Saignement associé à un traumatisme : efficacité d'un protocole de soutien précoce à la coagulation

Chez les patients traumatisés graves, les saignements incontrôlés sont une cause majeure de décès, en partie causés par la coagulopathie induite par un traumatisme (TIC). La TIC représente une complication post-traumatique grave associée à des besoins accrus en transfusion et à une mortalité aggravée. La fibrinolyse est un élément central du processus TIC. La réanimation avec contrôle des dommages est définie comme un contrôle rapide des hémorragies par l'administration précoce de produits sanguins, la prévention et la correction immédiate de la coagulopathie, et la minimisation des liquides cristalloïdes. Des protocoles de transfusion massive (MTP) ont été introduits dans le cadre de la réanimation de contrôle des dommages, dans le but de faciliter la libération rapide des produits sanguins et d'augmenter l'adhésion à la réanimation hémostatique, suite à un rapport de transfusion de 1: 1: 1 de plasma frais congelé (FFP), plaquettes (PLT) et concentré de globules rouges (pRBC). Leur activation est déclenchée par des paramètres cliniques, notamment la gravité du traumatisme des patients, les signes cliniques et les données de laboratoire, qui sont inclus dans les systèmes de notation. En 2013, le réseau italien des centres de traumatologie (TUN) a développé un nouvel algorithme de traitement fournissant une aide à la coagulation précoce (ECS) pour contrôler la coagulopathie et l'hémorragie chez les patients traumatisés majeurs présentant un risque de saignement cliniquement pertinent. Le protocole comprend l'utilisation de concentré de fibrinogène et de globules rouges lors de la réanimation initiale, et l'utilisation précoce de techniques viscoélastiques lorsqu'elles sont disponibles (thromboélastométrie ROTEM® ou thromboélastographie TEG).

L'objectif de cette étude multicentrique, avant et après, était d'évaluer les effets d'un nouveau protocole ECS par rapport au MTP standard en termes de consommation de produits sanguins et de résultats cliniques.

Nous avons entrepris une étude avant et après en utilisant des contrôles historiques. Nous avons inclus tous les patients adultes consécutifs présentant un traumatisme majeur à risque de saignement admis au service des urgences de deux centres de traumatologie de référence à Rome, en Italie (c'est-à-dire Fondazione Policlinico Universitario A. Gemelli et Hôpital S. Camillo). Les patients traités en 2011-2012 ont été comparés aux patients traités en 2013-2014. Dans la deuxième période, le protocole ECS a été mis en œuvre de manière concomitante comme norme de soins dans les deux centres de traumatologie. Le consentement éclairé a été annulé car toutes les procédures ont été considérées comme la norme de soins dans les deux périodes.

Au cours de la période de contrôle (pré-ECS), les patients ont été traités selon un MTP avec les cibles suivantes : ratio FFP/PRBC ≥ 1:1,5, numération plaquettaire cible > 100 000 x 109/L. Selon le protocole ECS appliqué dans la période d'étude, tous les patients inclus ont reçu une "réanimation initiale", définie comme la période entre l'admission à l'hôpital et les premiers résultats de coagulation disponibles (dépistage de la coagulation, taux de fibrinogène et/ou surveillance viscoélastique et numération plaquettaire), avec un support de coagulation initial fixe d'acide tranexamique (AT) 1 g en bolus intraveineux sur 20 min suivi de 1 g en perfusion continue sur 8 heures et de concentré de fibrinogène (FC) en bolus de 2 g avec 2 à 4 unités de PRBC. Des tests au point de service (POC) ont été systématiquement utilisés pour surveiller la coagulation et guider les interventions ultérieures. Le FFP n'a pas été administré au début du traitement. Une hypotension permissive (pression artérielle systolique 80-90 mmHg ou artérielle moyenne 50-60 mmHg) et une stratégie de restriction liquidienne ont été appliquées jusqu'à ce que le contrôle chirurgical des saignements soit atteint. Cependant, lorsqu'un saignement prolongé se produisait et qu'un nombre croissant de PRBC (> 4 unités) et un volume de liquide étaient nécessaires (> 2000 ml), le plasma était transfusé pour la réanimation hémodynamique et hémostatique.

Les données des dossiers électroniques ont été appariées avec les registres des banques de sang pour confirmer le nombre d'unités de sang transfusées au cours de la période de l'étude. Pour les patients transférés d'autres hôpitaux, les informations concernant les transfusions administrées avant l'admission ont été recueillies et appariées avec les données des banques de sang.

Les caractéristiques des patients à l'admission sont résumées par la moyenne et l'écart type des variables continues. La plage médiane et interquartile pour les échelles et les scores et les fréquences relatives sont utilisées pour les variables discrètes. Nous avons testé l'hypothèse nulle d'absence d'association entre la période d'étude et les caractéristiques des patients avec le test t, le test de Wilcoxon et le test du chi carré pour les trois types de variables, respectivement. Nous avons estimé la différence moyenne dans les unités transfusées et la durée de séjour entre ECS et pré-ECS à partir de modèles de Poisson non ajustés, en utilisant les méthodes delta pour estimer l'intervalle de confiance (IC) à 95 % pour la différence moyenne. Les résultats étaient robustes en remplaçant le modèle de Poisson par une distribution binomiale négative. De plus, nous avons défini les « patients transfusés plusieurs fois » comme ceux qui ont subi quatre unités de globules rouges ou plus au cours des premières 24 heures. Le seuil de quatre unités PRBC représentait le 75e centile de l'échantillon.

Nous avons étudié l'association entre les caractéristiques cliniques et la probabilité de transfusions multiples au moyen de modèles de régression logistique univariés et multivariés. Pour le critère de mortalité, nous avons estimé le risque relatif (RR) et son IC à 95 % de décès dans les 24 premières heures et dans les 28 jours suivant l'admission pour le post-ECS par rapport aux patients pré-ECS à partir de modèles de Poisson sans ajustement pour d'autres variables. Parmi ceux qui ont survécu aux 24 premières heures, nous avons répliqué l'analyse en considérant le décès entre le 2e et le 28e jour d'hospitalisation. De plus, nous avons cherché à savoir si les différences d'utilisation des ressources et de mortalité entre ECS et pré-ECS étaient liées aux principales caractéristiques démographiques et cliniques des patients lors de la présentation, y compris l'âge (18-40, 40-65, 65 ans et plus), la gravité du traumatisme lésion cérébrale (AIS de la tête < 4 contre ≥ 4) et gravité du traumatisme (nombre de critères de maladie grave ; présence/absence de chaque critère). Ces analyses stratifiées ont été effectuées en incluant une interaction des caractéristiques des patients de la période d'étude dans des modèles de Poisson séparés et en testant formellement l'hypothèse nulle d'efficacité égale du protocole ECS parmi les catégories de patients grâce à un test F. Pour contrôler davantage toute différence résiduelle dans les caractéristiques cliniques entre les groupes pré et ECS, nous avons comparé la consommation de ressources, la probabilité de transfusions multiples et les résultats de mortalité chez les patients appariés par le score de propension. Le score de propension incluait les variables suivantes : âge, sexe, ISS, tête AIS, pire PAS, excès de base, lactates, hémoglobine et plaquettes. Pour les analyses statistiques, nous avons utilisé le logiciel SAS, version 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC, US). L'appariement du score de propension a été effectué à l'aide d'une macro standard.