In-hospital mortalitet efter mavekræft kirurgi i Spanien og forholdet til hospitalet volumen af ​​interventioner

In-hospital mortalitet efter mavekræft kirurgi i Spanien og forholdet til hospitalet volumen af ​​interventioner
Abstract
Baggrund
Der er ingen konsensus om den mulige sammenhæng mellem dødeligheden i-hospital i kirurgi for mavekræft og sygehuset årlige volumen af ​​interventioner. Målene var at identificere faktorer forbundet til større dødelighed på hospitalet til operation i gastrisk kræft og for at analysere den mulige uafhængige relation mellem sygehus årlige mængde og i-hospital mortalitet.
Metoder
Vi udførte en retrospektiv kohorte undersøgelse af alle patienter udskrevet efter operation for mavekræft i 2001-2002 i fire regioner i Spanien ved hjælp af Minimum Basic data Set for Hospitalsudskrivelser. De overordnede og specifikke in-hospital dødelighed blev anslået i henhold til patientens og hospital egenskaber. Vi har justeret en logistisk regressionsmodel for at beregne den på hospitalet dødelighed ifølge hospitalet volumen.
Resultater
Der var 3241 udledninger i 144 hospitaler. I-hospital var dødeligheden 10,3% (95% CI 9,3-11,4). En statistisk signifikant relation blev observeret blandt alder, optagelse, volumen, og dødelighed, samt diverse bidiagnoser eller typen af ​​intervention. Hospital årlig mængde var forbundet til Charlson score, type optagelse, region, liggetid og antal bidiagnoser er registreret ved udskrivelse. I den justerede model blev øget alder og presserende optagelse forbundet til øget dødelighed på hospitalet. På samme måde blev partiel gastrektomi (Billroth I og II) og enkel udskæring af lymfatisk struktur forbundet med en lavere sandsynlighed for dødelighed in-hospital. Ingen uafhængig forening blev fundet mellem hospital volumen og i-hospital dødelighed
Konklusion
trods begrænsningerne i vores undersøgelse, vores resultater bekræfter eksistensen af ​​patientens kliniske og intervention faktorer forbundet til større dødelighed hospital, selv om vi ikke fundet nogen klar sammenhæng mellem mængden af ​​sager, der blev behandlet på et dødelighed center og hospital.
Baggrund
Betydningen af ​​mavekræft
mavekræft er den anden mest almindelige malignitet af fordøjelseskanalen i de udviklede lande [1]. I Spanien forekomsten justeret til den samlede befolkning i verden er i området fra 12,2 til 21,6 tilfælde pr 100 000 mænd, afhængig af regionen; forekomsten hos kvinder er lidt mindre end halvdelen af ​​mænd. Kirurgi og kemoterapi er grundpillerne i behandlingen. Imidlertid er kirurgi forbundet med betydelig morbiditet og mindre selvom betydelig dødelighed. De få undersøgelser, der er offentliggjort på sygelighed og dødelighed efter operation for mavekræft rapport variabel rente [2-4].
I Spanien er gastrisk cancer kirurgi udføres i mange typer af sygehuse og i alle regioner. På den anden side, er der ingen specifik register, der letter vurderingen af ​​processen og resultaterne af kirurgiske indgreb.
Resultater studie og i-hospital dødelighed Salg In-hospital mortalitet ofte er blevet betragtet som et resultat indikator direkte relateret med kvaliteten af ​​pleje [5]. Fordi dødelighed i-hospital er en objektiv måling, som er let tilgængelige i hospitalets databaser, er det blevet brugt til at analysere og sammenligne resultaterne mellem forskellige centre. Men for at sikre reel sammenligning, er det nødvendigt at justere de satser ved at tage patienternes baseline risiko eller co-morbiditet i betragtning [6, 7]; derfor har forskellige metoder blevet valideret til at blive brugt med administrative databaser med koder for diagnoser og procedurer [8, 9]. I mangel af særlige registre, administrative databaser er det vigtigste alternativ til denne form for evaluering.
Faktorer associeret med dødelighed in-hospital i mavekræft
Ud over patienternes hidtidige tilstand, aspekter i forbindelse med strukturen i hospital, oplevelsen af ​​fagfolk er involveret, og det kirurgiske indgreb i sig selv kan påvirke kirurgiske resultater. Ligeledes et center lydstyrke for aktivitet for en given type af kirurgi, især for kardiovaskulære og onkologiske indgreb, er også blevet rapporteret at påvirke postoperativ dødelighed i adskillige undersøgelser [10-14]. Men nogle nylige undersøgelser spørgsmålstegn ved forholdet mellem mængden af ​​aktivitet og resultat; forfatterne af disse undersøgelser påpeger, at selv om øgede aktivitet var ansvarlige for bedre resultat, mekanismerne bag forbedrede resultater er ikke klart [13, 15, 16]. På den anden side, kan forskellige definitioner og cut-off point, der henviser til hospitalet volumen være ansvarlig for de divergerende resultater mellem forskellige studier.
Study begrundelse
I betragtning af den relativt høje dødelighed i-hospital for mavekræft rapporteret af forskellige forfattere, knapheden på undersøgelser, der analyserer de kirurgiske resultater af denne malignitet i Spanien, og de kontroverser relateret til den mulige sammenhæng mellem mængden af ​​aktivitet og resultater, denne undersøgelse havde til formål at: 1. estimat in-hospital dødelighed i kirurgi for mavekræft i forskellige regioner i Spanien; 2. identificere faktorer forbundet til større dødelighed på hospitalet; 3. analysere den mulige sammenhæng mellem volumen og i-hospital mortalitet.
Methods Design, indstilling
, patienter og informationskilde
Vi udførte en retrospektiv kohorteundersøgelse (baseret på administrative database) af alle patienter udskrevet efter operation for mavekræft i løbet af 2001 og 2002 i fire regioner i Spanien. Disse regioner udgør omkring 52% af den samlede befolkning. I Spanien er der hverken en fælles onkologisk kirurgisk registreringsdatabasen eller en National Cancer Registry. I mange år er alle udskrivninger homogent registreres og centraliseret ved Institut for Sundhed i hver af de 17 selvstyrende regioner eller regioner i den administrative database kaldet Minimum Basic Data Set for Hospitalsudskrivelser (MBDS-HD). Denne database indeholder følgende oplysninger: fødselsdato, køn (mand eller kvinde), type optagelse (akut eller planlagt), destination om decharge (døde eller levende), International Classification of Diseases 9 th revision Klinisk Ændring (ICD9CM ) [17] koder for de vigtigste og bidiagnoser, ICD-koder for de vigtigste og sekundære procedurer udføres, dato for optagelse, og datoen for udledning.
Vi medtaget alle udledninger svarende til patienter med en hovedstol diagnose af mavekræft (ICD kode: 151.XX), der havde gennemgået hel eller delvis gastrektomi (ICD-kode: 43,5-43,9)
Groundwork med eksperter:. foreslå faktorer
Sekundære diagnoser blev grupperet i 259 gensidigt udelukkende kategorier ved hjælp af Clinical Klassifikationer Software (CCS ) [18] er udviklet af center for organisation og levering Studier i Healthcare Omkostninger og Udnyttelse Project (HCUP) i agenturet for Healthcare Forskning og Kvalitet (AHRQ).
for en første udvælgelse faktorer, der kan være forbundet til in- hospital dødelighed, kontaktede vi onkologer, gastroenterologer og kirurger fra forskellige centre. Vi bad dem om at foreslå en liste over kirurgiske faktorer, patientens co-morbiditet, faktorer relateret til sværhedsgraden af ​​sygdommen, og komplikationer, som de mente kunne øge sandsynligheden for i-hospital død under eller efter operationen. De mulige faktorer foreslået og tilsvarende ICD-koder er anført i bilag 1. Selv den fase af tumoren var blandt de foreslåede, blev det ikke medtaget i undersøgelsen faktorer, fordi MBDS-HD ikke indeholder en specifik kode for denne faktor, og ingen befolkning .. Cancerregisteret var tilgængelige
undersøgelsen blev godkendt af den institutionelle gennemgang bestyrelsen for Corporació sanitaria del Parc Tauli
variabler analyseret
Bortset fra de faktorer, der er anført i tillægget, blev følgende variabler betragtes: gruppe alder (≤50, 51-64, 65-74, 75-84, ≥ 85), køn, region, type optagelse, som er registreret i MBDS-HD (akut eller elektiv), og mængden af ​​udledninger analyseret for hvert hospital. For hver optagelse blev Charlson score beregnes ud fra koderne for de sekundære diagnoser ved hjælp af Deyo [8] tilpasning; hvert tilfælde blev derpå grupperet i en af ​​fire kategorier (0, 1, 2, > 2). Vi beregnede længden af ​​opholdet for hver optagelse. Vi skabte også variablen »antal bidiagnose kodet" for hver tømning, som senere blev omkodet i kategorierne ≤ 3, 4-5, og ≥ 6.
Definition af dødeligheden i-hospital og sygehus volumen Salg In -hospital dødelighed blev defineret som død under hospitalsophold. Den årlige mængde af udledninger blev defineret som det gennemsnitlige antal udledninger, der indgår i undersøgelsen på et givet center året. Årlig mængde udledninger blev inddelt i tre kategorier efter terciles (< 18, 18-35, > 35) og i 7 volumen kategorier svarende til mindre områder, der består af 10 udledninger hver
Statistisk analyse
enheden. af analysen var udskrivelse fra hospitalet. Vi foretaget en deskriptiv analyse af alle variabler af interesse. De overordnede og specifikke in-hospital dødeligheden for mavekræft blev estimeret som en funktion af optagelse type, aldersgruppe, køn, region, årlig mængde af udledninger, valgte CCS diagnoser, og typen af ​​kirurgisk procedure. De konfidensintervaller 95% blev beregnet for den samlede procentsats i henhold til den normale tilnærmelse. Chi-square eller Fishers eksakte test blev anvendt til at bestemme, om de undersøgte faktorer var forbundet til dødelighed. Derefter blev den samme type analyse bruges til at sammenligne nogle variabler af interesse (alder, køn, dødelighed, Charlson score, type optagelse, region), som en funktion af de 3 årlige kategorier volumen. Vi brugte Kruskal-Wallis test for at sammenligne det gennemsnitlige antal af bidiagnoser er registreret pr decharge og den gennemsnitlige længden af ​​opholdet.
Derefter en logistisk regressionsmodel blev bygget til at bestemme, om de forskellige demografiske (alder, region), adgangskort faktorer (haster, antal sekundære diagnoser), eller co-morbiditet studeret (Charlson, kongestiv hjerteinsufficiens, pancreas sygdomme, hjertearytmier, ernæringsmæssige mangler, gastrointestinal blødning, andre gastrointestinale lidelser, invasion af andre strukturer) blev uafhængigt associeret til den justerede dødelighed. Kun de bidiagnoser betragtes co-morbiditet af de eksperter og ikke inkluderet i Charlson score blev anset for modellen, så mulige komplikationer, der forekommer som følge af interventionen ikke var inkluderet (se bilag 1). Først valgte vi variabler til stede i mere end 1% af tilfældene (mere end 30 tilfælde), at p
værdier <havde; 0,1 i univariate analyse. Dernæst brugte vi den forreste betingede trinvis metode til at konstruere modellen. De odds ratio og 95% konfidensintervaller blev beregnet. Endelig goodness of fit blev vurderet ved Hosmer-Lemeshow X 2 statistik [19] og arealet under receiver operator karakteristik (ROC) kurve blev beregnet for at vurdere skelnende evne af modellen. Værdier spænder 0,7-0,8 repræsenterer rimelig diskrimination og værdier, som overstiger 0,8 repræsenterer god diskrimination [20].
Vi evaluerede sammenhængen mellem hospitalet volumen og justerede dødelighed ved at indføre den variable årlige hospital volumen (3 kategorier) i den logistiske regressionsmodel og . estimere sine odds ratio og 95% konfidensintervaller
Vi overvejede p
< 0.05 betydelige for alle de tests. Den SPSS 15,0 statistisk pakke blev brugt til alle analyser.
Resultater
I løbet af 2001 og 2002, var der 3241 udledning af patienter opereret for mavekræft i de fire regioner analyseres. Næsten to tredjedele af udledningerne svarede til mænd og den fremherskende aldersgruppe var 65-75 år (se tabel 1) .table 1 Hospital dødelighed efter sociodemografiske og optagelse variable.

dødelighed In-hospital

n
Col%

n
Row%
p-værdi
Køn
Mand
2055
63,4
220
10,7
0,32
Female
1186
36,6
114
9,6
Aldersgruppe
≤ 50
331
10,2
6
1.8
< 0,01
51-64
770
23,8
48
6,2
65-74
1093
33,7
100
9.1
75-84
894
27,6
142
15,9
≥ 85
153
4.7
38
24,8
-regionen A1
420
13,0
44
10,5
0.10
B
1249
38,5
113
9.0
C
1058
32,6
128
12.1
D
514
15,9
49
9,5
Entré-type
Urgent
970
29,9
147
15.2
< 0,01
Valgfag
2271
70,1
187
8,2
Hospital volumen
< 18
1145
35,3
90
7,9
0.003
18-35
1050
32,4
123
11,7
> 35
1046
32,3
121
11,6
Charlson score
0
1576
48,6
153
9,7
0,05
1
516
15,9
55
10,7
2
118
3.6
21
17,8
≥ 3
1031
31,8
105
10,2
1 Kun 2001 data
Median hospitalsophold (LOS) var 19 dage (gennemsnit 25 (18); interval 1-291 i de 144 hospitaler inkluderet, og det var højere for presserende indlæggelser end for elektive dem (median 29 vs 15, s < 0,001). Rå i-hospital mortalitet var 10,3% (95% CI 9,3-11,4). blev ikke observeret nogen statistisk signifikante forskelle i dødelighed mellem regionerne (se tabel 1). En statistisk signifikant relation blev observeret blandt alder, optagelse, volumen, og dødelighed. Statistisk signifikante associationer blev fundet mellem dødelighed og flere kliniske faktorer, såsom respiratorisk eller nyresvigt, elektrolyt forstyrrelser, akut myokardieinfarkt, bughindebetændelse og tarm absces, kongestiv hjerteinsufficiens (CHF), forstyrrelse i hjerterytmen, gastrointestinal blødning, eller diverse komplikationer af kirurgiske procedurer (tabel 2 og 3). Dødeligheden var signifikant højere i tumorer beliggende i fundus
eller cardia
af maven (p = 0,001). En tendens til højere dødelighed med højere volumen blev kun observeret i fundus
eller Cardia
tumorer. Dødeligheden var signifikant lavere i delvis gastrektomi med anastomose til duodenum (Billroth I), og i et enkelt eller endog i radikal excision af lymfatiske strukturer (lymphadenectomy) end i andre kirurgiske indgreb, men kun i andre end Cardia
eller fundus steder
.table 2 Hospital dødelighed ifølge kliniske faktorer.



Patienter
dødelighed In-hospital



N
n

Row%
p-værdi
bidiagnose
respirationssvigt, utilstrækkelighed, arrest (voksen)
Ingen
3071
227
7,4
< 0,01
Ja
170
107
62,9
Nyresvigt
Ingen
3159
285
9,0
< 0,01
Ja
82
49
59,8
Fluid og elektrolyt forstyrrelser
Ingen
3209
316
9.8
< 0,01
Ja
32
18
56,3
Akut myokardieinfarkt
Ingen
3234
330
10,2
< 0,01
Ja
7
4
57,1
bughindebetændelse og tarm absces
Ingen
3123
282
9,0
< 0,01
Ja
118
52
44.1
kongestiv hjerteinsufficiens, ikke-hypertensive
Ingen
3173
310
9,8
< 0,01
Ja
68
24
35,3
bugspytkirtlen (ikke diabetes)
Ingen
3213
326
10.1
< 0,01
Ja
28
8
28,6
Lungebetændelse
Ingen
3131
304
9,7
< 0,01
Ja
110
30
27,3
hjertearytmier
Ingen
3047
286
9,4
< 0,01
Ja
194
48
24,7
Ernæringsmæssige mangler
Ingen
3215
328
10.2
0.03
Ja
26
6
23,1
Komplikationer af kirurgiske procedurer eller medicinsk behandling
Ingen
2302
121
5,3
< 0,01
Ja
939
213
22,7
Gastrointestinal blødning
Ingen
3079
303
9,8
< 0,01
Ja
162
31
19.1
Intestinal obstruktion uden brok
Ingen
3192
325
10,2
0.06
Ja
49
9
18.4
Andre gastrointestinale lidelser
Ingen
3097
309
10,0
< 0,01
Ja
144
25
17,4
Diabetes mellitus med komplikationer
Ingen
3215
330
10,3
0,39
Ja
26
4
15,4
invasion af andres strukturer
Ingen
2840
273
9,6
< 0,01
Ja
401
61
15,2
Flebitis, tromboflebitis, og tromboemboli
Ingen
3190
328
10,3
0,73
Ja
51
6
11,8
Hypertension
Ingen
2576
273
10,6
0,28
Ja
665
61
9,2
Urinvejsinfektioner
Ingen
3159
334
10,6
< 0,01
Ja
82
0
diverticulosis og diverticulitis
Ingen
3184
334
10,5
0.01
Ja
57
0
Anatomisk lokalisering af tumoren
volumen
Cardia /Fundus
< 18
106
12
11,3
0,14
18-35
99
14
14.1
> 35
115
21
18,3
Andre /uspecificeret
< 18
1039
78
7.5
0.01
18-35
951
109
11,5
> 35
931
100
10,7
tabel 3 Hospital dødelighed efter kirurgisk procedure.



Patienter

I-hospital mortalitet



N
n
Row%

p-værdi
Procedurer ved anatomisk lokalisering
Cardia /Fundus
Regional lymfeknude excision
Ingen
302
46
15,2
0,49
Ja
18
1
5,6
Radikal excision af andre lymfeknuder
Ingen
299
47
15,7
0.05
Ja
21
0 Salg Simple excision af lymfatisk struktur
Ingen
308
47
15,3
0,23
Ja
12
0
Delvis gastrektomi med anastomose til spiserøret (proksimale)
18
3
20,0
0,51
Andre partiel gastrektomi
27
1
3.7
Total gastrektomi
250
38
15,2
Delvis gastrektomi med anastomose til jejunum (Billroth II)
20
4
20,0
Delvis gastrektomi med anastomose til duodenum (Billroth i)
5
1
20,0
Andre /Uspecificeret
Regional lymfeknude excision
Ingen
2805
278
9,9
0,44
Ja
116
9
7,8
Radikal excision af andre lymfeknuder
Ingen
2732
277
10,1
0.03
Ja
189
10
5.3 Salg Simple excision af lymfatisk struktur
Ingen
2791
284
10,2
< 0,01
Ja
130
3
2.3
delvis gastrektomi med anastomose til spiserøret (proksimale)
7
2
28,6
0.01
Andre partiel gastrektomi
590
72
12,2
Total gastrektomi
1096
111
10,1
Delvis gastrektomi med anastomose til jejunum (Billroth II)
984
89
9,0
Delvis gastrektomi med anastomose til duodenum (Billroth i)
244
13
5.3
Charlson indekset, typen af ​​optagelse, regionen, antallet af bidiagnose registreret, og LOS var signifikant associeret til årlige mængde (tabel 4). Vi fandt således en større andel af patienter med Charlson score større end eller lig med 3 på hospitaler, der udfører flere interventioner i forhold til dem der udfører færre indgreb. Andelen af ​​presserende indlæggelser og LOS steg også med højere volumen af ​​interventioner. Ligeledes, jo højere den årlige af interventioner, jo højere antallet af bidiagnoser registreres. Endelig hospital dødelighed var også betydeligt lavere på sygehusene med lavere volumen interventions.Table 4 Patient eller optagelse faktorer i henhold til den årlige hospital volumen.


Hospital volumen


< 18
Col%
18-35
Col%
> 35
Col%
p-værdi

I-hospital
dødelighed
Ja 90
7,9
123
11,7
121
11,6
0.003
Ingen
1055
92,1
927
88,3
925
88,4
Køn
Mand
731
63,8
670
63,8
654
62,5
0,772
Female
414
36,2
380
36,2
392
37,5
Aldersgruppe
≤ 50
128
11.2
108
10,3
95
9,1
51-65
270
23,6
249
23,7
251
24,0
65-75
386
33,7
344
32,8
363
34,7
0,778
75-84
314
27,4
293
27,9
287
27,4
≥ 85
47
4.1
56
5,3
50
4,8
Charlson score
0
662
57,8
482
45,9
432
41,3
1
173
15,1
164
15,6
179
17,1
0.000
2
35
3,1
32
3,0
51
4,9
≥ 3
275
24,0
372
35,4
384
36,7
Entré-type
Urgent
265
23,1
346
33,0
359
34,3
0.000
Valgfag
880
76,9
704
67,0
687
65,7
-regionen A
179
15,6
159
15,1
82
7.8
B
589
51,4
443
42,2
217
20,7
0.000
C
227
19,8
273
26,0
558
53,3
D
150
13,1
175
16,7
189
18,1
Num. af bidiagnoser
Mean (sd)
2,9 (2,4)
3,7 (2,7)
4,7 (2,9)
0,000 *
længde Stay (LOS)
Median
16
21
21
0,000 *
Total
1145
1050
1046
* Kruskal-Wallis test. Salg In regressionsmodellen (tabel 5), øget alder og presserende indlæggelse var uafhængige risikofaktorer for dødelighed i-hospital. Ligeledes blev CHF og hjertearytmier forbundet til en øget sandsynlighed for at dø på hospitalet, mens Billroth I og II-interventioner (delvise gastrectomies med anastomose til duodenum eller jejunum), samt enkle lymphadenectomy var forbundet til en nedsat sandsynlighed for at dø i hospital. Den Hosmer-Lemeshow statistik var 2,025 (p = 0,980) og arealet under ROC-kurven 0,772 (95% CI 0,747-0,797) .table 5 Multivariat logistisk regressionsmodel for dødelighed i-hospital
.
p-værdi
OR
95%
CI ELLER



Lavere
Øvre
Simple excision af lymfatisk struktur
, 005
, 189
, 058
, 611
Billroth jeg
, 001
, 379
, 212
, 677
Billroth II
, 002
, 651
, 496
, 853
Age
, 000
51-65
3237
1359
7714
65-75
4383
1885
10.191
75-84
8266
3569
19.141
≥ 85
13.913
5598
34.574
Type af optagelse: presserende
, 001
1551
1208
1992
Kongestiv hjertesygdom
, 003
2325
1333
4056
hjertearytmier
, 040
1495
1019
2194
Antal bidiagnoser registreres
, 000
4-5
3410
2031
5724
≥ 6
8691
5154
14.656
Hospital volumen
, 242
18-35
1285
, 949
1741
> 35
1245
, 892
1736 Salg reference kategorier: simpel excision af lymfatisk struktur (ingen); Billroth I (nej); Billtroth II (nej); alder (≤ 50); type optagelse (valgfag); antal bidiagnose (≤ 3); hospital volumen (≤ 17); region (A). Justeret af omegn OR:. Odds Ratio
På trods af foreningen findes mellem årlige mængde og rå i-hospital dødelighed, ingen specifik mønster af rå in-hospital mortalitet blev observeret efter gruppering centre i mindre kategorier volumen ( se figur 1). I den logistiske regressionsmodel, blev hospitalet volumen grupperet efter terciles ikke uafhængigt associeret med dødelighed efter justering for andre faktorer. Figur 1 I-hospital dødelighed af centrene grupperet efter årlig mængde af udledninger.
Den Odds Nøgletal
for dødelighed i-hospital, korrigeret for de variabler indgår i regressionsmodellen og bruge de mindre kategorier volumen, er vist i figur 2. Igen, observerede vi ingen tendens eller mønster, der vil muliggøre en mulig relation mellem volumen og dødelighed i-hospital kan identificeres. Figur 2 Variation i odds ratioer (95% CI) for justeret * i-hospital dødelighed i forhold til centre med lavere volumen (≤ 10 udledninger). Cirklen angiver den estimerede Odds Ratio
(OR), mens de lodrette linjer angiver 95% CI af OR. * Justeret for alder, optagelse, enkel excision af lymfatisk struktur, Billroth I og Billroth II indgriben, kongestiv hjerteinsufficiens, hjertearytmier, antal sekundære diagnoser registreret, og region.
Diskussion
på hospitalet dødelighed hos patienter, der blev opereret for mavekræft i 2001 og 2002 var større end 10% i den samlede sæt af regioner evalueret. Ældre patientens alder, akut indlæggelse, og visse co-morbiditet var signifikant associeret til større dødelighed. Visse kirurgiske procedurer, såsom Billroth I og II var forbundet til lavere mortalitet. Vi fandt ingen sammenhæng mellem volumen og i-hospital mortalitet.
Sammenligning med tidligere litteratur
Forskelle i studieophold og definitionen af ​​dødelighed bruges (såsom postoperativ dødelighed, 30-dages dødelighed, eller in-hospital mortalitet ) blandt de forskellige undersøgelser offentliggjort begrænser sammenligneligheden af ​​resultaterne. Desuden er nogle undersøgelser, som vores, ikke justere dødeligheden for belastningsgrader faktorer, såsom tumor scenen på diagnose. Trods disse begrænsninger kan vi sige, at in-hospital dødelighed hos vores undersøgelse var høj, selv om det var inden for området fra 1,7% til 12% rapporteret af andre forfattere [2, 21, 22]. McCulloch et al. rapporterede nøjagtig samme dødelighed i 4 år som fundet i vores undersøgelse [23]. Desuden kan den brede vifte af variation blandt hospitaler i vores undersøgelse til dels skyldes forskelle i de faktorer, som vi fandt var forbundet, da de skøn over de justerede odds ratio for mortalitet på de forskellige centre grupperet efter volumen (figur 2) er lignende og deres konfidensintervaller overlapper.
Hospital dødelighed og kvaliteten af ​​pleje
dødeligheden er blevet forsvaret som en indikator for kvaliteten af ​​pleje på hospitaler. Faktisk dødeligheden er en objektiv, pålidelig, præcis og partiskhed-fri foranstaltning, der kan være den direkte konsekvens af deklasserede pleje; imidlertid en høj dødelighed ikke altid indikerer dårlig kvalitet og dårlig kvalitet ikke altid resultere i større hospital dødelighed [24]. I USA, har agenturet for Healthcare Forskning og Kvalitet (AHRQ) godkendt brugen af ​​hospitalets dødelighed for 8 kirurgiske procedurer som kvalitets- og eventuel henvisning af patienter til andre centre [25]. Disse 8 procedurer blev udvalgt på grund af deres høje dødelighed og på grund af den høje variabilitet i dødelighed blandt de forskellige hospitaler, de analyseres. Men som Dimick et al. påpege, den lavfrekvente af nogle af disse 8 kirurgiske procedurer på nogle centre rejser spørgsmålet, om det er hensigtsmæssigt at bruge dødeligheden som et mål for kvalitet i alle tilfælde [5].
Undersøgelse konsekvenser og begrænsninger
Fra de foreliggende oplysninger i vores undersøgelse, er det vanskeligt at udlede, hvilke aspekter af processen med omhu har (detaljer om kirurgisk ledelse, for eksempel) førte til komplikationer såsom peritonitis, nyresvigt, eller respirationssvigt, og det gør det vanskeligt at tage indsats for at forbedre kvaliteten af ​​pleje. Ligeledes kan sutur svigt forekomme efter teknisk upåklagelig kirurgi, da det afhænger i et vist omfang på andre faktorer, såsom patientens ernæringsmæssige og /eller immunstatus. Dette er en begrænsning af hospitalet dødelighed undersøgelser, der bruger administrative databaser, hvis målet er at bruge resultaterne til at forbedre processen med omhu.
Som nogle forfattere allerede har bemærket, administrative databaser har også begrænsninger for tilpasning patienters baseline risici at gøre det muligt for sammenligninger af dødeligheden [26-29]. REFERENCE

N

PERIOD

SOURCE

VOLUME

• En kort guide til arvelig diffus gastrisk cancer
• Morfologisk og immunhistokemisk udifferentierede gastrisk neoplasi i en patient med flere metastaserende maligne melanomer: en case-rapport