In het ziekenhuis mortaliteit na maagkanker chirurgie in Spanje en de relatie met het ziekenhuis volume van interventions

sterfte in het ziekenhuis na maagkanker chirurgie in Spanje en de relatie met het ziekenhuis volume van de interventies
Abstracte achtergrond
Er is geen consensus over de mogelijke relatie tussen sterfte in het ziekenhuis in een operatie voor maagkanker en het ziekenhuis jaarlijks volume van interventies. De doelstellingen waren factoren die samenhangen met een grotere sterfte in het ziekenhuis te identificeren voor een operatie bij maagkanker en de mogelijke onafhankelijke relatie tussen het ziekenhuis jaarlijkse volume en de sterfte in het ziekenhuis te analyseren.
Methods
We voerden een retrospectieve cohort studie van alle patiënten ontslagen na operatie van maagkanker in 2001-2002 in vier regio's van Spanje met behulp van de Minimum Basic data Set voor Ziekenhuisontslagen. De algemene en specifieke in-ziekenhuis sterftecijfers werden geraamd op basis van de patiënt en het ziekenhuis kenmerken. We pasten een logistische regressie model om de sterfte in het ziekenhuis te berekenen op basis van het ziekenhuis volume.
Resultaten
Er waren 3241 ontladingen in 144 ziekenhuizen. In het ziekenhuis werd de mortaliteit 10,3% (95% BI 9,3-11,4). Een statistisch significante relatie waargenomen tussen leeftijd, toelating, volume en mortaliteit, en diverse nevendiagnoses of type interventie. Ziekenhuis jaarlijkse volume werd geassocieerd met Charlson score, het type van toelating, regio, duur van het verblijf en het aantal secundaire diagnoses geregistreerd bij ontslag. In het aangepaste model, hogere leeftijd en dringende toelating werden in verband gebracht met verhoogde sterfte in het ziekenhuis. Ook gedeeltelijke gastrectomie (Billroth I en II) en eenvoudig uitsnijden van lymfatische structuur werden geassocieerd met een lagere kans op sterfte in het ziekenhuis. Geen enkele onafhankelijke vereniging werd gevonden tussen het ziekenhuis volume en sterfte in het ziekenhuis
Conclusie
Ondanks de beperkingen van onze studie, onze resultaten bevestigen het bestaan ​​van de patiënt, klinisch, en interventie factoren geassocieerd met een grotere ziekenhuissterfte, maar we vonden geen duidelijk verband tussen de omvang van de gevallen behandeld in een centrum en het ziekenhuis sterfte. achtergrond
Belang van maagkanker
maagkanker is de tweede meest voorkomende maligniteit van het spijsverteringskanaal in de ontwikkelde landen [1]. In Spanje was de incidentie aangepast aan de wereldwijde bevolking varieert 12,2-21,6 gevallen per 100 000 mensen, afhankelijk van de regio; de incidentie bij vrouwen is iets minder dan de helft van de mannen. Chirurgie en chemotherapie zijn de pijlers van de behandeling. Echter, is een operatie in verband met een aanzienlijke morbiditeit en in mindere al aanzienlijke sterfte. De weinige studies gepubliceerd op morbiditeit en mortaliteit na operatie van maagkanker rapport variabele rente [2-4].
In Spanje wordt maagkanker operatie uitgevoerd in vele soorten van ziekenhuizen en in alle regio's. Aan de andere kant is er geen specifieke register dat de beoordeling van proces en de resultaten van chirurgische ingrepen mogelijk maakt.
Outcomes studie en sterfte in het ziekenhuis
sterfte in het ziekenhuis is vaak beschouwd als een uitkomst indicator die rechtstreeks verband houden met de kwaliteit van de zorg [5]. Omdat ziekenhuismortaliteit een objectieve meting die gemakkelijk in het ziekenhuis databases, is gebruikt voor het analyseren en vergelijken tussen verschillende resultaten geeft. Echter geldige vergelijking mogelijk te maken is het noodzakelijk de tarieven aan te passen door middel van normale risico of comorbiditeiten patiënten rekening [6, 7]; Zo zijn verschillende methoden gevalideerd voor gebruik met administratieve databanken met codes voor diagnoses en procedures [8, 9]. Bij het ontbreken van specifieke registers, administratieve databanken zijn de belangrijkste alternatief voor dit soort evaluatie.
Factoren geassocieerd met sterfte in het ziekenhuis bij maagkanker
Naast patiënten referentietoestand, aspecten die verband houden met de structuur van de het ziekenhuis, de ervaring van de professionals die betrokken zijn, en de chirurgische ingreep zelf kan beïnvloeden chirurgische resultaten. Evenzo hoeveelheid activiteit van een bepaald type operatie van de centra, met name voor cardiovasculaire en oncologische ingrepen, is ook gerapporteerd aantasten postoperatieve mortaliteit in verscheidene studies [10-14]. Echter, enkele recente studies vraagtekens bij de relatie tussen de omvang van de activiteiten en het resultaat; de auteurs van deze studies wijzen erop dat zelfs als de hogere volume van de activiteiten die verantwoordelijk zijn voor beter resultaat waren, de mechanismen die ten grondslag liggen aan verbeterde resultaten zijn niet duidelijk [13, 15, 16]. Aan de andere kant, kon verschillende definities en cut-off punten verwijzen naar het ziekenhuis volume verantwoordelijk voor de uiteenlopende resultaten gevonden tussen de verschillende studies.
Study rechtvaardiging
Gezien de relatief hoge mate van sterfte in het ziekenhuis voor maagkanker gerapporteerd door verschillende auteurs, de schaarste aan studies die de chirurgische resultaten van deze maligniteit in Spanje, te analyseren en de controverses in verband met de mogelijke associatie tussen de omvang van de activiteiten en resultaten van dit onderzoek gericht op: 1. de raming van de in-ziekenhuis sterfte in chirurgie voor maagkanker in verschillende regio's in Spanje; 2. identificeren van factoren die samenhangen met een grotere sterfte in het ziekenhuis; 3. het analyseren van de mogelijke relatie tussen volume en sterfte in het ziekenhuis.
Methods
Design, het instellen van patiënten, en de bron van de informatie
We voerden een retrospectief cohortonderzoek (op basis van de administratieve database) van alle patiënten ontslagen na operatie van maagkanker in de loop van 2001 en 2002 in vier regio's van Spanje. Deze regio's vertegenwoordigen ongeveer 52% van de totale bevolking. In Spanje is er noch een gemeenschappelijk oncologische chirurgische register, noch een nationaal register Cancer. Al vele jaren worden alle Ziekenhuisontslagen homogeen opgenomen en gecentraliseerd bij het ministerie van Volksgezondheid in elk van de 17 autonome regio's of regio's in de administratieve database genaamd Minimum Basis Data Set voor Ziekenhuisontslagen (MBDS-HD). Deze database bevat de volgende informatie: geboortedatum, geslacht (man of vrouw), het type van toelating (dringende of geplande), bestemming over de kwijting (dood of levend), International Classification of Diseases 9 e herziening Clinical Modification (ICD9CM ) [17] codes voor de basis- en secundaire diagnoses, ICD-codes voor de basis- en secundaire procedures uitgevoerd, de datum van toelating, en de datum van ontslag.
We omvatte alle lozingen die overeenkomt met patiënten met een primaire diagnose van maagkanker (ICD code: 151.XX) dat de totale of gedeeltelijke gastrectomie (ICD code had ondergaan: 43,5-43,9)
Grondwerken met experts. voorstelt factoren
Secundaire diagnoses werden gegroepeerd in 259 elkaar uitsluitende categorieën met behulp van de Klinische Classificatie Software (CCS ) [18] ontwikkeld door het Centrum voor de organisatie en de verstrekking Studies in the Healthcare Kosten en Ingebruikname Project (HCUP) aan het Agentschap voor Healthcare Research and Quality (AHRQ). Belgique om pre-select factoren die kunnen worden gekoppeld aan in- ziekenhuissterfte, we contact opgenomen met oncologen, gastro-enterologen en chirurgen uit verschillende centra. We vroegen een lijst van chirurgische elementen, patiënt comorbiditeiten, factoren in verband met de ernst van de ziekte en complicaties die zij geacht zou de kans op overlijden in het ziekenhuis of tijdens de operatie, te verhogen. De mogelijke factoren voorgesteld en bijbehorende ICD codes in bijlage 1 vermelde Hoewel het stadium van de tumor was bij de voorgestelde, werd niet opgenomen in het onderzoek omdat de factoren MBDS-HD een specifieke code voor deze factor en geen populatie niet bevat .. kankerregistratie beschikbaar was Ondernemingen de studie werd goedgekeurd door de institutionele review board van het Corporació Sanitaria del Parc Tauli
variabelen geanalyseerd
Afgezien van de in de bijlage genoemde factoren, werden de volgende variabelen onderzocht: leeftijdsgroep (≤50, 51-64, 65-74, 75-84, ≥ 85), geslacht, regio, het type van toelating zoals vastgelegd in de MBDS-HD (dringende of electieve), en het volume van de lozingen geanalyseerd voor elk ziekenhuis. Voor elke toegang, werd de Charlson score berekend uit de codes voor de nevendiagnoses met de Deyo [8] adaptatie; telkens werd vervolgens gegroepeerd in vier categorieën (0, 1, 2, > 2). We berekenden de duur van het verblijf voor elke toelating. We hebben ook de variabele 'aantal secundaire diagnose gecodeerde' voor elke lossing, die later werd gehercodeerd in de categorieën ≤ 3, 4-5, en ≥ 6.
Definitie van sterfte in het ziekenhuis en het ziekenhuis volume
In -hospital mortaliteit werd gedefinieerd als overlijden tijdens de ziekenhuisopname. Het jaarlijkse volume van de lozingen werd gedefinieerd als het gemiddelde aantal ontladingen opgenomen in de studie op een bepaald centrum per jaar. Jaarlijks volume van de lozingen werd onderverdeeld in drie categorieën volgens terciles (< 18, 18-35, > 35) en in volume 7 categorieën die met kleinere reeksen bestaande uit 10 lozingen per
Statistische analyse
Het apparaat. van de analyse was het ontslag uit het ziekenhuis. We voerden een beschrijvende analyse van alle variabelen van belang. De algemene en specifieke in-ziekenhuis sterftecijfers voor maagkanker werden geschat als functie van de toelating type, de leeftijd, geslacht, regio, jaarlijks volume van de lozingen, CCS diagnoses geselecteerd, en het type chirurgische ingreep. De 95% betrouwbaarheidsintervallen werden berekend voor het totale percentage op basis van de normale benadering. De chi-kwadraat of exact test de Fisher werd gebruikt om te bepalen of de onderzochte factoren waren geassocieerd met mortaliteit. Vervolgens hetzelfde type analyse werd gebruikt om sommige van belang zijnde variabelen (leeftijd, geslacht, mortaliteit, Charlson score, type opname, regio) vergelijken, als functie van de 3 jaarlijkse volumecategorieën. We gebruikten de Kruskal-Wallis test om het gemiddelde aantal nevendiagnoses geregistreerd per ontlading en de gemiddelde verblijfsduur vergelijken.
Vervolgens een logistisch regressiemodel werd geconstrueerd om te bepalen of de verschillende demografische (leeftijd, regio) toelating factoren (urgent, aantal secundaire diagnoses), of comorbiditeit onderzocht (Charlson, congestief hartfalen, alvleesklier aandoeningen, hartritmestoornissen, voedingstekorten, gastro-intestinale bloedingen, andere gastro-intestinale stoornissen, invasie van andere structuren) werden onafhankelijk geassocieerd met de aangepaste sterfte. Alleen afgeleide diagnoses beschouwd comorbiditeit door de experts en niet opgenomen in de Charlson score werden beschouwd voor het model, zodat mogelijke complicaties ontstaan ​​als gevolg van de interventie niet waren opgenomen (zie bijlage 1). Ten eerste hebben we gekozen variabelen aanwezig in meer dan 1% van de gevallen (meer dan 30 zaken), die p
waarden <gehad; 0.1 in de univariate analyse. Vervolgens gebruikten we de voorwaartse voorwaardelijke stapsgewijze methode om het model te construeren. De odds ratio's en 95% betrouwbaarheidsintervallen werden berekend. Tenslotte goedheid van fit werd geëvalueerd door de Hosmer-Lemeshow X 2 Statistiek [19] en de oppervlakte onder de ROC-curve (ROC) curve werd berekend om het onderscheidend vermogen van het model te beoordelen. Waarden tussen 0,7-0,8 vertegenwoordigen redelijke discriminatie en waarden van meer dan 0,8 vertegenwoordigen goede discriminatie [20].
We evalueerden het verband tussen ziekenhuis volume en aangepaste mortaliteit door de invoering van de variabele jaarlijkse volume ziekenhuis (3 categorieën) in de logistische regressie model en . het schatten van de odds ratio's en 95% betrouwbaarheidsintervallen
We overwogen p
< 0.05 significant voor alle tests. De SPSS 15.0 statistische pakket werd gebruikt voor alle analyses.
Resultaten
de loop van 2001 en 2002 waren er 3241 lozingen van patiënten geopereerd aan maagkanker in de vier regio's geanalyseerd. Bijna tweederde van de lozingen die overeenkwam met de mannen en de overheersende leeftijdsgroep 65-75 jaar (zie tabel 1) .table 1 Ziekenhuis sterfte op basis van socio-demografische en toelating variabelen.

Patiënten
In ziekenhuissterfte

n
Col%

n
Row%
p-waarde
Geslacht
Man
2055
63,4
220
10.7
0.32
Female
1186
36,6
114
9.6
Leeftijdsgroep
≤ 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
Region
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
Toelating soort
Urgent
970
29.9
147
15.2 Restaurant < 0,01
keuzevakken
2271
70,1
187
8.2
Ziekenhuis volume Restaurant < 18
1145
35.3
90
7.9
0.003
18-35
1050
32,4
123
11,7 Restaurant > 35
1046
32.3
121
11,6
Charlson scoren
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 alleen 2001 data
mediane ziekenhuisverblijf (LOS) was 19 dagen (gemiddeld 25 (18); range 1-291 in de 144 ziekenhuizen opgenomen, en het was hoger voor spoedeisende opnames dan voor electieve degenen (mediaan 29 vs 15, p < 0,001). Ruwe sterfte in het ziekenhuis was 10,3% (95% BI 9,3-11,4). Geen statistisch significante verschillen in mortaliteit waargenomen tussen regio's (zie tabel 1). Een statistisch significante relatie waargenomen tussen leeftijd, toelating, volume en mortaliteit. Statistisch significante associaties gevonden tussen mortaliteit en aantal klinische factoren, zoals respiratoir of nierfalen, elektrolyt aandoeningen, acuut myocardiaal infarct, peritonitis en intestinale abces, congestief hartfalen (CHF), hartritmestoornissen, gastrointestinale bloeding, of diverse complicaties van chirurgische procedures (tabellen 2 en 3). Mortaliteit significant hoger bij tumoren in de fundus golfreizen of cardia
maag (p = 0,001). Een trend naar hogere sterfte met een hoger volume werd alleen waargenomen in fundus golfreizen of cardia
tumoren. Mortaliteit was significant lager bij gedeeltelijke gastrectomie met anastomose aan de twaalfvingerige darm (Billroth I), en in eenvoudige of radicale excisie van lymfatische structuren (lymfadenectomie) dan in andere chirurgische procedures, maar anders dan de cardia of fundus
locaties
.table 2 Ziekenhuis sterfte volgens klinische factoren.



Patiënten
In ziekenhuissterfte



N
n

Row%
p-waarde
Voortgezet diagnose
Respiratory mislukking, insufficiëntie, arrestatie (volwassen) verhuur No
3071
227
7.4 Restaurant < 0,01
Ja
170
107
62,9
Nierfalen verhuur No
3159
285
9,0 Restaurant < 0,01
Ja
82
49
59,8
Fluid en elektrolyten stoornissen verhuur No
3209
316
9.8 Restaurant < 0,01
Ja
32
18
56,3
acuut myocardinfarct verhuur No
3234
330
10.2 Restaurant < 0,01
Ja
7
4
57.1
Peritonitis en intestinale abces verhuur No
3123
282
9,0 Restaurant < 0,01
Ja
118
52
44.1
congestief hartfalen, niet-hypertensieve verhuur No
3173
310
9.8 Restaurant < 0,01
Ja
68
24
35.3
Pancreatic aandoeningen (niet diabetes) verhuur No
3213
326
10.1 Restaurant < 0,01
Ja
28
8
28,6
Longontsteking
Geen
3131
304
9.7 Restaurant < 0,01
Ja
110
30
27,3
hartritmestoornissen verhuur No
3047
286
9.4 Restaurant < 0,01
Ja
194
48
24,7
Voedingstekorten verhuur No
3215
328
10.2
0.03
Ja
26
6
23.1
complicaties van chirurgische ingrepen of medische zorg verhuur No
2302
121
5.3
< 0,01
Ja
939
213
22,7
maagdarmbloedingen verhuur No
3079
303
9.8 Restaurant < 0,01
Yes
162
31
19.1
Darmobstructie zonder hernia verhuur No
3192
325
10.2
0.06
Ja
49
9
18,4
andere gastro-intestinale stoornissen verhuur No
3097
309
10,0 Restaurant < 0,01
Ja
144
25 | 17.4
Diabetes mellitus met complicaties verhuur No
3215
330
10.3
0.39
Ja
26 verhuur 4
15,4
invasie van anderen structuren
Geen
2840
273
9.6 Restaurant < 0,01
Ja
401
61
15,2
flebitis, tromboflebitis en trombo-verhuur No
3190
328
10.3
0,73
Ja
51
6
11,8
Hypertensie verhuur No
2576
273
10.6
0.28
Ja
665
61
9.2
Urineweginfecties verhuur No
3159
334
10,6 Restaurant < 0,01
Ja
82
0
Diverticulosis en diverticulitis verhuur No
3184
334
10.5
0,01
Ja
57
0
Anatomische lokalisatie van de tumor
volume
Cardia /Fundus Restaurant < 18
106
12
11.3
0.14
18-35
99
14
14.1 Restaurant > 35
115
21
18,3
Overig /niet gespecificeerde Restaurant < 18
1039
78
7.5
0.01
18-35
951
109
11,5 Restaurant > 35
931
100
10,7
Tabel 3 Ziekenhuis sterfte volgens chirurgische procedure.



Patiënten

In ziekenhuissterfte



N
n
Row%

p-waarde
Procedures van anatomische lokalisatie
Cardia /Fundus
Regionale lymfeklieren excisie verhuur No
302
46
15,2
0.49
Ja
18 1
5.6
Radicale excisie van andere lymfeklieren verhuur No
299
47
15,7
0.05
Ja
21
0 verkopen Simple uitsnijden van lymfatische structuur verhuur No
308
47
15,3
0.23
Ja
12
0
Gedeeltelijke gastrectomy met anastomose naar slokdarm (proximale)
18
3
20,0
0.51
Andere gedeeltelijke gastrectomy
27 1
3,7
Totaal gastrectomy
250
38
15,2
Partiële gastrectomie met anastomose tot jejunum (Billroth II)
20 verhuur 4
20.0
Partiële gastrectomie met anastomose naar de twaalfvingerige darm (Billroth I)
5
1
20,0
Overig /opgegeven
Regionale lymfeklieren excisie verhuur No
2805
278
9.9
0.44
Ja
116
9
7,8
Radicale excisie van andere lymfeklieren verhuur No
2732
277
10.1
0.03
Ja
189
10 | 5.3 verkopen Simple uitsnijden van lymfatische structuur verhuur No
2791
284
10.2 Restaurant < 0,01
Ja
130
3
2.3
gedeeltelijke gastrectomie met anastomose tot slokdarm (proximale)
7 2
28,6
0.01
Andere gedeeltelijke gastrectomy
590
72
12.2
Totaal gastrectomy
1096
111
10.1
Partiële gastrectomie met anastomose tot jejunum (Billroth II)
984
89
9,0
Partiële gastrectomie met anastomose naar de twaalfvingerige darm (Billroth I)
244
13
5.3
Charlson index, de aard van de toelating, de regio, het aantal secundaire diagnose geregistreerd, en de LOS waren significant geassocieerd met jaarlijkse volume (tabel 4). Zo vonden we een groter aantal patiënten met Charlson scores groter dan of gelijk aan 3 in ziekenhuizen voeren meer ingrepen in vergelijking met die uitvoeren minder ingrepen. Het aandeel van de dringende opnames en de LOS ook verhoogd met een hoger volume van de interventies. Ook, hoe hoger de jaarlijkse interventies, hoe hoger het aantal nevendiagnoses opgenomen. Tot slot, ziekenhuissterfte was ook significant lager in de ziekenhuizen met een lager volume van interventions.Table 4 patiënt of de toelating factoren die volgens de jaarlijkse ziekenhuis volume.


Ziekenhuis volume

Restaurant < 18
Col%
18-35
Col%
> 35
Col%
p-waarde

In ziekenhuissterfte
Ja
90
7.9
123
11,7
121
11,6
0.003 verhuur No
1055
92,1
927
88,3
925
88,4
Geslacht
Man
731
63,8
670
63,8
654
62,5
0,772
Female
414
36,2
380
36,2
392
37,5
Leeftijdsgroep
≤ 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 scoren
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
Toelating soort
Urgent
265
23.1
346
33,0
359
34,3
0.000
keuzevakken
880
76,9
704
67,0
687
65,7
Regio
Een
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. nevendiagnoses
Mean (SD)
2,9 (2,4)
3,7 (2,7)
4,7 (2,9)
0.000 *
duur (LOS)
Median
16
21
21
0.000 *
Totaal
1145
1050
1046
* Kruskal-Wallis-test.
In het regressiemodel (tabel 5), een hogere leeftijd en dringende toelating waren onafhankelijke risicofactoren voor sterfte in het ziekenhuis. Ook CHF en hartritmestoornissen geassocieerd met een verhoogde kans op overlijden in het ziekenhuis, terwijl Billroth I en II interventies (gedeeltelijke gastrectomies met anastomose aan duodenum en jejunum) en eenvoudige lymfadenectomie werden geassocieerd met een verminderde kans op overlijden in de ziekenhuis. De Hosmer-Lemeshow statistiek was 2,025 (p = 0,980) en de oppervlakte onder de ROC-curve 0,772 (95% CI 0,747-0,797) .table 5 Multivariate logistische regressie model van sterfte in het ziekenhuis
.
p-waarde
OR
95%
CI OR



Neder
Upper
Eenvoudige excisie van lymfatische structuur
, 005
, 189
, 058
, 611
Billroth I
, 001
, 379
, 212
, 677
Billroth II
, 002
, 651
, 496
, 853
Leeftijd
, 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 van toelating: dringende
, 001
1551
1208
1992
congestief hartfalen
, 003
2325
1333
4056
hartritmestoornissen
, 040
1495
1019
2194
Aantal secundaire diagnoses geregistreerd
, 000
4-5
3410
2031
5724
≥ 6
8691
5154
14.656
Ziekenhuis volume
, 242
18-35
1285
, 949
1741 Restaurant > 35
1245
, 892
1736
Reference categorieën: eenvoudige excisie van lymfatische structuur (nee); Billroth I (geen); Billtroth II (nee); leeftijd (≤ 50); type toelating (electieve); aantal secundaire diagnose (≤ 3); volume ziekenhuis (≤ 17); gebied (A). Gecorrigeerd naar regio golfreizen of:. Odds Ratio
Ondanks de associatie gevonden tussen jaarvolume en ruwe in het ziekenhuis mortaliteit, geen specifiek patroon van ruwe sterfte in het ziekenhuis werd waargenomen na groepering centra in kleinere categorieën volume ( zie figuur 1). In de logistische regressie model, werd het ziekenhuis volume gegroepeerd op terciles niet onafhankelijk geassocieerd met sterfte na correctie voor andere factoren. Figuur 1 In-ziekenhuis sterftecijfers van de centra gegroepeerd op basis van de jaarlijkse volume van de lozingen. Ondernemingen De Odds Ratio's
voor in het ziekenhuis sterfte, gecorrigeerd voor de variabelen opgenomen in de regressie-model en het gebruik van de kleinere volume categorieën, zijn weergegeven in figuur 2. Ook hier zagen we geen trend of een patroon dat een mogelijke relatie tussen volume en sterfte in het ziekenhuis zou kunnen worden geïdentificeerd. Figuur 2 Variatie in de Odds Ratio (95% BI) voor aangepast * sterfte in het ziekenhuis in verband met centra met een lager volume (≤ 10 ontladingen). De cirkel geeft de geschatte Odds Ratio
(OR), terwijl de verticale lijnen geven de 95% CI van de OR. * Gecorrigeerd voor leeftijd, aard van de toelating, eenvoudige excisie van lymfatische structuur, Billroth I en II Billroth interventie, congestief hartfalen, hartritmestoornissen, aantal secundaire diagnoses geregistreerd, en de regio.
Discussie
De sterfte in het ziekenhuis bij patiënten die een operatie voor maagkanker onderging in de loop van 2001 en 2002 was meer dan 10% in de totale set van de regio's geëvalueerd. Oudere leeftijd van de patiënt, dringende toelating, en bepaalde comorbiditeit waren significant geassocieerd met een grotere sterfte. Bepaalde chirurgische procedures, zoals Billroth I en II werden geassocieerd met een lagere mortaliteit. We vonden geen verband tussen volume en sterfte in het ziekenhuis.
Vergelijking met het verleden literatuur
Verschillen in studie perioden en de definitie van sterfte gebruikt (zoals post-operatieve sterfte, 30-dagen mortaliteit, of sterfte in het ziekenhuis ) tussen de verschillende studies gepubliceerd beperkt de vergelijkbaarheid van de resultaten. Bovendien zijn sommige studies, zoals de onze, niet aan te passen mortaliteitscijfers voor ernst van factoren, zoals de tumor stadium bij diagnose. Ondanks deze beperkingen kunnen we zeggen dat de in-ziekenhuis sterfte bij onze studie was hoog, hoewel het binnen het bereik van 1,7% tot 12% van andere auteurs [2, 21, 22] beschreven. McCulloch et al. meldde exact dezelfde sterftecijfer in 4 jaar in ons onderzoek [23]. Bovendien zou de grote variabiliteit tussen ziekenhuizen in ons onderzoek mede te wijten aan verschillen in de factoren die we werden ondergebracht, de ramingen van de gecorrigeerde odds ratio voor sterfte bij de verschillende centra gegroepeerd per volume (figuur 2) zijn vergelijkbaar en hun betrouwbaarheidsintervallen overlappen.
Ziekenhuis mortaliteit en kwaliteit van de zorg
Mortality werd verdedigd als een indicator van de kwaliteit van de zorg in ziekenhuizen. In feite is de sterfte is een objectieve, betrouwbare, nauwkeurige en vooringenomenheid-free maatregel die het rechtstreekse gevolg van ondermaatse zorg kan zijn; echter een hoog sterftecijfer niet altijd aan te geven van slechte kwaliteit en slechte kwaliteit niet altijd leiden tot een grotere ziekenhuissterfte [24]. In de Verenigde Staten, heeft het Agentschap voor Healthcare Research and Quality (AHRQ) het gebruik van ziekenhuis sterftecijfers voor 8 chirurgische procedures als criteria van kwaliteit en mogelijke verwijzing van patiënten naar andere centra [25] goedgekeurd. Deze 8 procedures werden geselecteerd vanwege hun hoge mortaliteit en vanwege de hoge variabiliteit in mortaliteit tussen de verschillende ziekenhuizen dat geanalyseerd. Zoals echter Dimick et al. wijzen op de lage frequentie van een aantal van deze 8 chirurgische ingrepen bij sommige centra rijst de vraag of het opportuun is om het sterftecijfer te gebruiken als een maatstaf voor de kwaliteit in alle gevallen [5].
Studie implicaties en beperkingen
Van de in onze studie informatie, is het moeilijk om af te leiden welke aspecten van het proces van zorg (informatie over chirurgische behandeling, bijvoorbeeld) hebben geleid tot complicaties zoals peritonitis, nierfalen of respiratoir falen, en dit maakt het moeilijker om aan maatregelen om de kwaliteit van de zorg. Evenzo kan hechting falen later technisch onberispelijke operatie, omdat hangt in zekere mate af van andere factoren, zoals voedings- en /of immuunstatus van de patiënt. Dit is een beperking van ziekenhuismortaliteit studies administratieve databases als het doel is om de resultaten te gebruiken om het proces van de zorg.
Omdat sommige auteurs reeds opgemerkt, administratieve databanken ook beperkingen voor het instellen basislijn risico patiënten om vergelijkingen van sterftecijfers [26-29] in te schakelen. REFERENCE

N

PERIOD

SOURCE

VOLUME

• Een korte gids naar erfelijke diffuse maagkanker
• Morfologisch en immunohistochemisch ongedifferentieerde maag neoplasie bij een patiënt met meerdere gemetastaseerde maligne melanomen: een case report