équipe d'intervention rapide incluait un pédiatre d'USI ou un médecin traitant, une infirmière d'USI, un thérapeute respiratoire d'USI, et une surveillante-chef. Cette équipe était appelée sur la base de critères standard, et était disponible à tout moment pour l'évaluation, la prise en charge et le triage des patients pédiatriques en décompensation.

Principaux critères d'évaluation Taux de mortalité hospitalière et de codes (arrêts respiratoire et cardio-pulmonaire) hors USI. Toutes les données ont été ajustées sur les valeurs de l'indice de case-mix (éventail des cas traités).

Résultats Après la mise en place de l'EIR, le taux de mortalité mensuel moyen a diminué de 18 % (1,01 à 0,83 décès par 100 sorties; intervalle de confiance [IC] à 95 %, 5 %-30 %; p = 0,007), le taux de code mensuel moyen par 1 000 admissions a diminué de 71,7 % (2,45 à 0,69 codes par 1 000 admissions), et le taux de code mensuel moyen par 1 000 patients-jour a diminué de 71,2 % (0,52 à 0,15 codes par 1 000 patients-jours). Le taux de code estimé par 1 000 admissions dans le groupe post-intervention était 0,29 fois celui du groupe pré-intervention (IC 95 % du rapport de vraisemblance, 0,10-0,65; p = 0,008), et le taux de code estimé par 1 000 patients-jours pour le groupe post-intervention était 0,28 fois celui du groupe pré-intervention (IC 95 % du rapport de vraisemblance, 0,10-0,64; p = 0,007).

Conclusion La mise en place d'une EIR était associée à une réduction statistiquement significative du taux de mortalité hospitalière et du taux de code survenant hors du service de soins intensifs pédiatriques.

JAMA. 2007;298(19):2267-2274

Dans le rapport TO ERR IS HUMAN,¹ l'Institute of Medicine concluait qu'aux États-Unis, entre 44 000 et 98 000 décès surviennent chaque année dans les hôpitaux par suite d'erreurs médicales. Depuis leur publication, ces données ont capté l'intérêt du pays,^2,3 provoquant des appels pressants à de nouvelles études,^4,5 des mesures de réglementation,^6-8 l'implication de tiers-payeurs,^9,10 et des initiatives des organismes de soins pour améliorer cette situation. L'une de ces initiatives, promue par l'Institute for Healthcare Improvement (IHI), la 100 000 Lives Campaign (Campagne pour 100 000 vies), recommandait la mise en oeuvre de 6 stratégies pour réduire de 100 000 le nombre de décès hospitaliers évitables aux États-Unis, sur la période de décembre 2004 à juin 2006.¹¹ L'une des 6 stratégies recommandées était la mise en place d'une équipe d'intervention rapide (EIR).

Une EIR, également appelée équipe d'intervention médicale ou d'urgence médicale, est un groupe multidisciplinaire se composant le plus souvent de personnel de soins intensifs (USI), disponible 24 heures sur 24 et 7 jours sur 7, pour l'évaluation des patients hors USI qui présentent des signes ou des symptômes de dégradation clinique. Au moment du lancement de la Campagne pour 100 000 Vies, il existait des données indiquant que les EIR réduisaient de 67 %13 les taux d'arrêts cardio-pulmonaires survenant en dehors des USI chez les adultes,^12-14 et de 35 %¹⁵ leurs taux de mortalité.^13,15,16 L'intervention EIR a été élaborée en réponse à des études révélant que les adultes hospitalisés dans les services de médecine générale ou de chirurgie présentent souvent des signes de dégradation physiologique plusieurs heures avant l'arrêt cardio-pulmonaire,^17-20 et que les taux de survie sont faibles après la survenue de l'arrêt cardiaque.^19,20 Compte tenu de la possibilité apparente d'identifier et de traiter pro-activement et efficacement les adultes hospitalisés « pré-arrêt », l'IHI a recommandé la mise en place d'équipes d'intervention rapide à l'échelle nationale, afin de tenter de réduire les taux de mortalité hospitalière.

Il existe des données publiées limitées évaluant l'efficacité de la mise en oeuvre des EIR chez les enfants hospitalisés. Comme chez les adultes, certaines données suggèrent que les enfants hospitalisés peuvent présenter une dégradation physiologique plusieurs heures avant l'arrêt cardio-pulmonaire.^21,22 En outre, les taux de survie des patients pédiatriques après un arrêt cardio-pulmonaire, incluant ceux en USI, sont faibles,^22-24 avec seulement 34 % de patients survivant à 24 heures, 27 % survivant à la sortie de l'hôpital,²³ et 15 % survivant à 1 an.²⁴ Les données de survie portant sur les codes hors USI pédiatrique sont similaires, avec seulement 33 % de patients survivant à la sortie de l'hôpital.^23,24 Ces données suggèrent que les EIR peuvent également constituer une intervention avantageuse chez les patients pédiatriques.

Cependant, à ce jour, seules 2 études publiées décrivent les résultats d'une EIR en pédiatrie. Dans une étude menée au Royal Children's Hospital de Melbourne, en Australie,²⁵ les taux d'arrêts cardio-pulmonaires hospitaliers totaux et la mortalité hospitalière totale ont été comparés dans les 41 mois précédant la mise en place d'une EIR et les 12 mois suivants, révélant une réduction statistiquement non significative pour les deux critères. Chez les patients identifiés comme répondant aux critères d'intervention de l'EIR, des réductions statistiquement significatives dans les arrêts cardio-pulmonaires et les taux de mortalité ont été observées, bien qu'avec de faibles chiffres. Dans l'étude du Cincinnati Children's Hospital,²⁶ le taux de code total (arrêts respiratoires plus arrêts cardio-pulmonaires) et le taux de mortalité ont été comparés sur les 15 mois précédant la mise en oeuvre d'une EIR et les 8 mois suivants. Une réduction significative du taux de code (par admission hors USI et par 1 000 patients-jours) a été observée; en revanche, aucune différence n'a été relevée dans le taux de mortalité hospitalière globale.

Malgré l'insuffisance des données en pédiatrie et l'absence de démonstration d'amélioration significative dans les taux de mortalité pédiatrique ou d'arrêt cardio-pulmonaire hors USI au moment du lancement de la Campagne pour 100 000 Vies, l'IHI a également prôné l'instauration des EIR pour les enfants hospitalisés.¹¹ En conséquence, plusieurs hôpitaux pédiatriques se sont engagés dans cette initiative, dans l'espoir que les expériences chez l'adulte seraient transposées chez l'enfant, avec des issues plus favorables. Dans cette étude, notre objectif était d'évaluer les effets de l'instauration d'une EIR sur les taux de mortalité hospitalière globale et les taux de code (arrêts respiratoires et cardiopulmonaires) hors USI, chez des enfants admis dans un hôpital pédiatrique universitaire.

MÉTHODES
Pour déterminer l'effet d'une intervention d'EIR sur les taux de mortalité hospitalière et les taux de code hors USI, nous avons mené une étude de cohorte en utilisant des témoins historiques, au campus principal du Lucile Packard Children's Hospital (LPCH). Le LPCH est un hôpital pédiatrique de soins quaternaires comportant 264 lits, dont 218 sont situés sur le campus principal. Les lits du campus principal se répartissent en 76 lits en médecine-chirurgie, 64 en réanimation (12 en USI pédiatrique, 12 en soins intensifs cardiovasculaires et 40 en soins intensifs néonatals), 52 lits en obstétrique, et 26 en pouponnière de soins intensifs non néonatals. Entre le 1er septembre 2005 et le 31 août 2006, le LPCH a enregistré 78 177 jours d'hospitalisation, 13 265 sorties (excluant les nouveau-nés en bonne santé), 4 490 chirurgies et 5 100 naissances. Le LPCH dispose de services actifs de transplantation cardiaque, d'organes solides et de moelle osseuse, de programmes de neurochirurgie et de chirurgie cardiovasculaire, et un service complet de spécialités médicales et chirurgicales pédiatriques. L'étude a été revue et approuvée par le comité d'éthique de la Faculté de médecine de l'Université de Stanford, et a bénéficié d'une dérogation au principe du consentement éclairé.

Les patients étaient inclus s'ils avaient été admis au LPCH entre le 1er janvier 2001 et le 31 mars 2007, et s'ils avaient passé au moins 1 jour dans des services autres que l'obstétrique et la pouponnière, et dans des unités médicales ou chirurgicales de soins non intensifs. La période pré-intervention se situait entre le 1er janvier 2001 et le 30 août 2005, et la période post-intervention entre le 1er septembre 2005 et le 31 mars 2007. Nous n'avons pas exclu les patients admis pendant la période de déploiement de 3 mois de notre étude, bien que des périodes de déploiement variant de 2 mois à 2 ans^{12,13,15,25,26} aient été exclues des analyses dans de précédentes études d'EIR. Les patients admis dans les 3 premiers mois suivant la mise en place de l'EIR étaient inclus dans le groupe post-intervention. Tous les patients en obstétrique, ainsi que ceux exclusivement pris en charge en USI pédiatrique, néonatale, et cardiovasculaire, ainsi que les patients en pouponnière, ou dans des USI inter-médiaires, ont été exclus des analyses. Les arrêts cardio-pulmonaires survenant chez des patients en salle d'opération ou en salle de réveil ont également été exclus de l'analyse.

Intervention

À partir de décembre 2004, le LPCH a constitué une EIR composée d'un médecin (médecin traitant d'USI pédiatrique ou homologue), d'une infirmière d'USI pédiatrique ou de soins intensifs cardiovasculaires expérimentée, d'un thérapeute respiratoire d'USI, et d'une surveillante-chef. L'enseignement concernant le programme et la littérature a été dispensé au personnel de tous les services médicaux ou chirurgicaux du LPCH, à l'exclusion de l'obstétrique, de la pouponnière, et des USI, pendant les 2 mois (de juillet 2005 à août 2005) précédant la mise en oeuvre de l'intervention. Une fiche de documentation sur l'EIR, de format portefeuille, incluant les conditions requises pour y faire appel, a été fournie à tout le personnel concerné du LPCH.

Une fois appelée, l'EIR devait effectuer l'évaluation d'un patient dans les 5 minutes suivant l'appel, rédiger les prescriptions nécessaires pour tout examen diagnostique et toute intervention thérapeutique, discuter de la prise en charge avec le médecin primaire, et déterminer la localisation optimale pour les soins du patient. Tous les appels à l'EIR étaient activés via l'opérateur de l'hôpital, au moyen d'un système d'appel d'urgence de type alphapage. Le programme d'EIR du LPCH a été officiellement lancé le 1er septembre 2005. Les critères recommandés pour appeler l'EIR au LPCH étaient similaires à ceux utilisés dans les expériences rapportées par Tibballs et coll.²⁵ et Brilli et coll.,²⁶ et incluaient (1) toute inquiétude d'un membre de l'équipe concernant un patient, (2) un changement aigu dans le débit respiratoire, (3) un changement aigu dans la saturation en oxygène, (4) un changement aigu dans la fréquence cardiaque, (5) un changement aigu dans la pression artérielle, et (6) un changement aigu dans l'état de conscience. Nous avions envisagé d'autoriser l'appel à l'EIR par les parents; cependant, cette disposition a été fortement déconseillée par le comité consultatif du LPCH au moment de la mise en oeuvre du programme.

Principaux critères d'évaluation

Les principaux critères d'évaluation étaient les taux de mortalité hospitalière globale (tous les décès, quel que soit le service concerné) et les taux de code hors USI (par 1 000 patients-jours éligibles et par 1 000 admissions éligibles). Un code hors USI était défini par tout patient nécessitant une intubation trachéale, des compressions thoraciques, ou les deux (arrêt respiratoire ou arrêt cardio-pulmonaire), hospitalisé dans l'un quelconque des services médicaux ou chirurgicaux du LPCH, hors obstétrique, pouponnière, et USI. Un patient-jour éligible était défini par un jour lors duquel un patient était hospitalisé dans l'un des services médicaux ou chirurgicaux du LPCH, hors obstétrique, pouponnière, et USI. Une admission de patient éligible était définie par toute admission lors de laquelle un patient passait au moins 1 jour dans l'un des services médicaux ou chirurgicaux du LPCH, hors obstétrique, pouponnière, et USI. L'indice de case-mix, basé sur les ratios de coûts des Centres de services Medicare et Medicaid (CMS) des États-Unis, était évalué mensuellement pour l'hôpital (les patients de pouponnière et d'obstétrique en bonne santé étaient exclus, comme défini dans la méthodologie pédiatrique des CMS); les indices pré et post-intervention ont été comparés pour déterminer la présence de différences significatives dans la gravité de la maladie.²⁷

Les données démographiques, incluant l'âge, le sexe et l'origine raciale des groupes pré et post-intervention, ont été évaluées en tant que paramètres de substitution pouvant refléter d'importantes différences de population. La classification de la race/ethnicité était auto-rapportée par le patient ou par un membre de la famille, en utilisant des options standard fournies par le LPCH au moment de l'admission. Les données décrivant les motifs d'appel à l'EIR, les actes effectués par l'EIR une fois appelée, et la disposition prise pour le patient après l'intervention, ont été recueillies. Le diagnostic principal attribué à chaque patient décédé était classifié dans des catégories majeures de diagnostic,²⁸ qui étaient comparées pré et post-intervention pour déterminer la présence éventuelle de différences significatives dans les diagnostics des patients.

Analyse statistique

Une méthode quasi-expérimentale a été utilisée pour évaluer l'impact de la mise en oeuvre de l'EIR sur le taux de mortalité.^29,30 Les données des taux de mortalité étant rapportées mensuellement, une modélisation de séries temporelles a été effectuée pour modéliser les auto-corrélations éventuelles dans le temps (le taux de mortalité élevé en janvier pouvait avoir un impact sur le taux de mortalité en février ou en mars). Des modèles ARIMA (Autoregressive integrated moving average) avec un effet de saisonnalité de 12 mois ont été employés; le critère d'information d'Akaike a été utilisé pour la sélection du modèle de covariance, afin d'éviter le surparamétrage du modèle de série temporelle tout en préservant un ajustement adéquat. Les erreurs de prédiction normalisées du modèle complet ont été évaluées pour vérifier la précision du modèle. Les tendances linéaires potentielles pré et post-intervention ont été examinées. Le coefficient estimé des périodes pré-intervention vs post-intervention est traduit par l'impact de l'intervention, exprimé par le nombre de décès en plus ou en moins par 100 sorties, survenus chaque mois depuis la date de la mise en oeuvre de l'intervention. Une analyse de série temporelle similaire a été utilisée récemment pour évaluer l'efficacité de diverses interventions en santé publique.^31-33

Les taux de code ne présentaient aucune auto-corrélation ni saisonnalité; plusieurs mois n'enregistraient aucun code. En conséquence, les codes ont été modélisés à l'aide de la régression de Poisson, une méthode appropriée pour les données consistant en dénombrements d'événements rares. Avec le modèle multiplicatif de Poisson, les exposants des coefficients sont équivalents au ratio des taux d'incidence (risque relatif).³⁴ Les différences dans les catégories diagnostiques majeures pré et post-intervention ont été analysées à l'aide de tests ². Tous les modèles ont été ajustés sur l'indice de case-mix mensuel.²⁷ Le logiciel SAS, version 9.1.3 (SAS Institute, Cary, Caroline du Nord) a été utilisé pour l'analyse statistique.³⁵

RÉSULTATS
Aucune différence significative n'a été observée entre les populations pré-EIR et post-EIR dans l'âge (moyenne [ET], 6,8 [6,3] vs 7,0 [6,3] ans; p = 0,13) ou la gravité de la maladie, représentée par l'indice de case-mix (moyenne [ET], 1,74 [0,13] vs 1,74 [0,08]; p = 0,99) (Tableau 1). Des différences statistiquement significatives ont été observées dans le sexe des patients (45,2 % de sexe féminin vs 46,5 % de sexe masculin, p = 0,049) et dans la race/ethnicité, avec moins de Caucasiens et d'Hispaniques, et davantage d'Afro-Américains et d'Asiatiques dans le groupe post-intervention. Une augmentation significative était observée dans la durée moyenne (ET) du séjour pendant la période post-intervention (6,15 [11,1] vs 7,04 [13,6] jours, p < 0,001).

Voir ce tableau: [dans cette fenêtre] [dans une nouvelle fenêtre]   Tableau 1.. Caractéristiques démographiques des populations de l'intervention pré-EIR et post-EIRa Abréviation: EIR, équipe d'intervention rapide. aLa pré-intervention se situe entre le 1er janvier 2001 et le 31 août 2005, et la post-intervention entre le 1er septembre 2005 et le 31 mars 2007. bUn test t bilatéral supposant des variances équivalentes a été utilisé pour l'âge et l'indice de case-mix. cUn test 2 a été utilisé pour la race/ethnicité.

Une réduction significative de 18 % a été observée dans le taux de mortalité hospitalière globale, après mise en place de l'EIR. Les taux de mortalité mensuels moyens pré et post-intervention étaient respectivement de 1,01 et 0,83 décès par 100 sorties (intervalle de confiance [IC] à 95 %, 5 %-30 %; p = 0,007) (Tableau 2 et Figure 1). Les 3 premières catégories majeures de diagnostic (CMD)²⁸ pour le diagnostic principal au décès pré et post-intervention étaient les nouveau-nés et autres nouveau-nés avec pathologies acquises en période périnatale (40,73 % vs 40,49 %, p = 0,96), les maladies et troubles du système circulatoire (18,0 % vs 19,02 %, p = 0,77), et les maladies et troubles du système respiratoire (7,45 % vs 10,43 %, p = 0,22). Il n'y avait pas de différence significative pré et post-intervention dans le diagnostic principal au décès pour chacune des 25 CMD.

Voir ce tableau: [dans cette fenêtre] [dans une nouvelle fenêtre]   Tableau 2.. Critères avant et après la mise en oeuvre de l'EIRa Abréviations : EIR, équipe d'intervention rapide ; NA, non applicable. aLa pré-intervention se situe entre le 1er janvier 2001 et le 31 août 2005, et la post-intervention entre le 1er septembre 2005 et le 31 mars 2007. bDéfini par le nombre de décès par mois calendaire divisé par le nombre d'admissions par mois calendaire, excluant les patients en obstétrique. cAnalyse de l-intervention par modéle ARIMA (Autoregressive integrated moving average). dRégression de Poisson.

Voir une version plus large (12K): [dans cette fenêtre] [dans une nouvelle fenêtre]   Figure 1.. Taux de mortalité hospitalière par 100 admissions par mois, excluant la population en obstétrique EIR indique l'équipe d'intervention rapide. La période pré-EIR se situe entre le 1er janvier 2001 et le 30 août 2005, et la période post-EIR entre le 1er septembre 2005 et le 31 mars 2007.

Voir une version plus large (13K): [dans cette fenêtre] [dans une nouvelle fenêtre]   Figure 2.. Taux de codes (arrêts respiratoire et cardio-pulmonaire) hors Unités de soins intensifs (USI) par 1 000 admissions de patient éligibles par mois EIR indique l'équipe d'intervention rapide. La période pré-EIR se situe entre le 1er janvier 2001 et le 30 août 2005, et la période post-EIR entre le 1er septembre 2005 et le 31 mars 2007.

Le taux de code hors USI par 1 000 patients-jours éligibles a diminué de 71,2 % après l'introduction de l'EIR, avec des taux pré et post-intervention de respectivement 0,52 et 0,15 (p = 0,008) (Tableau 2). Le taux de codes hors USI par 1 000 admissions éligibles a également diminué de 71,7 %, avec des taux pré et post-intervention de respectivement 2,45 vs 0,69 (p = 0,007) (Tableau 2 et Figure 2). Pour la comparaison, les taux de code pendant la période de déploiement de 3 mois (du 1er septembre 2005 au 30 Novembre 2005) étaient de 0,54 par 1 000 patients-jours éligibles et de 2,64 par 1 000 admissions éligibles. Le taux de code estimé par 1 000 admissions pour le groupe post-intervention était 0,29 fois celui du groupe pré-intervention (IC 95 % du rapport de vraisemblance, 0,10-0,65; p = 0,008), et le taux de code estimé par 1 000 patients-jours pour le groupe post-intervention était 0,28 fois celui du groupe pré-intervention (IC 95 % du rapport de vraisemblance, 0,10-0,64; p = 0,007).

Le modèle ARIMA (2,0,0) (1,0,0) incluait une variable constante, 2 termes d'auto-corrélation, un effet saisonnier annuel, et une variable d'intervention (intervention par étapes) significative à partir de septembre 2005. L'étude de l'ajustement du modèle révélait de faibles erreurs de prédiction normalisées, qui étaient toutes d'ampleur inférieure à 2,5. L'auto-corrélation de l'erreur de prédiction, l'auto-corrélation partielleet l'auto-corrélation inverse étaient non significatives à tous les décalages, suggérant que les erreurs de prédiction du modèle n'avaient pas de caractéristiques significatives n'ayant pas été modélisées. Le test de bruit blanc a indiqué l'absence de caractéristique significative dans les erreurs de prédiction du modèle; la stationnarité des erreurs de prédiction a été observée par des tests de racine unitaire et de racines saisonnières. Aucune tendance linéaire pré ou post-intervention n'a été démontrée. Les estimations des paramètres du modèle d'intervention ARIMA sont présentées dans le Tableau 3.

Voir ce tableau: [dans cette fenêtre] [dans une nouvelle fenêtre]   Tableau 3.. Estimations des paramètres de l'impact de l'intervention EIR sur le taux de mortalité et le taux de code Abréviation: EIR, équipe d'intervention rapide. aEstimations des paramètres par modèle ARIMA (Autoregressive integrated moving average). bEstimations des paramètres par régression de Poisson

L'intervention EIR, selon la modélisation statistique, a produit une réduction de 0,178 (IC 95 %, 0,052-0,304) décès par 100 sorties ou 1,78 décès par 1 000 sorties. Pendant toute la période de l'étude, le nombre moyen de sorties par mois dans notre hôpital était de 974. Il est donc estimé que pendant la période post-intervention de 19 mois, l'EIR a permis de sauver 32,9 vies.

Pendant la phase post-intervention de 19 mois, il y a eu un total de 143 appels à l'EIR.

L'indication la plus fréquente d'appel à l'EIR était la détresse respiratoire, l'acte le plus fréquemment effectué par l'EIR en réponse à l'appel était l'assistance respiratoire de base, et la disposition la plus fréquemment prise après l'intervention de l'EIR était le transfert vers l'USI pédiatrique (Tableau 4). Un total de 12 patients est décédé dans l'USI pédiatrique; 2 patients (1 avec ordre de non réanimation/non intubation et 1 pour lequel le maintien artificiel des fonctions vitales a été retiré) sont décédés en dehors de l'USI pédiatrique; ainsi, 129 patients ayant été traités par l'EIR ont survécu à la sortie de l'hôpital.

Voir ce tableau: [dans cette fenêtre] [dans une nouvelle fenêtre]   Tableau 4.. Motifs d'appel, interventions, et disposition prise après appel de l'EIR (n = 143)a Abréviations: EIR, équipe d'intervention rapide; USI, unité de soins intensifs. aEn raison des arrondis, les pourcentages peuvent ne pas totaliser 100. bHypertension, épanchement péricardique, ou accès intraveineux (0,7 % chacun). cActe considéré par les membres de l'EIR comme étant le plus indispensable à la stabilisation ou à l'amélioration de l'état du patient. dConsistait en assistance respiratoire de base (positionnement, aspiration des voies aériennes, administration d'oxygène d'appoint, oxymétrie pulsée, ou l'ensemble des quatre36) chez 47 patients (32,9%), et en quelques insufflations en pression positive au masque avant la mise en oeuvre de l'assistance respiratoire chez 8 patients (5,6 %). Aucun patient n'a requis de respiration artificielle par ballon-masque ou intubation trachéale, et aucun patient n'a présenté d'arrêt respiratoire. eAjustements mineurs dans les modalités de pression positive à deux niveaux ou de pression positive continue chez des patients utilisant déjà ces techniques. L'intubation trachéale n'a été nécessaire chez aucun de ces patients. fCité comme un « acte » si la seule intervention de l'EIR était le transfert du patient vers l'USI pédiatrique. gIntubation, accès intraveineux/intra-osseux, ou sonde gastrique débranchée (0,7 % chacun). hSe réfère à la localisation du patient à la fin de la visite de l'EIR. iBloc opératoire ou service de chirurgie (0,7 % chacun).

COMMENTAIRE
À notre connaissance, il s'agit de la première étude publiée sur des enfants hospitalisés à montrer des réductions significatives, tant dans le taux de mortalité hospitalière globale que dans le taux de code hors USI, après la mise en place d'une EIR. Ces données soutiennent la recommandation de l'IHI, dans sa Campagne pour 100 000 Vies, d'instaurer des EIR afin de réduire la mortalité hospitalière à l'échelle nationale. Cette recommandation n'a pas été sans susciter des controverses. Ainsi, dans leur commentaire, Winters et coll.³⁷ ont déclaré que les données étaient insuffisantes pour soutenir la recommandation de l'IHI préconisant la mise en oeuvre de programmes d'EIR à l'échelle nationale. Ces auteurs fondaient leurs conclusions sur leur propre revue systématique,³⁸ qui incluait l'étude MERIT, capitale bien que non concluante.³⁹ Nos résultats apportent des éléments majeurs dans ce débat, en démontrant que les EIR peuvent avoir un impact significatif sur la mortalité hospitalière dans un hôpital pédiatrique de soins quaternaires.

Il existe au moins 2 explications plausibles aux réductions significatives observées dans la mortalité hospitalière et dans le taux de code hors USI pédiatrique de notre hôpital comparé à d'autres hôpitaux pédiatriques. Premièrement, le LPCH reçoit une population d'enfants hospitalisés à risque particulièrement élevé. Le Lucile Packard Children's Hospital avait le troisième indice plus élevé de case-mix sur les 76 hôpitaux pédiatriques des États-Unis participant au NACHRI (National Association of Children's Hospital and Related Institutions) Case Mix Comparative Program entre le 1er octobre 2005 et le 30 septembre 2006 (A. Castro, MHA, National Association of Children's Hospitals and Related Institutions, communication écrite, 11 avril 2007). En conséquence, nous supposons que le LPCH présente une proportion supérieure d'enfants à risque de code dans ses unités médicales et chirurgicales comparé aux hôpitaux pédiatriques ayant des indices de case-mix inférieurs. La comparaison du taux de code pré-intervention au LPCH avec ceux rapportés par le Royal Children's Hospital de Melbourne et le Cincinnati Children's Hospital s'accorde avec cette explication; le taux de code hors USI pré-intervention du LPCH était 12,8 fois supérieur à celui rapporté à Melbourne (2,45 vs 0,1908 par 1 000 admissions)²⁵ et 1,6 fois supérieur à celui rapporté à Cincinnati (2,45 vs 1,54 par 1 000 admissions).²⁶ Dans l'étude de Tibballs et coll.,²⁵ l'une des explications proposées pour l'absence de réduction significative du taux de code hors USI était « l'incidence relativement faible d'arrêt cardiaque pédiatrique. » Cette différence dans l'indice de case-mix explique probablement pourquoi cette étude n'a trouvé d'amélioration significative dans le taux de code et le taux de mortalité que lorsque les patients répondant aux critères d'EIR étaient inclus,²⁵ et pourquoi l'étude de Brilli et coll.²⁶ n'a trouvé de réduction significative du taux de code par 1 000 patients-jours qu'avec un test statistique unilatéral. Nous avons décidé de ne pas stratifier les résultats sur la réponse des patients aux critères d'EIR, dans la mesure où elle n'était pas nécessaire pour la consultation de l'équipe. La décision d'inclure tous les patients éligibles à l'EIR dans notre analyse, plutôt que de la limiter à ceux répondant aux critères d'EIR, ne fait que renforcer notre conclusion suggérant que notre intervention était associée à une amélioration significative des taux de mortalité et des taux de code; il en va de même pour l'inclusion de la phase de déploiement de 3 mois dans la période post-intervention pour l'analyse.

La deuxième explication possible à l'amélioration de nos résultats réside dans la durée substantiellement plus longue de notre période post-intervention, comparé à celles de Melbourne (12 mois) et de Cincinnati (8 mois). Il est possible que la diffusion de l'intervention nécessite plusieurs mois, et que le plein impact de l'instauration de l'EIR n'ait pas été observé à Melbourne ni à Cincinnati pendant les délais d'intervention plus courts rapportés. Il ne semble pas y avoir de différence significative dans la composition des EIR sur ces 3 sites.

Il a été suggéré que les meilleurs résultats associés à la mise en place de l'EIR pouvaient résulter de l'enseignement associé au déploiement de l'EIR, plutôt qu'à l'activité de l'équipe en elle-même.^37,40 Nous pensons cependant qu'il s'agit d'une explication improbable de ces améliorations significatives. Les interventions éducationnelles, en particulier celles ciblant le vaste personnel (infirmières, médecins et thérapeutes respiratoires) d'un hôpital entier, sont souvent inefficaces et ont rarement des effets aussi spectaculaires sur les résultats.^41-45 En outre, aucune intervention éducationnelle concertée n'était associée à l'EIR après l'initiation de l'intervention au LPCH; cependant, l'amélioration des résultats a persisté. Cette amélioration a en outre continué malgré un renouvellement parmi les résidents, les infirmières, et d'autres membres du personnel soignant, suggérant que l'équipe en était plus probablement la source que l'enseignement associé au déploiement de l'intervention. L'enseignement en temps réel relatif à la reconnaissance et aux soins des patients en décompensation, dispensé au personnel médico-chirurgical par des membres d'EIR expérimentés en soins intensifs, pourrait certainement avoir un impact sur les soins et l'évolution des patients à court terme. Cependant, nous pensons que des améliorations aussi spectaculaires que celles observées dans notre étude nécessitent des changements systématiques au-delà d'une simple intervention éducationnelle au fil du temps. On peut ainsi concevoir que l'intervention éducationnelle initiale dispensée dans l'hôpital, combinée à la disponibilité immédiate d'une EIR expérimentée en soins intensifs, procurant un enrichissement et un perfectionnement de cette formation à chaque appel, aient contribué à améliorer la capacité du personnel clinique à reconnaître et à traiter pro-activement les dégradations des patients. Cette explication est étayée par la réduction des appels à l'EIR, pendant la période d'intervention de 19 mois, jusqu'à des niveaux inférieurs au seuil effectif suggéré par l'IHI (20-25 appels par 1 000 sorties).⁴⁶

D'autres stratégies, identifiant et répondant plus précocement aux patients en décompensation, pourraient produire les mêmes effets qu'une EIR. Ainsi, l'une des stratégies potentielles visant à réduire les codes hors USI, suggérée par Winters et coll.,³⁷ est l'intégration de médecins hospitaliers. Nous sommes bien placés pour évaluer l'intervention locale d'un médecin hospitalier, dans la mesure où nous avons introduit un service de médecins hospitaliers médico-chirurgical, 26 mois (juillet 2003) avant la mise en place de l'EIR. En supposant qu'il n'y a pas eu d'effet différé, l'introduction de ce service, bien que valable pour de multiples raisons, n'a pas eu d'impact sur le taux de mortalité ni sur le taux de codes hors USI. Ces deux critères sont restés inchangés jusqu'au lancement de l'intervention de l'EIR. Cette absence d'impact du programme de médecins hospitaliers a partiellement motivé l'instauration de l'EIR au LPCH, 26 mois plus tard.

Le commentaire de Winters et coll.³⁷ présentait également des réserves concernant les implications de la recommandation de l'IHI, relative à la mise en oeuvre d'une EIR, sur l'attribution des ressources. Ces auteurs indiquaient notamment que « les initiatives nationales pour améliorer la sécurité des patients devraient être soutenues par des preuves suffisamment fortes pour justifier un tel engagement des ressources. » Au LPCH, le programme d'EIR a été élaboré et appliqué sans majoration de frais de personnel, une décision soutenue par l'attribution du temps nécessaire aux appels pendant les 19 premiers mois de l'intervention.

Plus spécifiquement, le programme d'EIR a résulté en une moyenne de 7,5 appels par mois (143 appels pendant 19 mois), avec un temps moyen de 22,5 minutes par patient, passé par chacun des 4 membres de l'EIR (médiane, 18 minutes). L'étude du rapport coût-efficacité de cette intervention devra cependant être approfondie pour bien traiter cette question.

Les limites de notre étude sont similaires à celles d'autres études de cohortes utilisant des témoins historiques. Deux biais pertinents peuvent notamment avoir influencé nos résultats. Premièrement, il est possible que la réduction des taux de mortalité et de codes hors USI ait simplement résulté de différences dans les groupes de population pré et post-intervention, et soit indépendante de l'intervention. Nous n'avons trouvé aucune différence entre la population témoin et celle de l'intervention en termes d'âge et -ce qui est plus significatif- en termes d'indice de case-mix, ce qui suggère que la population de l'intervention n'était pas moins malade que la population témoin. Les groupes homogènes de malades (GHM), qui constituent un critère plus discriminant de gravité de la maladie que l'indice de case-mix, ne sont pas calculés au LPCH; en conséquence, nous n'avons pas pu utiliser cette méthode.⁴⁷ Nous avons observé de petites différences dans le sexe et la race, entre les populations pré et post-intervention. Nous ne pensons pas que ces petites différences soient cliniquement significatives, bien que statistiquement significatives en raison des grandes tailles d'échantillon, ni qu'elles soient susceptibles de biaiser nos principaux critères d'évaluation. Aucune donnée ne suggère que les enfants de sexe féminin sont moins susceptibles aux codes ou au décès après un code que ceux de sexe masculin,²⁴ et la littérature émergente suggère que les patients issus de minorités sont à risque supérieur d'évolution péjorative et de brèche dans la sécurité pendant un séjour hospitalier, comparé aux patients caucasiens non hispaniques.^48,49 En conséquence, les pourcentages légèrement supérieurs de patients issus de minorités et de sexe féminin dans la population post-intervention ne sont pas susceptibles d'être à l'origine des meilleurs résultats que nous avons obtenus.

Deuxièmement, il est possible qu'une intervention ou plus, mise en œuvre pendant la même période, ait pu réduire les taux de mortalité et les taux de code hors USI. Nous n'avons pas connaissance de telles interventions. Bien que possible, ce serait une coïncidence improbable que des interventions non identifiées aient eu un effet aussi marqué sur les taux de mortalité et de codes hors USI, et ce au moment exact de l'introduction de l'EIR. Enfin, nous reconnaissons que ces données reflètent l'expérience d'un seul centre; en conséquence, ces résultats ne peuvent pas nécessairement être applicables à d'autres hôpitaux pédiatriques.

CONCLUSION
La mise en place d'une EIR dans notre hôpital pédiatrique universitaire indépendant de soins quaternaires était associée à des réductions statistiquement significatives des taux de mortalité hospitalière et des taux de code hors USI. Ces réductions ne peuvent pas être expliquées par des différences dans les caractéristiques des patients ou dans la sévérité de la maladie entre les populations témoin et post-intervention. Sur la base de nos résultats, nous estimons que 33 vies d'enfants ont été sauvées en 19 mois au LPCH, en conséquence directe de la mise en place de l'EIR. Les implications potentielles de ces résultats sur les taux de mortalité infantile à l'échelle nationale sont considérables. Les études futures devraient se focaliser sur la reproduction de ces résultats dans d'autres contextes d'hospitalisation pédiatrique, notamment la prise en charge d'enfants dans des hôpitaux traitant essentiellement les adultes, sur le développement de méthodes efficaces de mise en place des EIR, et sur l'évaluation du rapport coût-efficacité de cette intervention.

Informations sur les auteurs
Corresponding Author: Paul J. Sharek, MD,MPH, Department of Pediatrics, Stanford University School of Medicine, 700 Welch Rd, Ste 227, Palo Alto, CA 94304 (psharek{at}lpch.org).

Contributions des auteurs: Le Dr Sharek a eu un accès complet à toutes les données de l'étude et accepte la responsabilité de l'intégrité des données et de l'exactitude de l'analyse des données.

Conception et schéma de l'étude: Sharek, Parast, Leong, Coombs, Earnest, Sullivan, Frankel, Roth.

Recueil des données: Sharek, Leong, Coombs, Earnest, Frankel.

Analyse et interprétation des données: Sharek, Parast, Roth.

Rédaction du manuscrit: Sharek, Leong, Roth.

Revue critique du manuscrit: Parast, Coombs, Earnest, Sullivan, Frankel.

Analyse statistique: Sharek, Parast, Roth.

Aide administrative, technique ou matérielle: Sharek, Parast, Leong, Coombs, Earnest, Sullivan, Frankel, Roth.

Supervision de l'étude: Sharek, Leong, Frankel, Roth.

Liens financiers: Aucun déclaré.

Financement/Soutien: Aucun soutien financier ou matériel n'a été utilisé pour cette recherche.

Autres Contributions: Sandra Trotter, CLS, CPHQ (Patient Safety Program Manager, Lucile Packard Children's Hospital, Palo Alto, California), a apporté un soutien et un dévouement sans faille pour améliorer la sécurité des soins aux enfants non seulement localement mais à l'échelle de la nation. Chris Gershtein, RN, MSN (Analyste clinique, Department of Decision Support Services, Lucile Packard Children's Hospital), a fourni les données administratives cruciales pour cette étude. David Wypij, PhD (Senior Lecturer in Biostatistics, Department of Biostatistics, Harvard School of Public Health, Boston, Massachusetts), nous a aidé pour le modèle statistique utilise dans cette étude. Mss Trotter et Gershtein et Dr Wypij n'ont reçu aucun soutien financier ou matériel pour leur aide.

Department of Pediatrics, Stanford University School of Medicine, Departments of Quality Management, and Nursing, Lucile Packard Children's Hospital; and Department of Statistics, Stanford University, Palo Alto, Californie.

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