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[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). ACADEMIE DE PARIS
Année 2015
MEMOIRE
Pour l’obtention du Diplôme d’Etudes Spécialisées d’AnesthésieRéanimation
Coordonnateur : Monsieur le Professeur Benoît Plaud
Méta-analyse sur l’efficacité per-opératoire de la
dexmédétomidine dans la chirurgie de l’adulte.
Par
Alix Le Bot - Aubry
Présenté et soutenu le 13 Avril 2015
Directeur du mémoire : Monsieur le Professeur Souhayl Dahmani
1
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). Table des matières :
1/ Résumé
2/ Introduction
3/ Matériel et méthodes
3a/ Recherche bibliographique et analyse
3b/ Analyse statistique
4/ Résultats
5/ Discussion
6/ Annexes
7/ Bibliographie
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[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). Résumé :
Introduction : La dexmédétomidine est un α2-agoniste qui possède des propriétés sédatives
et analgésiques. Toutefois, les données concernant ces propriétés durant la période intraopératoire restent peu claires. Le but de notre méta-analyse est d’étudier les effets de
l’administration per-opératoire de dexmédétomidine dans la chirurgie de l’adulte.
Matériel et méthodes : Une recherche orientée de la littérature a été réalisée afin
d’identifier les essais cliniques utilisant de la dexmédétomidine en per-opératoire chez
l’adulte. Les critères de jugements utilisés étaient la consommation per-opératoire de
morphiniques, le délai de réveil (défini par le délai entre l’arrêt des anesthésiques et
l’extubation avec réveil complet), l’intensité de la douleur en salle de surveillance postinterventionnelle (SSPI), la consommation de morphiniques en SSPI et la survenue de
nausées vomissements post opératoires (NVPO) en SSPI. Les données de chaque étude ont
été combinées pour calculer des odds ratios, des différences
moyennes (MD) et des
différences moyennes standardisées (SMD) avec les intervalles de confiance à 95% (95%CI).
L’hétérogénéité des études a été évaluée par le I², et p représente sa significativité.
Résultats : Dix huit études contrôlées randomisées ont été inclues. L’administration peropératoire de dexmédétomidine permettait de diminuer : la consommation de
morphiniques en per-opératoire (SMD=-1,58 [-2,98- -0,19], I²= 95%, p<0,00001), l’intensité
de la douleur en SSPI (SMD=-0,73 [-1,19- -0,27], I²= 62%, p=0,03), la consommation de
morphiniques en SSPI (SMD=-2,05 [-2,97- -1,12], I²=83%, p<0,00001) et l’incidence des NVPO
en SSPI (OR=0,43 [0,27-0,69], I² =0%, p=0,46). En revanche, nos résultats montrent que la
dexmédétomidine ne diminue pas le délai de réveil (SMD=-0,13 [-1,60- 1,34] minutes,
I²=95% , p<0,00001). Ces résultats étaient influencés par le régime d’administration de la
dexmédétomidine (bolus ou continu +/- bolus), et par le type de chirurgie (chirurgie
cardiaque ou neurochirurgie vs autres types de chirurgie).
Conclusion :
Cette
méta-analyse
montre
que
l’administration
per-opératoire
de
dexmédétomidine réduit la consommation de morphiniques, la douleur et l’incidence des
NVPO en post-opératoire chez l’adulte.
3
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). Introduction:
La dexmédétomidine est un agoniste très sélectif des récepteurs α2-adrénergiques qui
possède des propriétés hypnotiques et analgésiques. C’est un agoniste 1300 fois plus sélectif
que la clonidine [1]. La dexmédétomidine agit sur les récepteurs présynaptiques pour
produire une diminution de la libération de norépinéphrine. L’effet sédatif agit sur le locus
coeruleus, une des régions cérébrales comprenant la plus grande densité de récepteurs α2.
Le locus coeruleus est le centre de vigilance cérébrale, et les propriétés hypnotiques et
sédatives des agonistes adrénergiques centraux lui sont attribuées. Bien que les propriétés
analgésiques de la dexmédétomidine soient moins bien connues, on sait que le locus
coeruleus est aussi le site d’origine de la voie spinale descendante noradrénergique, voie
importante pour la modulation des neurotransmissions nociceptives. Une part de la
propriété antalgique est donc d’origine supra-spinale [2]. La corne dorsale de la moelle
épinière est également pourvue de récepteurs α2 stimulés par la dexmédétomidine *3+.
Sur le plan pharmacocinétique, sa clairance est de 39L/h et sa demi-vie d’élimination est de
2 heures. C’est un composé fortement lié aux protéines plasmatiques et qui est métabolisé
par le foie en un composé inactif [4].
La dexmédétomidine est très étudiée pour un usage en réanimation [5,6] car elle offrirait un
certain nombre d’avantages par rapport aux autres agents sédatifs. Tout d’abord du fait de
son effet analgésique, aussi parce qu’elle permet une sédation légère à modérée permettant
un réveil plus prévisible et une coopération du patient pour les soins, et enfin grâce à la
diminution de l’incidence du délirium. Contrairement à beaucoup d’agents sédatifs, la
dexmédétomidine n’induit pas de dépression respiratoire. Les principaux effets secondaires
sont la bradycardie et l’hypotension *7,8+. Sur le plan rénal, la dexmédétomidine induit une
stimulation de la diurèse et de la natriurèse. L’insuffisance rénale n’est pas une restriction
d’utilisation. La seule précaution d’emploi à respecter est la diminution des doses chez les
insuffisants hépatiques.
La monographie pour l’utilisation en réanimation recommande actuellement une dose de
charge facultative pouvant aller jusqu’à 1 microgramme/kg sur 10 à 20 minutes suivie d’une
4
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). perfusion continue de 0,2 à 0,7 microgramme/kg/h [9]. Cependant, l'administration d'un
bolus tend à disparaitre, car elle serait responsable de bradycardies.
Le coût moyen de la dexmédétomidine est plus élevé que les autres agents sédatifs. Mais
pour son utilisation en réanimation, des études ont montré que le coût global par patient
était inférieur chez les patients traités par dexmédétomidine du fait de la diminution de la
durée de ventilation artificielle et de l’incidence moindre du délirium [10].
La dexmédétomidine possède des propriétés qui diffèrent des autres agents sédatifs
agissant sur les récepteurs GABA-A comme le propofol ou le midazolam [11,12]. Dans 3
essais prospectifs contrôlés randomisés, il a été montré la non infériorité de la
dexmédétomidine comparée au midazolam, propofol et lorazepam [13,14]. Une récente
revue de la littérature de la Cochrane parue en 2015 a montré que l'utilisation de la
dexmédétomidine pour la sédation en réanimation réduisait la durée de ventilation
mécanique ainsi que la durée de séjour en réanimation [15].
En dehors de l’utilisation en réanimation, la dexmédétomidine serait également utile en
anesthésie et a été administrée dans de nombreuses situations cliniques d’anesthésie, avec
ou sans morphinique, en sédation ou en complément d’anesthésie générale, chez l’adulte ou
l’enfant, donnant lieu à de nombreuses études [16,17]. Dans une étude rétrospective de
1000 patients de chirurgie cardiaque, la dexmédétomidine utilisée en per et post-opératoire
a montré une diminution de la mortalité [18]. Néanmoins, la plupart des études sur la
dexmédétomidine souffrent de faiblesses méthodologiques (études non randomisées, casereport, petites cohortes…) ce qui empêche de déterminer le réel bénéfice-risque de ce
nouvel agent anesthésique.
Le but de notre étude était de réaliser une revue systématique de la littérature, et une métaanalyse des études contrôlées randomisées en double aveugle comparant la
dexmédétomidine en per-opératoire dans tout type de chirurgie, chez l’adulte, versus
placebo.
5
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). Matériel et méthodes :
Recherche bibliographique et analyse
Nous avons conduit une méta-analyse selon les recommandations de la Cochrane pour les
revues systématiques de la littérature et selon les déclarations PRISMA [19]. Les bases de
données que nous avons utilisées sont Pubmed et Embase. Les mots clés utilisés pour la
recherche ont été : dexmédétomidine et per-opératoire. Les études animales ont été exclues.
Nous avons également effectué une recherche de toutes les références des articles
sélectionnés, en incluant les méta-analyses et les revues. Les articles obtenus par cette
recherche ont été analysés de manière indépendante par 4 anesthésistes, qui devaient
retenir les études présentant les critères suivants : essai contrôlé randomisé, étude en
double aveugle, essai excluant les patients ayant une pathologie psychiatrique ou une
dégradation de l’état de conscience, protocoles d’anesthésie standardisés, protocoles de
prise en charge de la douleur standardisés, et au moins un critère de jugement concernant
l’analgésie ou la consommation de morphiniques en per ou postopératoire. Ces critères
stricts avaient pour but de sélectionner les articles avec le moins de biais méthodologiques.
L’article le plus récent était de juin 2014.
Les lecteurs jugeaient de la qualité des articles et extrayaient les données. Les critères de
qualité étaient : randomisation et répartition transparente (une description claire et
détaillée de la méthode utilisée était exigée afin de déterminer si la répartition pouvait être
prédite ou réalisée après l’inclusion) ; études en double aveugle ; gestion des données
manquantes ; analyse en intention de traiter ; exclusion des études avec données
manquantes concernant les critères de jugements.
Les données extraites de chaque article étaient: le statut ASA, l’âge des patients, le type de
chirurgie, la prémédication éventuelle (dose et mode d’administration), l’administration de
dexmédétomidine (dose, séquence d’administration (bolus, administration continue)), les
agents hypnotiques utilisés, l’analgésie per-opératoire.
Les critères de jugement analysés étaient : la consommation per-opératoire de
morphiniques, le délai de réveil (défini par le délai entre l’arrêt de l’anesthésie et
l’extubation), la douleur en SSPI (selon des scores de douleur ou pourcentage de patient se
6
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). plaignant de douleur modérée à sévère), la consommation de morphiniques en SSPI
(morphine) et les nausées et vomissements en SSPI (pourcentage de patients).
Lorsque des
résultats discordants étaient retrouvés, l’article était relu par les deux
anesthésistes en désaccord.
Analyse statistique
Les analyses statistiques ont été effectuées avec le Review Manager 5 software (RevMan 5,
The Cochrane Collaboration, Oxford, United Kingdom). Lorsque les données originelles
étaient exprimées en variables continues, la méta-analyse a été réalisée en utilisant la
différence moyenne (mean difference - MD) ou la différence moyenne standardisée (SMD).
Cette méthode autorise le rassemblement de critères de jugement utilisant différentes
échelles. Dans tous les autres cas, l’analyse de l’incidence du critère de jugement était
réalisée en utilisant des odds ratio (OR) calculés selon la méthode de Mantel-Haenszel. Dans
le but d’inclure le maximum d’études appropriées, les données incomplètes étaient gérées
en contactant les auteurs correspondants ou en estimant la moyenne et déviation standard
par rapport à un échantillon ou la médiane et les ranges selon la méthode décrite par Hozo
SP and collaborators [20]. L’absence de méthode validée pour convertir les médianes et les
interquartiles range en moyennes, nous ont conduit à rejeter toutes les données exprimées
ainsi. Dans les articles où les critères de jugement étaient exprimés en variables continues,
des rapports de moyenne partiellement standardisés étaient calculés pour chaque étude
puis transformés en odds ratio utilisant la formule de Chinn (LnOR = 1,814 x SMR) [21]. Les
données étaient entrées en logarithme d’OR ou en déviation standard dans le logiciel. Par la
suite, les différences moyennes standardisées (SDM) et leurs intervalles de confiances à 95%
étaient calculés en utilisant la méthode de la variance inverse.
L’hétérogénéité était estimée en utilisant le I². Cela permet de savoir si les études sont
suffisamment homogènes entre elles pour être combinées. Selon les recommandations de la
revue Cochrane, un I² > 40% et un p<0,1 sont considérés comme des seuils d’hétérogénéité
trop importants et indiquent l’effet du hasard dans les calculs d’odds ratio ou des différences
moyennes standardisées.
Dans le modèle à effet aléatoire toutes les études sont pondérées de manière équivalente
alors que dans le modèle à effet fixé, chaque étude est pondérée en fonction du nombre de
7
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). patients inclus. Le poids donné à chaque étude est donc différent selon le nombre de patient
de l’étude.
Par ailleurs, des analyses en sous-groupes pour l’efficacité de la dexmédétomidine ont été
réalisées lorsqu’au moins deux études avaient le même critère de jugement, selon le type
d’administration (bolus ou continu +/- bolus) et le type de chirurgie (cardiaque et
neurochirurgie vs autres chirurgies).
Dans les études avec plus de deux bras, chaque bras a été considéré comme une étude à
part entière et comparée au groupe contrôle.
Des méthodes statistiques sont disponibles pour prendre en compte le poids d’études non
publiées sur les résultats de la méta-analyse, pour éviter le biais de publication. Cela
correspond aux Funnel plot, qui, lorsqu’ils sont asymétriques peuvent indiquer que des
études n’ont peut être pas été publiées à cause de leurs résultats négatifs. Cette asymétrie
peut aussi rendre compte de l’hétérogénéité des résultats, ou de la faiblesse
méthodologique des études inclues [22,23]. Certaines études, de part leur design spécifique,
peuvent conduire à des résultats très positifs qui peuvent provoquer des asymétries des
Funnel plots et être interprétées comme des biais de publication. Les biais méthodologiques
de certaines études peuvent aussi conduire à des résultats très positifs menant à une
asymétrie du Funnel plot [22,24]. Selon les recommandations de la Cochrane, les biais de
publication peuvent être mis en évidence à partir de 10 études. Les résultats sont exprimés
en odds ratio (OR), différence moyenne (MD), différence moyenne standardisée (SMD) avec
un intervalle de confiance à 95%. L’hétérogénéité des études a été évaluée par le I², et p
représente sa significativité.
8
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). Résultats :
En utilisant les critères de sélection, 672 articles ont été identifiés. L’analyse de ces articles a
permis de sélectionner 73 études contrôlées randomisées. Parmi ces études, 55 ont été
retirées pour les raisons suivantes : 1/ études concernant uniquement les effets
hémodynamiques de la dexmédétomidine en per-opératoire, 2/ groupe contrôle différent
d’un placebo, 3/ administration de la dexmédétomidine en péri-opératoire et non en peropératoire, 4/ études pédiatriques. Les analyses ont donc été réalisées avec 18 articles. Il n’y
a pas eu de différence entre les informations collectées par les investigateurs, et aucune
deuxième analyse n’a été nécessaire. Le flow chart est présenté ci-dessous en figure 1 et le
détail des études incluent est en table 1 (cf annexes).
Figure 1 :
9
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). 815 patients ont reçu de la dexmédétomidine, et 440 ont reçu le placebo. Les résultats
montrent que la dexmédétomidine administrée en per-opératoire permet de diminuer : 1/ la
consommation de morphiniques en per-opératoire (SMD = -1,58 [-2,98,-0,19], I² = 95%,
p<0.00001 ; Figure 2), 2/ la douleur pendant la prise en charge en SSPI (SMD = -0,73 [-1,19, 0,27], I² = 62%, p= 0,03, Figure 3), 3/ la consommation de morphiniques en SSPI (SMD = -2,05
[-2,97, -1,12], I² = 83%, p< 0,00001, Figure 4) , 4/ l’incidence des NVPO en SSPI (OR= 0,43
[0,27, 0,69], I² = 0%, p = 0,46, Figure 5). Par ailleurs, nos résultats montrent que la
dexmédétomidine ne diminue pas le délai de réveil (SMD= -0,13 [-1,60, 1,34] minutes, I² =
95%, p < 0,00001 ; Figure 6).
Figure 2 :
Forest plot des effets de l’administration peropératoire de dexmédétomidine sur la
consommation peropératoire en morphiniques. Le carré devant chaque étude (1er auteur et
année de publication) correspond à la différence moyenne standardisée pour chaque étude et
la ligne horizontale représente l’intervalle de confiance à 95%. Le losange de la dernière ligne
correspond à la différence moyenne standardisée avec l’intervalle de confiance à 95%.
(La table 1 regroupe les critères détaillés de chaque étude)
10
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). Figure 3 :
Forest plot des effets de l’administration peropératoire de dexmédétomidine sur l’intensité
de la douleur en SSPI. Le carré devant chaque étude (1er auteur et année de publication)
correspond à la différence moyenne standardisée pour chaque étude et la ligne horizontale
représente l’intervalle de confiance à 95%. Le losange de la dernière ligne correspond à la
différence moyenne standardisée avec l’intervalle de confiance à 95%.
(La table 1 regroupe les critères détaillés de chaque étude)
Figure 4 :
A/ Forest plot des effets de l’administration peropératoire de dexmédétomidine sur la
consommation postopératoire de morphiniques en SSPI. Le carré devant chaque étude (1er
auteur et année de publication) correspond à la différence moyenne standardisée pour
chaque étude et la ligne horizontale représente l’intervalle de confiance à 95%. Le losange de
la dernière ligne correspond à la différence moyenne standardisée avec l’intervalle de
confiance à 95%.
(La table 1 regroupe les critères détaillés de chaque étude)
11
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). B/ Funnel plot ayant pour objet de retrouver un biais de publication concernant la
consommation de morphiniques en SSPI dans la méta-analyse.
Figure 5 :
A/ Forest plot des effets de l’administration peropératoire de dexmédétomidine sur
l’incidence post-opératoire des NVPO. Le carré devant chaque étude (1er auteur et année de
publication) correspond à la différence moyenne standardisée pour chaque étude et la ligne
horizontale représente l’intervalle de confiance à 95%. Le losange de la dernière ligne
correspond à la différence moyenne standardisée avec l’intervalle de confiance à 95%.
(La table 1 regroupe les critères détaillés de chaque étude)
12
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). B/ Funnel plot ayant pour objet de rechercher les biais de publication concernant l’incidence
des NVPO dans la méta-analyse.
Figure 6 :
A/ Forest plot des effets de l’administration peropératoire de dexmédétomidine sur le délai
de réveil. Le carré devant chaque étude (1er auteur et année de publication) correspond à la
différence moyenne standardisée pour chaque étude et la ligne horizontale représente
l’intervalle de confiance à 95%. Le losange de la dernière ligne correspond à la différence
moyenne standardisée avec l’intervalle de confiance à 95%.
(La table 1 regroupe les critères détaillés de chaque étude)
13
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). B/ Funnel plot ayant pour objet de rechercher les biais de publication concernant le délai de
réveil dans la méta-analyse.
Les biais de publication ont été explorés pour les 3 critères de jugements suivant : la
consommation de morphiniques en SSPI, le délai de réveil, et les NVPO. Aucun biais de
publication n’a été retrouvé pour les NVPO et le délai de réveil. Un biais de publication a en
revanche été retrouvé concernant la diminution de consommation de morphiniques en SSPI.
Mais lorsque l’on exclu l’étude en chirurgie cardiaque de Khalil et al, les résultats restent
significatifs (SMD= -1.64 [-2.31,-0.97], I²=66%, p=0 .002), et le biais de publication disparaît.
Du fait de l’hétérogénéité des résultats, des analyses en sous-groupes ont été réalisées. Les
résultats sont disponibles dans le tableau 2. Lorsque l’on prend en compte les études avec
bolus seul par rapport à celles en administration continue avec ou sans bolus préalable,
l’incidence des NVPO est identique, et le délai de réveil a été retrouvé allongé de manière
significative dans le groupe dexmédétomidine, mais sans grande pertinence clinique (1min
d’allongement).
De nombreuses analyses en sous-groupes n’ont pu être réalisées du fait du nombre limité
d’études.
14
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). Discussion :
Cette méta-analyse montre que l’utilisation per-opératoire de dexmédétomidine permet de
réduire significativement la consommation de morphiniques en per-opératoire et en SSPI,
l’intensité de la douleur en SSPI, l’incidence des NVPO en SSPI, et sans allonger le délai de
réveil. Les analyses en sous-groupes réalisées selon le régime d’utilisation de la
dexmédétomidine (bolus ou continu +/- bolus) et selon le type de chirurgie (neurochirurgie
et chirurgie cardiaque vs autres chirurgies) montrent que les résultats sont influencés par ces
facteurs.
En ce qui concerne les effets per-opératoire de la dexmédétomidine, on retrouve une
diminution de la consommation de morphiniques. Les analyses en sous-groupes selon le
type de chirurgie ne retrouve pas de différence entre le groupe dexmédétomidine et le
groupe placebo. Ce résultat intriguant peut être expliqué par la très importante
hétérogénéité des résultats et par le nombre limité d’études inclues pour l’analyse de ce
critère de jugement.
La dexmédétomidine n’allonge pas le délai de réveil. En revanche, on retrouve un
allongement du délai de réveil lorsque l’on sélectionne
les études avec un bolus de
dexmédétomidine. Etant donné l’homogénéité de ce sous-groupe analysé en comparaison
au sous-groupe avec la dexmédétomidine en continu, on peut raisonnablement penser que
la dexmédétomidine allongerait légèrement le délai de réveil, mais sans réelle pertinence
clinique.
La dexmédétomidine permet une diminution de l’intensité de la douleur en SSPI. Aucune
analyse en sous-groupe concernant le type de chirurgie n’a pu être réalisée, et l’analyse en
sous-groupe concernant le mode d’administration ne modifie pas les résultats concernant ce
critère de jugement. Ces résultats sont cohérents avec un effet analgésique de la
dexmédétomidine et un effet rémanent en post-opératoire. Cette hypothèse est aussi
corroborée par l’épargne morphinique dans le groupe dexmédétomidine quelque soit le
mode d’administration. Néanmoins, cet effet n’a pas été retrouvé dans la population de
chirurgie cardiaque et de neurochirurgie. Ceci pouvant s’expliquer par l’intensité de la
douleur en post-opératoire de chirurgie cardiaque et par l’absence d’administration postopératoire de la dexmédétomidine.
15
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). La dexmédétomidine, administrée en bolus ou en continue, permet la diminution de
l’incidence des NVPO. Cela peut être attribué à l’effet épargne morphinique de la
dexmédétomidine, mais on ne peut néanmoins écarter une propriété antiémétique de la
dexmédétomidine.
Il faut noter que l’administration de bolus, qui est de plus en plus controversé en
réanimation de part le risque de survenue d’hypotensions sévères et de bradycardies, a été
réalisé en peropératoire sans qu’aucune conséquence hémodynamique n’ait été rapportée.
Le but de notre méta-analyse était d'étudier les effets post-opératoires de la
dexmédétomidine dans la chirurgie de l’adulte. Par conséquent, toutes les études
comparant la dexmédétomidine à un autre produit ont été retirées des analyses. De ce fait,
notre étude ne peut conclure sur l’efficacité de la dexmédétomidine comparée aux autres
sédatifs comme les benzodiazépines. D’autres études et méta-analyses sont à réaliser sur ce
sujet.
La qualité d'une méta-analyse repose sur 3 facteurs majeurs. Premièrement, la qualité des
études sélectionnées, deuxièmement l’hétérogénéité des résultats, et enfin la détection des
biais de publication. Les études inclues dans notre méta-analyse répondent à des critères
stricts comme exposés dans la partie matériel et méthodes. Ces critères de sélection
permettent de minorer au maximum les biais méthodologiques des études inclues dans
notre analyse. La stratégie méthodologique appliquée pour cette revue prend en compte
l’hétérogénéité des études. Les analyses en sous-groupes ont été réalisées afin de diminuer
cette hétérogénéité et d’identifier les facteurs influençant les résultats. Ce but est
partiellement atteint pour certains critères de jugements (la consommation de
morphiniques en SSPI, le délai de réveil). Cependant, certains critères de jugements ont un
haut degré d’hétérogénéité et doivent donc être interprétés avec précaution.
Grâce aux Funnel plot, on a mis en évidence un biais de publication concernant la
consommation de morphiniques en SSPI, mais qui est probablement lié au type de chirurgie
puisqu’en retirant l’étude en chirurgie cardiaque, ce biais de publication disparaît. Cela peut
être expliqué par le niveau de douleur bien supérieur en post-opératoire de chirurgie
cardiaque, entrainant une hétérogénéité dans la population étudiée.
En conclusion, les résultats de cette méta-analyse montrent un effet analgésique de la
dexmédétomidine en per-opératoire et en post-opératoire, sans effet sur la durée de réveil.
D’autres études doivent s’intéresser à la dose optimale pour obtenir ces effets sans
16
conséquences hémodynamiques et à la comparaison de la dexmédétomidine par rapport à
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). d'autres molécules.
17
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). Annexes :
Table 1 : Caractéristiques des études incluent dans la méta-analyse.
(p.19)
NR : non renseigné
DA : double aveugle
RC : randomisée contrôlée
Pour tous ces points méthodologiques, le + indique la présence de ce critère, le – indique
son absence.
Chaque sous-groupe constitue une ligne à part entière.
18
19
20
20
27
30
25
25
25
16
20
Aantaa R,
1990
Aantaa R,
1997
Bayram A,
2011
Bekker A,
2013
Candiotti
KA, 2010
Guler G,
2005
Gurbet A,
2006
Khalil MA,
2012
Kida K, 2008
Kim YS,
2013
Lee YYS,
2007
Liu C, 2012
Mazanikov
M, 2013
Ohtani N,
2011
Ozkose Z,
2004
Tanskanen
PE, 2006
Tufanogullari
B, 2008
Turan G,
2008
25
26
27
28
29
30
31
32
33
34
35
36
37
38
39
40
41
42
35-65
Hysterectomie
Chirurugie
ophtalmologique
Chirurgie ambulatoire
mineure
20-60
18-65
18-75
Exerèse de tumeur
supra-tentorielle
Hernie discale
Chirurgie abdominale
CPRE et echoendoscopie
Laryngoscopie
valium
non
non
non
non
non
non
zoplicone
midazolam
non
atropine
non
non
non
non
non
penthotal + fentanyl +
isoflurane
penthotal + fentanyl
propofol + sevoflurane +
péridurale
propofol + alfentanil
propofol + remifentanil
propofol + fentanyl +
Isoflurane
propofol + desflurane
1 µg/kg
propofol + sevoflurane +
ALR
non
1 µg/kg
1 µg/kg
1 µg/kg
0,5 µg/kg
0,25 µg/kg
1 µg/kg
0,4 µg/kg
1 µg/kg
0,75 µg/kg
0,5 µg/kg
non
1 µg/kg
0,5 µg/kg
0,5 µg/kg
1 µg/kg
non
1 µg/kg
150 µg/h
75 µg/h
0,5 µg/kg
etomidate + fentanyl
penthotal + fentanyl +
sevoflurane
penthotal + fentanyl +
sevoflurane
ALR
propofol + fentanyl
pentothal + fentanyl
penthotal + alfentanil
penthotal
Prémédication Protocole d'anesthésie Bolus Dex
0,4 μg/kg/h
0,2 μg/kg/h
1 μg/kg/h
0,7 μg/kg/h
non
0,4 μg/kg/h
non
0,4 μg/kg/h
0,5μg/kg/h
0,5 μg/kg/h
non
0,6 μg/kg/h
0,6 μg/kg/h
0,5 μg/kg/h
1 μg/kg/h
120 μg/h
60 μg/h
non
Perfusion continue
Dex
20
20
20
20
20
RC +, DA+
I-III 18-75
RC +, DA+ II-III 18-65
Neurochirurgie
Chirurgie bariatrique
non
midazolam
penthotal + fentanyl +
isoflurane
propofol + desflurane
0,5 µg/kg
non
non
0,4 μg/kg/h
0,2 μg/kg/h
0,8 μg/kg/h
NR 20-65
I-II
I-II
Hystérectomie
18-75 Chirurgie vitro-rétinienne
18-60
18-50 Chirurgie gynécologique
I-III 34-65
I-II
I-II
I-II
I-II
ND 18-75 Pontage aorto-coronaire
I-II
I-III 40-75
>18
I-III 18-70 Arthrodèse rachidienne
Néphrolithotomie
percutannée
Hystérectomie
Dilatation et curetage
Intervention
20
RC +, DA+
RC +, DA+
RC +, DA+
RC +, DA+
RC +, DA+
RC +, DA+
RC +, DA+
RC +, DA+
RC +, DA+
RC +, DA+
RC +, DA+
31-55
18-55
ND 18-65
I-II
I
ASA Age
RC +, DA+ I-IV
RC +, DA+
RC +, DA+
RC +, DA+
RC +, DA+
Qualité*
0,2 μg/kg/h
18
20
16
25
20
30
30
15
25
25
30
63
27
20
16
20
Placebo
(N)
17
18
20
20
20
30
30
30
30
15
134
129
17
17
Dex (N)
Auteur,
année
Référence
de l'étude
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). délai d'extubation, HTA à l'extubation
Délai d'extubation, durée de séjour en SSPI, EVA en
SSPI, NVPO, consommation de fentanyl en SSPI
dose de penthotal, concentration d'isoflurane,
consommation de fentanyl per-opératoire,
consommation post-opératoire d'oxycodone
délai d'extubation, NVPO, EVA en SSPI, recours à la
morphine en SSPI
MAC sévoflurane, utilisation PCEA
consommation de propofol, sédation, satisfaction du
patient, NVPO, EVA en SSPI
NVPO, consommation d'antalgiques non morphinique
pression intra-occulaire, consommation de propofol,
MAC isoflurane
délai d'extubation, frisson, consommation postopératoire de morphine
NVPO, EVA en SSPI
consommation per-opératoire de fentanyl,
consommation post-opératoire de morphine, NVPO,
prurit
délai d'extubation, consommation per-opératoire de
fentanyl, consommation post-opératoire de morphine,
durée de séjour en SSPI
toux à l'extubation, délai d'extubation
consommation per-opératoire de midazolam, NVPO,
satisfaction du patient
consommation per-opératoire de fentanyl, NVPO,
marqueurs plasmatiques de stress
clairance de la créatinine post opératoire, durée
d'anesthésie
MAC isoflurane
dose de penthotal à l'induction, dose totale de
penthotal, délai de réveil
Critère de jugement étudié
[desarmi.org/]. Document sous License Crea6ve Commons (by-­‐nc-­‐sa). Table 2 : Analyse en sous-groupes des effets de l’administration peropératoire de
dexmédétomidine selon le régime d’administration et selon le type de chirurgie.
Les données sont exprimées en odds ratio (OR), en différence moyenne (MD) ou en
différence moyenne standardisée (SMD) avec un intervalle de confiance à 95%, I² avec un p.
20
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