Prognostic factors after hospitalization for COPD...

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Revue des Maladies Respiratoires (2017) 34, 1—18

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ORIGINAL ARTICLE

English /French

Prognostic factors after hospitalization forCOPD exacerbationFacteurs pronostiques après hospitalisation pour exacerbationde BPCO

C. Fuhrmana,∗, E. Moutengoua, N. Rocheb,M.-C. Delmasa

a Santé publique France, 12, rue du Val-d’Osne, 94415 Saint-Maurice cedex, Franceb EA2511, pneumologie et soins intensifs respiratoires, hôpital Cochin, hôpitauxuniversitaires Paris Centre, université Paris Descartes, 27, rue du Faubourg-Saint-Jacques,75014 Paris, France

Received 15 February 2016; accepted 26 March 2016Available online 29 June 2016

KEYWORDSChronic obstructivepulmonary disease;Hospitalization;Hospitalreadmissions;Mortality;Socioeconomicfactors

SummaryIntroduction. — Hospitalizations for acute exacerbation of chronic obstructive pulmonary dis-ease (AECOPD) are increasing in France. AECOPD are associated with impaired health statusand increased health care costs.Methods. — Using data from the French national health insurance information system, we stud-ied mortality, readmissions and lung function testing after discharge among adults hospitalizedfor AECOPD in 2013.Results. — The cumulative probabilities of death and readmission for EACOPD were 21% and 31%respectively. The survival was better among women, even after taking into account the otherrisk factors (age, previous hospitalization for AECOPD, comorbidities, exacerbation severity).In multivariate analysis, the risk of readmission was increased among men and people livingin socially disadvantaged areas. A lung function testing was performed in 34% within 3 monthsafter discharge. Female gender, advanced age, comorbidities and living in a disadvantaged areawere associated with a lower frequency of lung function testing.Conclusions. — Women had a better prognosis than men after AECOPD hospitalization. The fre-quency of lung function testing after discharge remained low, particularly among women andpeople living in disadvantaged areas.
© 2016 SPLF. Published by Elsevier Masson SAS. All rights reserved.
∗ Corresponding author.E-mail address: [email protected] (C. Fuhrman).

http://dx.doi.org/10.1016/j.rmr.2016.03.0120761-8425/© 2016 SPLF. Published by Elsevier Masson SAS. All rights reserved.

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dx.doi.org/10.1016/j.rmr.2016.03.012

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mailto:[email protected]

dx.doi.org/10.1016/j.rmr.2016.03.012

2 C. Fuhrman et al.

MOTS CLÉSBronchopneu-mopathie chroniqueobstructive ;Hospitalisation ;Réadmissionshospitalières ;Mortalité ;Facteurssocio-économiques

RésuméIntroduction. — Les hospitalisations pour exacerbation de bronchopneumopathie chroniqueobstructive (EABPCO) sont en augmentation en France. Leurs conséquences sur l’évolution dela maladie et les dépenses de santé sont importantes.Méthodes. — La mortalité, les réadmissions et la réalisation d’explorations fonctionnelles res-piratoire (EFR) après une hospitalisation en 2013 pour EABPCO ont été étudiées à partir desdonnées du Système national d’information inter-régimes de l’assurance maladie.Résultats. — Les probabilités de décès et de réadmission à un an étaient de 21 % et 31 % respec-tivement. La survie était meilleure chez les femmes, y compris après ajustement sur les autresfacteurs pronostiques (âge, antécédents d’EABPCO, comorbidités, gravité de l’exacerbation).Après ajustement, le risque de réadmission était accru chez les hommes et les personnes rési-dant dans des communes socialement défavorisées. Des EFR ont été réalisées dans les 3 moissuivant l’hospitalisation dans 34 % des cas. Les femmes, les personnes âgées ou avec comorbid-ités et celles résidant dans les communes défavorisées bénéficiaient moins souvent d’EFR aprèsla sortie.Conclusion. — Les femmes semblaient avoir un meilleur pronostic après hospitalisation pourEABPCO que les hommes. La réalisation d’EFR après la sortie restait insuffisante, en particulierchez les femmes et les personnes résidant dans les zones défavorisées.© 2016 SPLF. Publie par Elsevier Masson SAS. Tous droits reserves.

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nglish version

ntroduction

he burden of chronic obstructive pulmonary disease (COPD)s important when it comes to public health and it increasesear after year. Although the mortality associated to COPDs currently decreasing, at least in men, the hospitalizationates for COPD exacerbation are increasing in France, bybout 3% each year in men and 6% each year in women [1,2].

Acute exacerbations of chronic obstructive pulmonaryisease (AECOPD) are common events during the course ofhe disease. These episodes often require hospitalizationue to the severity of COPD or of the associated comorbidi-ies. The consequences are major in terms of vital prognosis3—5], of deterioration of the pulmonary function [5—7], ofmpact on the quality of life [8,9], and in terms of cost [10].he GOLD document integrates from now on exacerbationsfrequency, hospitalization) along with pulmonary functionnd symptoms in the classification of the disease and in theriteria to decide of a treatment [11].

Due to the major risk of readmission and to the highortality after hospitalization for AECOPD (45% of deaths

t 4 years) [12], the French National Authority for HealthHaute Autorité de santé [HAS]) published recommenda-ions which rely in particular on the management quality,ntegrating treatment education and pulmonary rehabilita-ion [13]. These recommendations insist on coordinatinghe follow-up and advise for a consultation with a spe-
ialist to perform pulmonary function tests and an arteriallood gas measurement within 1 to 3 months after discharge14]. Besides, the French national health insurance fundor employees, the Caisse nationale de l’assurance maladie
eehM

s droits réservés. - Document téléchargé le 27/10/2017 par PAMPHILE Daniella (327817). Il est i

es travailleurs salariés (CnamTS), is currently experiment-ng a reintegration program for the return home (PRADOOPD) designed to improve health care coordination afterhe patient is discharged [15].

The purpose of this work was to study the future inerms of survival and readmission for patients hospitalizedor AECOPD, as well as pulmonary function testing after dis-harge.

ethods

tudy designhis was a cohort study based on data from the nationalealth insurance and from the French hospital dischargeatabase (PMSI-MCO). The individuals hospitalized forECOPD in 2013 were followed-up until the end of December014.

ata sourceshe National health insurance cross-schemes informationystem (Système national d’information inter-régimes de’assurance maladie [Sniiram]) has been implemented by thenamTS since 2013. The Sniiram consists of an anonymized

ndividual database, the DCIR (cross-schemes consumptionata), which is for all the reimbursements performed bylmost all the health insurance schemes for healthcare pro-ided in community or in a private hospital (medical andaramedical care, laboratory tests, medical devices, drugs,
tc.), as well as sociodemographic data regarding the recipi-nts of these benefits (age, gender, supplementary universalealth cover (CMU-C), place of residence, date of death).edical diagnoses are not available. Available data are those
nterdit et illégal de diffuser ce document.

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Prognosis after COPD exacerbation

from the current year and from the past three years. Thanksto the chaining of data from the DCIR to the PMSI-MCO data,it is possible to identify all the hospitalizations, which haveoccurred since 2005 in the same patient.

Study populationThe analysis was carried out on the individuals who had beenhospitalized at least once in 2013 for AECOPD in a pub-lic or private facility in mainland France. The informationregarding the vital status being non-exhaustive on the over-all study period for some schemes (social security scheme forliberal professionals and mutual local sections [SLM] in par-ticular), the study population was reduced to the recipientsof the general scheme except for SLM, 25 years old or older(age reached during the year) in 2013. The general schemeexcept for SLM involves about 70% of the French population.

Hospitalizations for AECOPD were defined according tothe following criteria: Hospital stays with:• primary diagnosis (PD) of chronic obstructive pulmonary

disease with acute infection of airways (J44) or with acutenon-specified episodes (J44.1);

• or PD of acute respiratory failure (J96) with an associateddiagnosis (AD) of chronic obstructive pulmonary disease(J44) or of emphysema (J43);

• or PD of lower respiratory infection (J10—J18, J20—J22)with an AD of chronic obstructive pulmonary disease (J44)or of emphysema (J43);

• or PD of chronic obstructive pulmonary disease (J44) or ofemphysema (J43) with an associated diagnosis of lowerrespiratory infection (J10—J18, J20—J22) or of acuterespiratory failure (J96).

Data analysisFor each individual, the index hospitalization was definedas being the first hospitalization for AECOPD in 2013. Hospi-tal stays with transfers between hospitals or within the samehospital were recorded as a single stay. Previous hospitaliza-tions for COPD exacerbation were searched for in the PMSIduring the previous 5 years (from 2008 to 2012 included).Visits into the emergency department with no subsequenthospitalization are not available in the PMSI-MCO.

The severity of the pulmonary disease was approachedaccording to the following data:• number of hospitalizations for AECOPD within the

12 months preceding the index hospitalization;• treatment with long-term oxygen therapy (LTOT) (reim-

bursed by the health insurance with or without associatedventilation, between January 1st 2012 and the index hos-pitalization).

Multimorbidity was estimated by the Quan score. Thismultimorbidity score was calculated using the primary,related and associated diagnoses mentioned during theindex hospitalization thanks to the algorithm developed byCharlson and updated by Quan [16,17].

The severity of the exacerbation was approached accord-
ing to the following criteria (PMSI data):• length of stay;• hospitalization in a resuscitation unit, in intensive care
unit or in a continuous care unit;

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3

assisted ventilation (invasive or non-invasive) during hos-pital stay.

The pulmonary function test procedures (spirometry,lethysmography, resistance measurements, arterial bloodas measurement) were searched for among the procedureerformed by liberal professionals (including those per-ormed as outpatient care in private facilities) reimbursedy the health insurance (DCIR data), among the procedureserformed as outpatient care in public facilities, and amonghose performed during day hospitalizations (for less than4 hours) (PMSI data).

The socioeconomic status was approached through theeprivation index depending on the place of residence. Thisndex was calculated at the level of the place of residencecity level), from four socioeconomic variables coming fromhe population census and from data on households taxncome in 2009 (source: Insee) [18]. After weighting up theumber of inhabitants for the place of residence, it pro-ided a definition for population quintiles according to theevel of deprivation. The highest quintile corresponds to the0% of the population living in the most economically dis-dvantaged municipalities. The index is calculated only forainland France.

tatistical methodshe survival and readmission probabilities after dischargerom the index hospitalization were estimated with theaplan-Meier method and univariate comparisons were per-ormed using the log-rank test. Multivariate analyses wereerformed using Cox models adjusting for gender, age,eprivation index, severity of the disease, score for mul-imorbidity, and severity of the exacerbation (significantariables in univariate analyses). The reference date waset at December 31st 2014. For the readmission analysis,he deaths that occurred before the reference date werereated as censored date.

Pulmonary function testing within 3 months after dis-harge from the index hospitalization was studied, excludinghose who died or who were readmitted over this period. Thessociated factors were studied using a logistic regressionodel, adjusting for gender, age, deprivation index, sever-

ty of the disease, score for multimorbidity, and severity ofhe exacerbation.

The analyses were performed using the SAS® Enterpriseuide software, version 4.3 (SAS Institute Inc., Cary, NC,SA).

esults

tudy populationn 2013, 58,144 individuals (61.4% were men) were hospital-zed at least once for AECOPD. Their characteristics duringhe index hospitalization are presented in Table 1. About6% had already been hospitalized for this reason within therevious 5 years, and almost 15% (n = 8617) within the pre-
ious 12 months. The proportion of individuals classified inhe most disadvantaged quintiles for the deprivation indexas higher than expected (P < 0.001). The case-fatality rateuring the index hospitalization was at 5.4%.
st interdit et illégal de diffuser ce document.

4 C. Fuhrman et al.

Table 1 Description of the study population and of the characteristics for the index hospitalization, hospitalized indi-viduals for COPD exacerbation in 2013 (mainland France, age 25 or more, general insurance scheme, first hospitalizationin 2013), n = 58,144.

Totaln = 58,144

Menn = 35,700

Womenn = 22,444

Age, mean (SD) 72.6 years old(12.9)

72.1 years old(12.1)

73.4 years old(14)

Age groups, n (%)25—44 years old 1175 (2) 616 (1.7) 559 (2.5)45—64 years old 14,827 (25.5) 9107 (25.5) 5720 (25.5)65—84 years old 30,781 (52.9) 20,313 (56.9) 10,468 (46.6)85 years old or more 11,361 (19.5) 5664 (15.9) 5697 (25.4)

Quintiles for the deprivation index(city level), n (%)1 8167 (14.1) 4832 (13.5) 3335 (14.9)2 9925 (17.1) 5979 (16.8) 3946 (17.6)3 11,518 (19.8) 7037 (19.7) 4481 (20)4 12,945 (22.3) 8001 (22.4) 4944 (22)5 15,589 (26.8) 9851 (27.6) 5738 (25.6)

Previous hospitalization forAECOPD (between 2008—2012), n(%)No 37,040 (63.7) 22,148 (62) 14,892 (66.4)Yes 21,104 (36.3) 13,552 (38) 7552 (33.6)

Hospitalizations for AECOPD withinthe previous 12 months, n (%)None 49,527 (85.2) 30,115 (84.4) 19,412 (86.5)One 5877 (10.1) 3747 (10.5) 2130 (9.5)Two 1648 (2.8) 1099 (3.1) 549 (2.5)Three or more 1092 (1.9) 739 (2.1) 353 (1.6)

LTOT before hospitalization, n (%)No 43,783 (75.3) 27,021 (75.7) 16,762 (74.7)Yes 14,361 (24.7) 8679 (24.4) 5682 (25.3)

Multimorbidity score, n (%)1 35,843 (61.7) 21,340 (59.8) 14,503 (64.6)3-Feb 16,090 (27.7) 10,114 (28.3) 5976 (26.6)4 or more 6211 (10.7) 4246 (11.9) 1965 (8.8)

Length of index hospitalization,median [interquartile range]

8 days [5—13] 8 days [5—13] 9 days [5—14]

Hospital stay in resuscitation orintensive care unita, n (%)

12,110 (20.8) 7612 (21.3) 4498 (20)

Including stay in resuscitationunit

5978 (10.3) 3826 (10.7) 2152 (9.6)

Invasive ventilation or non-invasiveventilation, n (%)

8840 (15.2) 5459 (15.3) 3381 (15.1)

Including invasive ventilation 2936 (5.1) 1965 (5.5) 971 (4.3)Case-fatality rate during

hospitalization, n (%)3129 (5.4) 2067 (5.8) 1062 (4.7)

AECOPD: acute exacerbations of chronic obstructive pulmonary disease; LTOT: long-term oxygen therapy.a Hospital stay in a resuscitation, intensive care, or continuous care unit.

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urvivalmong the 55,015 individuals who were alive when dis-harged from the index hospitalization, 11,468 died within
2 months. The cumulative probability of death was 8.9%t 3 months and 20.9% at 1 year. It was 18.9% at one yearn individuals who had not been hospitalized for this reason
bub


ithin the previous 5 years and 24.3% in the others. Survivalate was lower in men than in women (Fig. 1 and Table 2).he other factors for a poor prognosis were age, num-
er of exacerbations within the previous 12 months, beingnder LTOT before hospitalization, having a high multimor-idity score, and meeting severity criteria during the index

Prognosis after COPD exacerbation 5

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Figure 1. Survival according to gender after hospitalization for e

hospitalization (length of hospitalization, hospitalizationin intensive care unit, ventilation during hospitalization)(Table 2). However, the deprivation index was not signifi-cantly associated to survival. The better survival observedin women persisted after adjusting for the other prognosticfactors.

Hospital readmissionsAmong the individuals who were alive when discharged fromthe index hospital stay, 15,759 were hospitalized again atleast once for AECOPD within the following 12 months. Thecumulative probability of readmission was 7.2% at 30 days,14.9% at 3 months, and 31.1% at one year. The factorsassociated to an increased risk of readmission for AECOPDwere being male, having a high deprivation index, num-ber of hospitalizations for AECOPD within 12 months, beingunder LTOT, having a high multimorbidity score, and meet-ing severity criteria during the index hospitalization (lengthof hospitalization, hospitalization in intensive care unit,ventilation during hospitalization) (Table 3). Age was alsoassociated to an increased risk of readmission, but this riskdecreased slightly in the elderly. After adjusting to theother risk factors, male gender and a high deprivation indexremained associated to an increased risk of readmission.

Pulmonary function tests after dischargeAmong the 42,868 individuals who were alive and not read-mitted at 3 months, 14,699 (34.3%) had pulmonary function
tests (including arterial blood gas measurement) within3 months after discharge. Pulmonary function testing within3 months was more frequent in men than in women, andin individuals under LTOT (Table 4). Older age, a high
tiFs


bation of chronic obstructive pulmonary disease.

ultimorbidity score, a high deprivation index as well as long hospital stay were associated to a lower probabil-ty of having pulmonary function tests at 3 months in thenivariate analysis. In the multivariate analysis, the fac-ors associated to the absence of pulmonary function testingt 3 months were female gender, being older than 75, thebsence of LTOT, a long hospital stay, a high multimorbiditycore, and a high deprivation index.

iscussion

fter hospitalization for COPD exacerbation, the cumulativerobabilities of death and of readmission at one year wereespectively 21% and 31%. Besides, only 34% of patients hadenefited from pulmonary function testing within 3 monthsfter discharge.

urvival and prognostic factorsurvival at one year after hospitalization for AECOPD was0% whereas the expected survival in the general popula-ion for a cohort with the same structure regarding agend gender was 96% (data from INSEE). A similar survivalt one year (83%) was highlighted in the study conductedn 2006—2007 in French general hospitals [12]. Most progno-tic scores rely on the level of forced expiratory volume inne second (FEV1) and of dyspnea, associated depending onases to age, tolerance to physical exercise, smoking sta-us, or to the frequency of the exacerbations (BODE, ADO,OSE). Comorbidities are also recognized as being pejora-
ive factors for survival [4,12,19—21]. Despite the lack ofnformation regarding the smoking status and the level ofEV1, it was possible nevertheless to take into account theeverity of the disease thanks to the multimorbidity score,

6 C. Fuhrman et al.

Table 2 Factors associated to the risk of death after hospitalization for COPD exacerbation in 2013 (mainland France,age 25 or more, general insurance scheme).

n Cumulative probability at 1 year aRR [CI95%]a Pb

Percentage P

GenderMen 33,633 22.3 < 0.001 1 < 0.001Women 21,382 18.6 0.77 [0.74—0.79]

Age groups25—44 years old 1160 4.7 < 0.001 1 < 0.00145—54 years old 4190 8.1 1.53 [1.21—1.95]55—64 years old 10,299 12.6 2.05 [1.63—2.57]65—74 years old 12,670 17.7 2.73 [2.18—3.42]75—84 years old 16,448 24.2 3.68 [2.94—4.60]85 years old or more 10,248 34.8 5.64 [4.51—7.06]

Hospitalizations for AECOPDwithin the previous12 monthsNone 46,888 19.8 < 0.001 1 < 0.0011 5544 25.4 1.16 [1.11—1.22]2 1553 30.1 1.34 [1.24—1.45]3 or more 1030 31.4 1.56 [1.43—1.72]

LTOT before hospitalizationNo 41,817 17.6 < 0.001 1 < 0.001Yes 13,198 31.3 1.78 [1.72—1.84]

Multimorbidity score1 34,661 14.3 < 0.001 1 < 0.0013-Feb 14,913 28.1 1.65 [1.59—1.71]4 or more 5441 42.8 2.66 [2.54—2.78]

Length of hospitalizationLess than 6 days 15,202 15.6 < 0.001 1 < 0.0016—8 days 13,264 16.8 0.96 [0.91—1.01]9—13 days 13,412 21 1.10 [1.05—1.15]14 days or more 13,137 30.8 1.48 [1.41—1.55]

Hospital stay in aresuscitation or intensivecare unitc

No 44,430 20.1 < 0.001Yes 10,585 24

Invasive ventilation ornon-invasive ventilationNo 47,489 20.1 < 0.001 1 < 0.001Yes 7526 25.6 1.09 [1.04—1.14]

Total 55,015 20.8

LTOT: long-term oxygen therapy.a Relative risk adjusted for gender, age, number of hospitalizations for AECOPD within the previous 12 months, being under LTOT, themultimorbidity score, length of hospitalization, and having an invasive or non-invasive ventilation during hospitalization; only significantassociated variables after adjustment were kept in the final model.b Wald Chi2 test.c re un

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Hospital stay in a resuscitation, intensive care, or continuous ca

istory of hospitalizations for AECOPD, and severity criteriaor hospitalizations.

isk of hospital readmissioneadmissions are frequent during the course of the COPD.

cohort study formed from the first hospitalization forECOPD showed that each hospitalization increased the risk

hsoa


it.

f a new exacerbation and the risk of death, and that read-issions were increasingly closer as the disease evolved [7].he first hospital readmission would thus be a negative tur-ing point. In our study, more than a third of the individuals
ospitalized in 2013 had already been hospitalized for theame reason within the previous 5 years, and 15% at leastnce within the previous year. The risk of death was highermong those who had already been hospitalized for AECOPD


Table 3 Factors associated to the risk of readmission for COPD exacerbation.

n Cumulative probabilityof readmission at 1 year

aRR [CI95%]a Pb

Percentage P

GenderMen 33,633 33 < 0.001 1 < 0.001Women 21,382 28.2 0.84 [0.81—0.86]

Age groups25—44 years old 1160 18.7 < 0.001 1 < 0.00145—54 years old 4190 25.3 1.35 [1.18—1.54]55—64 years old 10,299 29.3 1.46 [1.28—1.65]65—74 years old 12,670 33.4 1.60 [1.41—1.82]75—84 years old 16,448 33.4 1.65 [1.45—1.87]85 years old or more 10,248 30.6 1.59 [1.40—1.80]

Quintiles for deprivationindex (city level)1 7757 29.6 < 0.001 1 < 0.022 9341 30.6 1.01 [0.96—1.06]3 10,933 31 1.00 [0.95—1.05]4 12,212 31.6 1.01 [0.96—1.06]5 14,772 31.9 1.06 [1.01—1.11]

Hospitalizations for AECOPDwithin the previous12 monthsNone 46,888 26.4 < 0.001 1 < 0.0011 5544 52.3 1.97 [1.89—2.05]2 1553 67.1 2.63 [2.47—2.81]3 or more 1030 83.1 4.08 [3.79—4.38]

LTOT before hospitalizationNo 41,817 25.5 < 0.001 1 < 0.001Yes 13,198 50 1.83 [1.78—1.89]

Multimorbidity score1 34,661 30.7 < 0.013-Feb 14,913 324 or more 5441 31.8

Length of hospitalizationLess than 6 days 15,202 26.9 < 0.001 1 < 0.0016—8 days 13,264 30.7 1.09 [1.04—1.13]9—13 days 13,412 32.6 1.13 [1.09—1.18]14 days or more 13,137 35.2 1.16 [1.11—1.21]

Hospital stay in aresuscitation or intensivecare unitc

No 44,430 30.6 < 0.001 1 < 0.05Yes 10,585 33.3 0.95 [0.90—0.99]

Invasive ventilation ornon-invasive ventilationNo 47,489 30.3 < 0.001 1 < 0.001Yes 7526 36.3 1.14 [1.05—1.18]

Total 55,015 31.1

LTOT: long-term oxygen therapy.a Relative risk adjusted for gender, age, number of hospitalizations for AECOPD within the previous 12 months, being under LTOT, themultimorbidity score, length of hospitalization, and having an invasive or non-invasive ventilation during hospitalization; only significantassociated variables after adjustment were kept in the final model.b Wald Chi2 test.c Hospital stay in a resuscitation, intensive care, or continuous care unit.

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8 C. Fuhrman et al.

Table 4 Pulmonary function testing within 3 months after discharge, individuals hospitalized for a COPD exacerbationin 2013, alive and not readmitted in hospital at 3 months (n = 42,868).

Pulmonary function testsa within 3 months after discharge Pc

n (%) P aRR [CI95%]b

GenderMen 9034 (35.1) < 0.001 1 < 0.01Women 5665 (33) 0.95 [0.91—0.99]

Age groups25—44 years old 408 (39) < 0.001 1 < 0.00145—54 years old 1449 (40.3) 1.08 [0.94—1.25]55—64 years old 3455 (41) 1.13 [0.99—1.28]65—74 years old 3880 (39.2) 1.07 [0.94—1.22]75—84 years old 4108 (32.8) 0.86 [0.75—0.98]85 years old or more 1399 (18.9) 0.43 [0.38—0.50]

Quintiles for the municipalindex of socialdisadvantage1 2049 (33.7) < 0.001 1 < 0.0012 2596 (35.6) 1.04 [0.97—1.12]3 3068 (35.8) 1.05 [0.98—1.13]4 3250 (34.1) 0.98 [0.91—1.05]5 3736 (32.8) 0.89 [0.83—0.95]

LTOT before hospitalizationNo 11,423 (33.5) < 0.001 1 < 0.001Yes 3276 (37.4) 1.22 [1.16—1.28]

Multimorbidity score1 10,791 (38.4) < 0.001 1 < 0.0013-Feb 3127 (28) 0.70 [0.67—0.74]4 or more 781 (21.5) 0.50 [0.46—0.55]

Length of hospitalizationLess than 6 days 4606 (37.3) < 0.001 1 < 0.0016—8 days 3856 (35.9) 1.01 [0.95—1.07]9—13 days 3556 (33.9) 0.97 [92—1.03]14 days or more 2681 (28.8) 0.77 [72—0.82]

Hospital stay in aresuscitation or intensivecare unitd

No 11,823 (33.8) < 0.001 1 < 0.001Yes 2876 (36.4) 1.17 [1.11—1.24]

Total 14,699 (34.3)

LTOT: long-term oxygen therapy.a Plethysmography, spirometry, arterial blood gas measurement, resistance measurements.b Relative risk adjusted for age, gender, being under LTOT before hospitalization, the multimorbidity score, length of hospital stay, andhospitalization in a resuscitation or intensive care unit. Only significant associated variables after adjustment were kept in the finalmodel.c Wald Chi2 test.d Hospital stay in a resuscitation, intensive care, or continuous care unit.

anystmocm

ttsos


nd the risk of readmission for AECOPD increased with theumber of hospitalizations for AECOPD within the previousear. However, the risk of readmission for AECOPD decreasedlightly in the elderly, which can probably be explained byhe particularly high risk of death in this group [7]. A high
ultimorbidity score was not associated to an increased risk
f readmission for AECOPD. This result could be due to aoding of comorbidities at the expense of the COPD, andore especially as in some cases (heart failure for instance)

mtb


he distinction of the disease underlying the decompensa-ion can be complicated. In our study, the multimorbiditycore was on the other hand associated to an increased riskf readmission, all causes given (data not shown), whichtrengthens this hypothesis.

Readmissions for AECOPD can partly be avoided. An earlyanagement reduces the risk of hospitalization [22]. Prac-

icing a physical activity and exercise training showed it cane efficient for readmission prevention [3]. The prescription


DekeoTtsaigelpihrn

SOwfcnisioietppaictatr

C

TioCssbadcof the epidemiological surveillance for COPD and of itsmanagement. The DCIR evolves and expands progressively



of bronchodilators, oral corticoids, and of a medical follow-up consultation would also be protective factors againstearly readmission (at 30 days) [23]. Other managementindicators such as smoking cessation and access to exer-cise rehabilitation would be relevant to study, but it is notcurrently possible to identify them in the medical adminis-trative databases.

Pulmonary function tests after hospitalizationAmong the HAS recommendations for the management ofCOPD, it is advised to perform pulmonary function testswithin 3 months after hospitalization for AECOPD [14]. Ourstudy shows that only a third of the individuals who werealive when discharged from hospitalization benefited fromthese tests within 3 months. Since pulmonary function testsshould be performed in a steady state, the care performedduring hospital stay (complete hospitalization) were takinginto account. Nevertheless, it is possible that the eval-uations were performed during complete hospitalizationsand that the proportion of individuals who benefited frompulmonary function tests within 3 months was slightly under-estimated. Women, individuals among the highest quintile ofdeprivation index, the elderly, and those with a high mul-timorbidity score seem to have less access to pulmonaryfunction tests. Though it might be sometimes reasonableto avoid additional examinations in the very elderly orin individuals whose vital prognosis is threatened on theshort term, these results advocate for the development ofcoordinated care measures for the most vulnerable individ-uals whose medical management is complicated. Despite aprobably more important impact of COPD in women, stud-ies suggested that the disease is generally undervalued inwomen compared to men [24].

Influence of genderAfter taking into account the other risk factors, women hada better survival and a lesser risk of readmission. Severalstudies showed that women presented a greater susceptibil-ity to smoking and, with an equal severity of COPD, a moreimportant dyspnea [25]. However, most studies performedin patients suffering from COPD showed a better prognosisin terms of survival or of readmission, including after takinginto account the level of severity and comorbidities [26,27].In McGarvey’s study, after taking into account the other riskfactors (dyspnea, FEV1 level, comorbidities), female genderwas a predictive factor for frequent exacerbations but it wasnot for exacerbations requiring hospitalization [28].

Influence of the socioeconomic levelOur study population presents a greater representation ofindividuals living in the most socioeconomically disadvan-taged municipalities, highlighting social disparities for theprevalence of the disease [29,30]. We did not highlight anyrelation between socioeconomic level and survival. How-ever, the individuals in the most disadvantaged quintilepresented an increased risk of readmission and a lesser
resort to pulmonary function tests within 3 months. Dataregarding the impact of the socioeconomic level on theCOPD prognosis are scarce, but a relation was evidenced,even in a country with a high standard of living such as
ttla


9

enmark [31,32]. Such a relation could be explained by sev-ral factors, including a lower access to care, poorer goodnowledge in the healthcare area, a more limited socialnvironment, a greater exposure to airborne contaminants,r more important difficulties to smoking cessation [33,34].he medical administrative databases have little informa-ion regarding the socioeconomic level. The benefit of theupplementary universal health insurance (CMU-C) is not anpplicable indicator beyond 65 years old (old-age solidar-ty allowance is higher than the threshold of the resourcesiving access to the CMU-C). The deprivation index is inter-sting, but it is an ecological indicator measured at theevel of the municipality, which does not account for theotential social heterogeneity inside the same municipal-ty. Besides, remoteness or proximity for municipalities withealthcare structures may be related to hospitalizations,eadmissions, or mortality, and this distance factor is notecessarily related to the deprivation index [35].

tudy limitationsur study presents some limitations. COPD exacerbationsere identified from the PMSI data. Some hospitalizations

or AECOPD may not be identified or coded as such, espe-ially due to frequent comorbidities [36]. Neither the PMSIor the reimbursement data of the health insurance havenformation regarding known prognostic factors of COPD,uch as the smoking status, the body mass index, or themportance of the obstructive ventilatory disorder. More-ver, comorbidities are coded during the hospital stay onlyf they justified a specific management during this stay, andven in this case, their coding completeness is not cer-ain. Nevertheless, previous hospitalizations for AECOPD,revious LTOT, the multimorbidity score, the length of hos-ital stay, hospitalization in intensive care unit, and thessisted ventilation during hospital stay enabled us to takento account, at least partially, the severity of the disease,omorbidities, and the severity of the exacerbation. Despiteheir limitations, these data have the advantage that theyre almost complete, at least for individuals registered withhe general scheme, which represents more than 70% of theecipients for the health insurance in France.

onclusions

hanks to the results presented here, it is possible todentify the factors associated to a modified prognosisr to a suboptimal management after hospitalization forOPD exacerbation: age, male gender for the progno-is, female gender for the management, a disadvantagedocioeconomic level, markers of COPD severity, and comor-idities. These results underline the necessity of a specialttention when implementing accompanying measures afterischarge in order to prevent recurrences. Monitoring indi-ators built from the Sniiram data seem relevant as part

hrough new information. It will be interesting to continuehis work, integrating all the health insurance schemes, aonger history, and causes of death when these data arevailable.


1

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0

isclosure of interest

he authors declare that they have no competing interest.

ersion francaise

ntroduction

e poids de la bronchopneumopathie chronique obstructiveBPCO) en termes de santé publique est important et aug-ente d’année en année. Alors que la mortalité liée à laPCO est actuellement en diminution, tout du moins chezes hommes, les taux d’hospitalisations pour exacerbatione BPCO sont en augmentation en France, de l’ordre de 3 %ar an chez les hommes et 6 % par an chez les femmes [1,2].

Les exacerbations aiguës de bronchopneumopathiehronique obstructive (EABPCO) sont des évènementsréquents dans l’évolution de la maladie. Ces épisodesécessitent souvent une hospitalisation en raison de laravité de la BPCO ou des comorbidités associées. Lesonséquences sont importantes en termes de pronostic vital3—5], de dégradation de la fonction respiratoire [5—7],’impact sur la qualité de vie [8,9] et de coût [10].e document GOLD intègre dorénavant les exacerbationsfréquence, hospitalisation) au même titre que la fonctionespiratoire et les symptômes dans la classification de laaladie et les critères de choix des traitements [11].Devant l’importance du risque de réadmission et la mor-

alité élevée après une hospitalisation pour EABPCO (45 %e décès à 4 ans) [12], la Haute Autorité de santé (HAS)

publié des recommandations qui reposent notammentur la qualité de la prise en charge, intégrant éduca-ion thérapeutique et réhabilitation respiratoire [13]. Cesecommandations insistent sur la coordination du suivit préconisent une consultation spécialisée avec réalisa-ion d’explorations fonctionnelles respiratoires et d’uneazométrie artérielle dans les 1 à 3 mois qui suivent laortie [14]. Par ailleurs, la Caisse nationale de l’assurancealadie des travailleurs salariés (CnamTS) expérimente

ctuellement un programme d’accompagnement au retour àomicile (PRADO BPCO) destiné à améliorer la coordinationes soins à la sortie du patient [15].

L’objectif de ce travail était d’étudier le devenir en ter-es de survie et de réadmission des patients hospitalisésour EABPCO, ainsi que la réalisation d’explorations fonc-ionnelles respiratoires après la sortie.

éthodes

chéma de l’étudel s’agissait d’une étude de cohorte construite à partires données de l’assurance maladie et du programme deédicalisation des systèmes d’informations (PMSI-MCO). Lesersonnes hospitalisées pour EABPCO en 2013 ont été suiviesusqu’à fin décembre 2014.

ources de donnéese Système national d’information inter-régimes de’assurance maladie (Sniiram) est mis en œuvre par lanamTS depuis 2003. Le Sniiram comprend une base de

•

•


C. Fuhrman et al.

onnées individuelles anonymisées, le DCIR (données deonsommation inter-régimes), qui concerne l’ensemble desemboursements effectués par la quasi-totalité des régimes’assurance maladie pour les soins dispensés en ville oun hôpital privé (actes médicaux et paramédicaux, exam-ns biologiques, dispositifs médicaux, médicaments, etc.)insi que des données sociodémographiques sur les bénéfi-iaires de ces prestations (âge, sexe, couverture maladieniverselle complémentaire [CMU-C], commune de rési-ence, date de décès). Les diagnostics médicaux ne sontas disponibles. Les données disponibles sont celles de’année en cours et des trois années précédentes. Le chaî-age des données du DCIR aux données du PMSI-MCO permet’identifier toutes les hospitalisations survenues depuis005 chez un même patient.

opulation d’étude’analyse a porté sur les personnes ayant été hospital-sées au moins une fois en 2013 pour EABPCO dans untablissement public ou privé en France métropolitaine.es informations sur le statut vital n’étant pas exhaus-ives sur l’ensemble de la période d’étude pour certainségimes (régime social des indépendants et sections localesutualistes [SLM] notamment), la population d’étude a été

estreinte aux bénéficiaires du régime général hors SLM,gés de 25 ans ou plus (âge atteint dans l’année) en 2013.e régime général hors SLM concerne environ 70 % de laopulation francaise.

Les hospitalisations pour EABPCO ont été définies par lesritères suivants : Séjours avec :

diagnostic principal (DP) de maladie pulmonaire obstruc-tive chronique avec infection aiguë des voies respiratoires(j44) ou avec épisode aigu non précisé (j44,1) ;ou DP d’insuffisance respiratoire aiguë (j96) avec un diag-nostic associé significatif (DAS) de maladie pulmonaireobstructive chronique (j44) ou d’emphysème (j43) ;ou DP d’infection respiratoire basse (j10—j18, j20—j22)avec un DAS de maladie pulmonaire obstructive chronique(j44) ou d’emphysème (j43) ;ou DP de maladie pulmonaire obstructive chronique(j44) ou d’emphysème (j43) avec un diagnostic asso-cié d’infection respiratoire basse (j10—j18, j20—j22) oud’insuffisance respiratoire aiguë (j96).

nalyse des donnéesour chaque personne, l’hospitalisation index a été définieomme étant la première hospitalisation pour EABPCO en013. Les séjours avec transferts entre hôpitaux ou au sein’un même hôpital ont été comptabilisés comme un seuléjour. Les hospitalisations antérieures pour exacerbation dePCO ont été recherchées dans le PMSI au cours des 5 annéesrécédentes (2008 à 2012 inclus). Les passages aux urgenceson suivis d’hospitalisation ne sont pas disponibles dans leMSI-MCO.

La gravité de la maladie respiratoire a été approchée pares données suivantes :

nombre d’hospitalisations pour EABPCO dans les 12 moisprécédant l’hospitalisation index ;traitement par oxygénothérapie de longue durée (OLD)(remboursement par l’assurance maladie d’au moins un


R

PEhtdi1ddqi

SPl1àapchanêmdtcEsol

RP1dmàsdpddtcLsAma

El



forfait d’OLD, avec ou sans ventilation associée, entre le01/01/2012 et l’hospitalisation index).

La multimorbidité a été estimée par le score de Quan.Ce score de multimorbidité a été calculé en utilisant lesdiagnostics principaux, reliés et associés mentionnés lors del’hospitalisation index au moyen de l’algorithme développépar Charlson et actualisé par Quan [16,17].

La gravité de l’exacerbation a été approchée par lescritères suivants (données PMSI) :• durée de séjour ;• hospitalisation en réanimation, en unité de soins intensifs

ou en unité de soins continus ;• acte de ventilation (invasive ou non invasive) au cours du

séjour.

Les actes d’explorations fonctionnelles respiratoires(spirométrie, pléthysmographie, mesure des résistances,gazométrie artérielle) ont été recherchés parmi les actespratiqués en libéral (incluant les actes effectués ensoins externes en établissements privés) remboursés parl’assurance maladie (données DCIR), parmi les actes réalisésen soins externes dans les établissements publics et parmiceux réalisés en hospitalisation de jour (hospitalisation demoins de 24 heures) (données du PMSI).

Le statut socio-économique a été approché au moyen del’indice de désavantage social de la commune de résidence.Cet indice est calculé à l’échelle de la commune à partir dequatre variables socio-économiques issues du recensementde la population et des données sur les revenus fiscaux desménages en 2009 (source Insee) [18]. Après pondération parle nombre d’habitants de la commune, il permet de définirdes quintiles de population en fonction du niveau de désa-vantage social. Le quintile le plus élevé correspond aux 20 %de la population résidant dans les communes les plus défa-vorisées économiquement. L’indice est calculé uniquementpour la France métropolitaine.

Méthodes statistiquesLes probabilités de survie et de réadmission après sortiede l’hospitalisation index ont été estimées par la méth-ode de Kaplan-Meier et les comparaisons univariées ontété effectuées au moyen du test du log-rank. Les analy-ses multivariées ont été effectuées à l’aide de modèles deCox en ajustant sur le sexe, l’âge, l’indice de désavantagesocial, la gravité de la maladie, le score de multimorbid-ité et la gravité de l’exacerbation (variables significativesdans les analyses univariées). La date de point a été fixéeau 31 décembre 2014. Pour l’analyse des réadmissions, lesdécès survenus avant la date de point ont été traités commedes données censurées.

La réalisation d’explorations fonctionnelles respiratoiresdans les 3 mois suivant la sortie de l’hospitalisation indexa été étudiée en excluant les personnes décédées ou réad-mises pendant cette période. Les facteurs associés ont étéétudiés au moyen d’un modèle de régression logistique enajustant sur le sexe, l’âge, l’indice de désavantage social,la gravité de la maladie et le score de multimorbidité et la
gravité de l’exacerbation.
Les analyses ont été effectuées à l’aide du logiciel SAS®

Enterprise Guide version 4.3 (SAS Institute Inc., Cary, États-Unis).

P3nl


11

ésultats

opulation d’étuden 2013, 58 144 personnes (61,4 % d’hommes) ont étéospitalisées au moins une fois pour EABPCO. Leurs carac-éristiques lors de l’hospitalisation index sont présentéesans le Tableau 1. Environ 36 % avaient déjà été hospital-sés pour ce motif dans les 5 années précédentes, et près de5 % (n = 8617) dans les 12 mois précédents. La proportione personnes classées dans les quintiles les plus défavorisése l’indice de désavantage social était plus importanteu’attendue (p < 0,001). La létalité lors de l’hospitalisationndex était de 5,4 %.

urviearmi les 55 015 personnes sorties vivantes de’hospitalisation index, 11 468 sont décédées dans les2 mois. La probabilité cumulée de décès était de 8,9 %

3 mois et de 20,9 % à 1 an. Elle était de 18,9 % à unn chez les personnes qui n’avaient pas été hospitaliséesour ce motif dans les 5 ans précédents et de 24,3 %hez les autres. La survie était moins bonne chez lesommes que chez les femmes (Fig. 1 et Tableau 2). Lesutres facteurs de mauvais pronostic étaient l’âge, leombre d’exacerbations dans les 12 mois précédents,tre sous OLD avant l’hospitalisation, avoir un score deultimorbidité élevé et avoir des critères de gravité lorse l’hospitalisation index (durée d’hospitalisation, hospi-alisation en réanimation, soins intensifs ou unité de soinsontinus, ventilation lors de l’hospitalisation) (Tableau 2).n revanche, l’indice de désavantage social n’était pasignificativement associé à la survie. La meilleure surviebservée chez les femmes persistait après ajustement sures autres facteurs pronostiques.

éhospitalisationsarmi les personnes sorties vivantes du séjour index,5 759 ont été réhospitalisées au moins une fois pour EABPCOans les 12 mois suivants. La probabilité cumulée de réad-ission était de 7,2 % à 30 jours, 14,9 % à 3 mois et 31,1 %

un an. Les facteurs associés à un risque accru de réadmis-ion pour EABPCO étaient le sexe masculin, avoir un indicee désavantage social élevé, le nombre d’hospitalisationsour EABPCO dans les 12 mois, être sous OLD, avoir un scoree multimorbidité élevé et avoir des critères de gravité lorse l’hospitalisation index (durée d’hospitalisation, hospi-alisation en réanimation, soins intensifs ou unité de soinsontinus, ventilation lors de l’hospitalisation) (Tableau 3).’âge était également associé à un risque accru de réadmis-ion, mais ce risque diminuait légèrement chez les plus âgés.près ajustement sur les autres facteurs de risque, le sexeasculin et un indice de désavantage social élevé restaient

ssociés à un risque accru de réadmission.

xplorations fonctionnelles respiratoires aprèsa sortie
armi les 42 868 personnes vivantes et non réadmises à
mois, 14 699 (34,3 %) ont bénéficié d’explorations fonction-elles respiratoires (y compris gazométrie artérielle) danses 3 mois suivant la sortie. La réalisation d’EFR dans les


12 C. Fuhrman et al.

Tableau 1 Description de la population d’étude et des caractéristiques de l’hospitalisation index, personnes hospital-isées pour une exacerbation de BPCO en 2013, (France métropolitaine, âge 25 ans ou plus, régime général, premièrehospitalisation de 2013), n = 58 144.

Totaln = 58 144

Hommesn = 35 700

Femmesn = 22 444

Âge, moyenne (écart-type) 72,6 ans(12,9)

72,1 ans(12,1)

73,4 ans(14)

Classes d’âge, n (%)25—44 ans 1175 (2) 616 (1,7) 559 (2,5)45—64 ans 14 827

(25,5)9107 (25,5) 5720 (25,5)

65—84 ans 30 781(52,9)

20 313(56,9)

10 468(46,6)

85 ans ou plus 11 361(19,5)

5664 (15,9) 5697 (25,4)

Quintiles d’indice de désavantage social de lacommune de résidence, n (%)1 8167 (14,1) 4832 (13,5) 3335 (14,9)2 9925 (17,1) 5979 (16,8) 3946 (17,6)3 11 518

(19,8)7037 (19,7) 4481 (20)

4 12 945(22,3)

8001 (22,4) 4944 (22)

5 15 589(26,8)

9851 (27,6) 5738 (25,6)

Hospitalisation antérieure pour EABPCO (période2008—2012), n (%)Non 37 040

(63,7)22 148 (62) 14 892

(66,4)Oui 21 104

(36,3)13 552 (38) 7552 (33,6)

Hospitalisations pour EABPCO dans les 12 moisprécédents, n (%)Aucune 49 527

(85,2)30 115(84,4)

19 412(86,5)

Une 5877 (10,1) 3747 (10,5) 2130 (9,5)Deux 1648 (2,8) 1099 (3,1) 549 (2,5)Trois ou plus 1092 (1,9) 739 (2,1) 353 (1,6)

Traitement par OLD avant l’hospitalisation, n (%)Non 43 783

(75,3)27 021(75,7)

16 762(74,7)

Oui 14 361(24,7)

8679 (24,4) 5682 (25,3)

Score de multimorbidité, n (%)1 35 843

(61,7)21 340(59,8)

14 503(64,6)

2—3 16 090(27,7)

10 114(28,3)

5976 (26,6)

4 ou plus 6211 (10,7) 4246 (11,9) 1965 (8,8)Durée de l’hospitalisation index, médiane

[intervalles interquartiles]8 jours[5—13]

8 jours[5—13]

9 jours[5—14]

Séjour en réanimation ou soins intensifsa, n (%) 12 110(20,8)

7612 (21,3) 4498 (20)

Dont séjour en réanimation 5978 (10,3) 3826 (10,7) 2152 (9,6)Ventilation invasive ou non invasive, n (%) 8840 (15,2) 5459 (15,3) 3381 (15,1)

Dont ventilation invasive 2936 (5,1) 1965 (5,5) 971 (4,3)Létalité au cours de l’hospitalisation, n (%) 3129 (5,4) 2067 (5,8) 1062 (4,7)

EABPCO : exacerbation de bronchopneumopathie chronique obstructive ; OLD : oxygénothérapie de longue durée.a Séjour en réanimation, soins intensifs ou unité de surveillance continue.



ation

[iadp

RLBphbelatheraddEusméru


Figure 1. Survie selon le sexe après hospitalisation pour exacerb

3 mois était plus fréquente chez les hommes que chez lesfemmes et chez les personnes sous OLD (Tableau 4). Un âgeavancé, un score de multimorbidité élevé, un indice de désa-vantage social élevé ainsi qu’une durée d’hospitalisationlongue étaient associés en univarié à une moindre probabi-lité d’avoir eu des EFR à 3 mois. En analyse multivariée, lesfacteurs associés à la non-réalisation d’EFR à 3 mois étaientle sexe féminin, un âge supérieur à 75 ans, l’absence detraitement par OLD, une durée d’hospitalisation longue, unscore de multimorbidité élevé et un indice élevé de désa-vantage social.

Discussion

Après hospitalisation pour exacerbation de BPCO, les proba-bilités cumulées de décès et de réadmission à un an étaientrespectivement de 21 % et 31 %. Par ailleurs seuls 34 % despatients avaient bénéficié d’EFR dans les 3 mois suivant lasortie.

Survie et facteurs pronostiquesLa survie à un an après hospitalisation pour EABPCO était de80 % alors que la survie attendue en population généralepour une cohorte de même structure d’âge et de sexeétait de 96 % (données INSEE). Une survie à un an simi-laire (83 %) a été mise en évidence dans l’étude menéeen 2006—2007 en France dans les hôpitaux généraux [12].La plupart des indices pronostiques reposent sur le niveaude volume expiratoire maximum seconde (VEMS) et la dysp-
née, associés selon les cas à l’âge, la tolérance à l’exercice,le statut tabagique ou la fréquence des exacerbations(BODE, ADO, DOSE). Les comorbidités sont également recon-nues comme étant des facteurs péjoratifs sur la survie
cpll


de bronchopneumopathie chronique obstructive.

4,12,19—21]. À défaut d’informations sur le statut tabag-que et le niveau de VEMS, le score de multimorbidité, lesntécédents d’hospitalisations pour EABPCO et les critèrese gravité des hospitalisations ont néanmoins permis derendre en compte la sévérité de la maladie.

isque de réhospitalisationes réadmissions sont fréquentes dans l’évolution de laPCO. Une étude de cohorte constituée à partir de laremière hospitalisation pour EABPCO a montré que chaqueospitalisation augmentait le risque de nouvelle exacer-ation et de décès et que les réadmissions étaient de plusn plus rapprochées au fur et à mesure de l’évolution dea maladie [7]. La première réhospitalisation marqueraitinsi un tournant défavorable. Dans notre étude, plus d’uniers des personnes hospitalisées en 2013 avaient déjà étéospitalisées pour le même motif dans les 5 ans précédentst 15 % au moins une fois dans l’année précédente. Leisque de décès était plus élevé parmi les personnes quivaient déjà été hospitalisées pour EABPCO et le risquee réadmission pour EABPCO augmentait avec le nombre’hospitalisations pour EABPCO dans l’année précédente.n revanche, le risque de réadmission pour EABPCO dimin-ait légèrement chez les personnes les plus âgées, ce qui’explique probablement par le risque de décès particulière-ent élevé dans ce groupe [7]. Un score de multimorbidité

levé n’était pas associé à une augmentation du risque deéadmission pour EABPCO. Ce résultat pourrait être dû àn codage des comorbidités au détriment de la BPCO et
e d’autant que dans certains cas (insuffisance cardiaquear exemple) la distinction de la pathologie à l’origine dea décompensation peut être difficile. Dans notre étude,e score de multimorbidité était en revanche associé à


Tableau 2 Facteurs associés au risque de décès après hospitalisation pour exacerbation de BPCO en 2013 (Francemétropolitaine, âge 25 ans ou plus, régime général).

n Probabilité cumulée à 1 an RRa [IC95 %]a pb

Pourcentage p

SexeHommes 33 633 22,3 < 0,001 1 < 0,001Femmes 21 382 18,6 0,77 [0,74—0,79]

Classes d’âge25—44 ans 1160 4,7 < 0,001 1 < 0,00145—54 ans 4190 8,1 1,53 [1,21—1,95]55—64 ans 10 299 12,6 2,05 [1,63—2,57]65—74 ans 12 670 17,7 2,73 [2,18—3,42]75—84 ans 16 448 24,2 3,68 [2,94—4,60]85 ans ou plus 10 248 34,8 5,64 [4,51—7,06]

Hospitalisations pourEABPCO dans les 12 moisprécédentsAucune 46 888 19,8 < 0,001 1 < 0,0011 5544 25,4 1,16 [1,11—1,22]2 1553 30,1 1,34 [1,24—1,45]3 ou plus 1030 31,4 1,56 [1,43—1,72]

Traitement par OLD avantl’hospitalisationNon 41 817 17,6 < 0,001 1 < 0,001Oui 13 198 31,3 1,78 [1,72—1,84]

Score de multimorbidité1 34 661 14,3 < 0,001 1 < 0,0013-Feb 14 913 28,1 1,65 [1,59—1,71]4 ou plus 5441 42,8 2,66 [2,54—2,78]

Durée d’hospitalisationMoins de 6 jours 15 202 15,6 < 0,001 1 < 0,0016—8 jours 13 264 16,8 0,96 [0,91—1,01]9—13 jours 13 412 21,0 1,10 [1,05—1,15]14 jours ou plus 13 137 30,8 1,48 [1,41—1,55]

Séjour en réanimation, soinsintensifsc

Non 44 430 20,1 < 0,001Oui 10 585 24

Ventilation (invasive ou noninvasive)Non 47 489 20,1 < 0,001 1 < 0,001Oui 7526 25,6 1,09 [1,04—1,14]

Total 55 015 20,8

OLD : oxygénothérapie de longue durée.a Risque relatif ajusté sur le sexe, l’âge, le nombre d’hospitalisation pour EABPCO dans les 12 mois précédents, être sous OLD, le scorede multimorbidité, la durée d’hospitalisation et avoir eu une ventilation invasive ou non invasive pendant l’hospitalisation ; seules lesvariables significativement associées après ajustement ont été maintenues dans le modèle final.b Chi2 de Wald.c Séjour en réanimation, soins intensifs ou unité de surveillance continue.

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ne augmentation du risque de réadmissions toutes causesdonnées non présentées), ce qui conforte cette hypothèse.

Les réadmissions pour EABPCO sont en partie évita-les. Une prise en charge précoce réduit le risque
’hospitalisation [22]. La pratique d’une activité physiquet le ré-entraînement à l’effort ont montré leur efficacitéans la prévention des réadmissions [3]. La prescription de
tpt


ronchodilatateurs, de corticoïdes oraux et d’une visiteédicale de suivi seraient également des facteurs pro-

ecteurs sur la réadmission précoce (à 30 jours) [23].’autres indicateurs de prise en charge tels que le sevrage
abagique et l’accès à la réhabilitation à l’effort seraientertinents à étudier mais ils ne sont actuellement pas iden-ifiables dans les bases de données médico-administratives.


Tableau 3 Facteurs associés au risque de réadmission pour exacerbation de BPCO.

n Probabilité cumulée deréadmission à 1 an

RRa [IC95 %]a pb

Pourcentage p

SexeHommes 33 633 33,0 < 0,001 1 < 0,001Femmes 21 382 28,2 0,84 [0,81—0,86]

Classes d’âge25—44 ans 1160 18,7 < 0,001 1 < 0,00145—54 ans 4190 25,3 1,35 [1,18—1,54]55—64 ans 10 299 29,3 1,46 [1,28—1,65]65—74 ans 12 670 33,4 1,60 [1,41—1,82]75—84 ans 16 448 33,4 1,65 [1,45—1,87]85 ans ou plus 10 248 30,6 1,59 [1,40—1,80]

Quintiles d’indice communal dedésavantage social1 7757 29,6 < 0,001 1 < 0,022 9341 30,6 1,01 [0,96—1,06]3 10 933 31,0 1,00 [0,95—1,05]4 12 212 31,6 1,01 [0,96—1,06]5 14 772 31,9 1,06 [1,01—1,11]

Hospitalisations pour EABPCO dansles 12 mois précédentsAucune 46 888 26,4 < 0,001 1 < 0,0011 5544 52,3 1,97 [1,89—2,05]2 1553 67,1 2,63 [2,47—2,81]3 ou plus 1030 83,1 4,08 [3,79—4,38]

Traitement par OLD avantl’hospitalisationNon 41 817 25,5 < 0,001 1 < 0,001Oui 13 198 50,0 1,83 [1,78—1,89]

Score de multimorbidité1 34 661 30,7 < 0,013-Feb 14 913 32,04 ou plus 5441 31,8

Durée d’hospitalisationMoins de 6 jours 15 202 26,9 < 0,001 1 < 0,0016-8 jours 13 264 30,7 1,09 [1,04—1,13]9-13 jours 13 412 32,6 1,13 [1,09—1,18]14 jours ou plus 13 137 35,2 1,16 [1,11—1,21]

Séjour en réanimation, soinsintensifsc

Non 44 430 30,6 < 0,001 1 < 0,05Oui 10 585 33,3 0,95 [0,90—0,99]

Ventilation (invasive ou noninvasive)Non 47 489 30,3 < 0,001 1 < 0,001Oui 7526 36,3 1,14 [1,05—1,18]

Total 55 015 31,1

OLD : oxygénothérapie de longue durée.a Risque relatif ajusté sur le sexe, l’âge, l’indice de désavantage social, le nombre d’hospitalisation pour EABPCO dans les 12 moisprécédents, être sous OLD, la durée de séjour, avoir été hospitalisé en réanimation ou en soins intensifs et avoir eu une ventilationinvasive ou non invasive pendant l’hospitalisation ; seules les variables significativement associées après ajustement ont été maintenuesdans le modèle final.b Chi2 de Wald.c Séjour en réanimation, soins intensifs ou unité de surveillance continue.



Tableau 4 Réalisation d’épreuves fonctionnelles respiratoires (EFR) dans les 3 mois suivant la sortie, personnes hospi-talisées pour une exacerbation de BPCO en 2013, vivantes et non ré-hospitalisées à 3 mois (n = 42 868).

EFRa dans les 3 mois suivants la sortie pc

n (%) p RRa [IC95 %]b

SexeHommes 9034 (35,1) < 0,001 1 < 0,01Femmes 5665 (33) 0,95 [0,91—0,99]

Classes d’âge25—44 ans 408 (39) < 0,001 1 < 0,00145—54 ans 1449 (40,3) 1,08 [0,94—1,25]55—64 ans 3455 (41) 1,13 [0,99—1,28]65—74 ans 3880 (39,2) 1,07 [0,94—1,22]75—84 ans 4108 (32,8) 0,86 [0,75—0,98]85 ans ou plus 1399 (18,9) 0,43 [0,38—0,50]

Quintiles d’indice communal de désavantage social1 2049 (33,7) < 0,001 1 < 0,0012 2596 (35,6) 1,04 [0,97—1,12]3 3068 (35,8) 1,05 [0,98—1,13]4 3250 (34,1) 0,98 [0,91—1,05]5 3736 (32,8) 0,89 [0,83—0,95]

Traitement OLD avant l’hospitalisationNon 11 423 (33,5) < 0,001 1 < 0,001Oui 3276 (37,4) 1,22 [1,16—1,28]

Score de multimorbidité1 10 791 (38,4) < 0,001 1 < 0,0013-Feb 3 127 (28) 0,70 [0,67—0,74]4 ou plus 781 (21,5) 0,50 [0,46—0,55]

Durée d’hospitalisationMoins de 6 jours 4606 (37,3) < 0,001 1 < 0,0016—8 jours 3856 (35,9) 1,01 [0,95—1,07]9—13 jours 3556 (33,9) 0,97 [0,92—1,03]14 jours ou plus 2681 (28,8) 0,77 [0,72—0,82]

Séjour en réanimation, soins intensifsd

Non 11 823 (33,8) < 0,001 1 < 0,001Oui 2876 (36,4) 1,17 [1,11—1,24]

Total 14 699 (34,3)

OLD : oxygénothérapie de longue durée.a Pléthysmographie, spirométrie, gazométrie artérielle, mesure de résistancesb Risque relatif ajusté sur l’âge, le sexe, être sous OLD préalablement à l’hospitalisation, le score de multimorbidité ; la durée de séjouret avoir été hospitalisé en réanimation ou en soins intensifs. Seules les variables significativement associées après ajustement ont étémaintenues dans le modèle final.c Chi2 de Wald.d Séjour en réanimation, soins intensifs ou unité de surveillance continue.

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xplorations fonctionnelles respiratoiresost-hospitalisationarmi les recommandations de la HAS pour la prise enharge de la BPCO figure la réalisation d’EFR dans les

mois après hospitalisation pour EABPCO [14]. Notre étudeontre que seules un tiers des personnes sorties vivantes’hospitalisation en ont bénéficié dans les 3 mois. Les EFRevant être réalisées à l’état stable, les actes réalisésors d’un séjour hospitalier (hospitalisation complète) n’ont
as été comptabilisés. Toutefois il est possible que desilans aient été réalisés au cours d’hospitalisations com-lètes et que la proportion de personnes ayant bénéficié’EFR dans les 3 mois soit légèrement sous-estimé. Les
lma


emmes, les personnes appartenant au quintile de désavan-age social le plus élevé, les plus âgées et celles ayant uncore de multimorbidité élevé semblent avoir moins accèsux EFR. S’il peut parfois être raisonnable d’éviter les exa-ens complémentaires chez des personnes très âgées ou

hez celles dont le pronostic vital est engagé à court terme,es résultats plaident pour le développement d’actions deoordination des soins auprès des personnes les plus frag-les dont la prise en charge médicale est complexe. Malgrén impact de la BPCO possiblement plus important chez
es femmes, des études ont suggéré que la maladie est deanière générale sous-évaluée chez elles en comparaison
ux hommes [24].


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Influence du sexeAprès prise en compte des autres facteurs de risques, lesfemmes avaient une meilleure survie et un risque moindrede réadmission. Plusieurs études ont montré que les femmesprésentaient une plus grande susceptibilité au tabac et, àsévérité égale de BPCO, une dyspnée plus importante [25].Par contre, la plupart des études réalisées chez des patientsatteints de BPCO ont montré un meilleur pronostic en termesde survie ou de réadmission, y compris après prise en comptedu niveau de sévérité et des comorbidités [26,27]. Dansl’étude de McGarvey, après prise en compte des autres fac-teurs de risques (dyspnée, niveau de VEMS, comorbidités),le sexe féminin était un facteur prédictif d’exacerbationsfréquentes mais ce n’était pas le cas pour les exacerbationsnécessitant une hospitalisation [28].

Influence du niveau socio-économiqueNotre population d’étude présente une plus forte représen-tation des personnes résidant dans les communes les plussocio-économiquement défavorisées, témoin des dispar-ités sociales de prévalence de la maladie [29,30]. Nousn’avons pas mis en évidence de relation entre niveau socio-économique et survie. Par contre, les personnes appartenantau quintile le plus défavorisé avaient un risque accrude réadmission et un moindre recours aux EFR dans les3 mois. Les données concernant l’impact du niveau socio-économique sur le pronostic de la BPCO sont rares mais unlien a bien été montré, même dans un pays à haut niveaude vie comme le Danemark [31,32]. Une telle relation pour-rait être expliquée par plusieurs facteurs dont un moindreaccès aux soins, de moins bonnes connaissances dans ledomaine de la santé, un environnement social plus limité,une plus grande exposition à des aérocontaminants ou desdifficultés plus importantes de sevrage tabagique [33,34].Les bases de données médico-administratives comportentpeu d’informations sur le niveau socio-économique. Lebénéfice de la couverture maladie universelle complémen-taire (CMU-C) n’est pas un indicateur utilisable au-delà de65 ans (l’allocation de solidarité aux personnes âgées estsupérieure au plafond des ressources donnant droit à la CMU-C). L’indice de désavantage social est intéressant mais c’estun indicateur écologique mesuré au niveau de la communequi ne prend pas en compte l’éventuelle hétérogénéitésociale à l’intérieur d’une même commune. Par ailleurs,l’éloignement ou la proximité des communes avec les struc-tures de soins peuvent être liés aux hospitalisations, auxréadmissions ou à la mortalité, et ce facteur distance n’estpas forcément lié à l’indice de désavantage social [35].

Limites de l’étudeNotre étude présente certaines limites. Les exacerbationsde BPCO ont été identifiées à partir des données duPMSI. Certaines hospitalisations pour EABPCO peuvent nepas être identifiées ou codées comme telles, notammentdu fait des comorbidités fréquentes [36]. Ni le PMSI niles données de remboursement de l’assurance maladie ne
comportent d’informations sur les facteurs pronostiquesconnus de la BPCO tels que le statut tabagique, l’indicede masse corporelle ou l’importance du trouble ventila-toire obstructif. De plus, les comorbidités ne sont codées

17

ors du séjour hospitalier que si elles ont justifié d’unerise en charge spécifique pendant le séjour, et même danse cas, l’exhaustivité de leur codage n’est pas certaine.outefois, les hospitalisations précédentes pour EABPCO, laotion de traitement par OLD, le score de multimorbidité,a durée de séjour, l’hospitalisation en réanimation et laentilation assistée pendant le séjour nous ont permis derendre en compte, au moins partiellement, la gravité de laaladie, les comorbidités, et la gravité de l’exacerbation.algré leurs limites, ces données ont l’avantage d’être quasixhaustives, du moins pour les personnes affiliées au régimeénéral qui représentent plus de 70 % des bénéficiaires de’assurance maladie en France.

onclusions

es résultats présentés ici permettent d’identifier des fac-eurs associés à un pronostic altéré ou à une prise enharge sub-optimale après hospitalisation pour exacerba-ion de BPCO : l’âge, le sexe masculin pour le pronostic,éminin pour la prise en charge, un niveau socio-économiqueéfavorisé, les marqueurs de sévérité de la BPCO et lesomorbidités. Ces résultats soulignent la nécessité d’uneigilance particulière dans la mise en œuvre des mesures’accompagnement après la sortie afin de prévenir lesécidives. Le suivi des indicateurs construits à partir desonnées du Sniiram semble pertinent dans le cadre de laurveillance épidémiologique de la BPCO et de sa prise enharge. Le DCIR évolue et s’enrichit progressivement deouvelles informations. Il sera intéressant de poursuivree travail en intégrant l’ensemble des régimes d’assurancealadie, un historique plus long et les causes de décès

orsqu’elles seront disponibles.

éclaration de liens d’intérêts

es auteurs déclarent ne pas avoir de liens d’intérêts.

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