In-sykehuset dødelighet etter magekreft kirurgi i Spania og forholdet til sykehus volum av intervensjoner

In-sykehuset dødelighet etter magekreft kirurgi i Spania og forholdet til sykehus volum av intervensjoner
Abstract
Bakgrunn
Det er ingen enighet om den mulige sammenhengen mellom sykehusdødeligheten i kirurgi for magekreft og sykehuset årlig volum av intervensjoner. Målene var å identifisere faktorer knyttet til større i sykehus dødelighet for kirurgi i magekreft og for å analysere mulige uavhengige forholdet mellom sykehus årlig volum og i sykehus dødelighet.
Metoder
Vi utførte en retrospektiv kohortstudie av alle pasienter utskrevet etter kirurgi for magekreft i løpet av 2001-2002 i fire regioner i Spania med et minimum av grunnleggende datasettet for Hospital Utslipp. De generelle og spesifikke i sykehus dødelighet ble estimert i henhold til pasient- og sykehuskarakteristika. Vi justerte en logistisk regresjonsmodell for å beregne i sykehusdødelighet i henhold til sykehusets volum. Search Results
Det var 3241 utslipp i 144 sykehus. In-sykehuset dødelighet var 10,3% (95% CI 9.3 til 11.4). En statistisk signifikant forhold ble observert blant alder, type opptak, volum, og dødelighet, samt diverse sekundære diagnoser eller den type intervensjon. Sykehus årlig volum var knyttet til Charlson poengsum, type opptak, region, liggetid og antall sekundære diagnoser registrert ved utskrivning. I den justerte modellen, ble økt alder og presserende opptak knyttet til økt i sykehus dødelighet. Likeledes ble delvis gastrektomi (Billroth I og II) og enkel fjerning av lymfatisk struktur assosiert med en lavere sannsynlighet for i sykehus dødelighet. Ingen uavhengig sammenslutning ble funnet mellom sykehus volum og i sykehus dødelighet
Konklusjon
tross for begrensningene i vår studie, våre resultater bekrefte eksistensen av pasient, kliniske og intervensjonsfaktorer knyttet til større sykehus dødelighet, men vi fant ingen klar sammenheng mellom volum av saker som ble behandlet på et senter og sykehusdødelighet.
Bakgrunn
Viktigheten av magekreft
mage~~POS=TRUNC kreft~~POS=HEADCOMP er den nest vanligste kreftformen i fordøyelseskanalen i utviklede land [1]. I Spania var forekomsten justert til den verdensomspennende befolkningen varierer fra 12,2 til 21,6 tilfeller per 100 000 menn, avhengig av regionen, forekomsten hos kvinner er litt mindre enn halvparten av menn. Kirurgi og kjemoterapi er bærebjelkene i behandlingen. Imidlertid er kirurgi forbundet med betydelig sykelighet og mindre men betydelig dødelighet. De få studiene som er publisert på sykelighet og dødelighet etter kirurgi for magekreft rapport variable priser [2-4].
I Spania er magekreft kirurgi utført i mange typer sykehus og i alle regioner. På den annen side, er det ingen konkrete register som forenkler vurderingen av prosess og utfall av kirurgiske inngrep.
Outcomes studie og i sykehus dødelighet
In-sykehuset dødelighet har ofte blitt betraktet som et utfall indikator direkte relatert til kvaliteten på omsorg [5]. Fordi i sykehusdødeligheten er en objektiv måling som er lett tilgjengelig i sykehus databaser, har det blitt brukt til å analysere og sammenligne resultatene mellom ulike sentre. Men for å sikre gyldig sammenligning, er det nødvendig å justere satsene ved å ta pasientenes utgangsrisikoen eller samtidige sykdommer i betraktning [6, 7]; dermed har ulike metoder blitt godkjent for bruk med administrative databaser med koder for diagnoser og prosedyrer [8, 9]. I fravær av spesifikke registre, administrative databaser er hovedalternativet for denne typen evaluering.
Faktorer knyttet til sykehusdødeligheten i magekreft
I tillegg til pasientens opprinnelige tilstand, forhold knyttet til strukturen i sykehus, opplevelsen av fagfolk som er involvert, og det kirurgiske inngrepet i seg selv kan påvirke kirurgiske resultater. Likeledes, en senter volum for aktivitet for en gitt type av kirurgisk prosedyre, spesielt for kardiovaskulære og onkologiske intervensjoner, har også blitt rapportert å påvirke postoperativ dødelighet i flere studier [10-14]. Men noen nyere studier stiller spørsmål ved forholdet mellom volumet av aktivitet og utfall; forfatterne av disse studiene peker på at selv om økt volum av aktivitet var ansvarlige for bedre resultat, mekanismene bak forbedrede resultater er ikke klart [13, 15, 16]. På den annen side kan ulike definisjoner og cut-off punkter henviser til sykehus volum være ansvarlig for avvikende resultater funnet mellom ulike studier.
Study begrunnelse
Gitt den relativt høye frekvensen av sykehusdødelighet for magekreft rapportert av ulike forfattere, knapphet på studier som analyserer de kirurgiske resultatene av denne kreftformen hos Spania, og kontroversene knyttet til en mulig sammenheng mellom volum av aktivitet og resultater, denne studien forsøkte å: 1. estimat på sykehuset dødelighet i kirurgi for magekreft i forskjellige regioner i Spania; 2. identifisere faktorer knyttet til større i sykehus dødelighet; 3. analysere mulige sammenhengen mellom volum og i sykehus dødelighet.
Metoder
Design, innstilling, pasienter og informasjonskilde
Vi utførte en retrospektiv kohortstudie (basert på administrative database) av alle pasienter utskrevet etter kirurgi for magekreft i løpet av 2001 og 2002 i fire regioner i Spania. Disse områdene representerer om lag 52% av den totale befolkningen. I Spania er det verken en vanlig onkologisk kirurgisk register og heller ikke en National Cancer Registry. For mange år, er alle sykehus utslipp homogent registrert og sentralisert ved Department of Health i hver av de 17 autonome fellesskap eller regioner i den administrative database kalt Minimum Grunnleggende datasettet for sykehus Utslipp (MBDS-HD). Denne databasen inneholder følgende informasjon: fødselsdato, kjønn (mann eller kvinne), type opptak (haster eller planlagt), mål på utslipp (død eller levende), International Classification of Diseases 9 th revisjon Klinisk Modification (ICD9CM ) [17] koder for de viktigste og sekundære diagnoser, ICD-koder for de viktigste og sekundære prosedyrer utført, opptaksdato og dato for utskrivning.
Vi inkluderte alle utslipp tilsvarende pasienter med en rektor diagnose av magekreft (ICD kode: 151.XX) som hadde gjennomgått total eller delvis gastrektomi (ICD-kode: 43,5 til 43,9)
grunnarbeidet med eksperter. foreslår faktorer
Sekundære diagnoser ble gruppert i 259 gjensidig utelukkende kategorier ved hjelp av klinisk Klassifikasjoner programvare (CCS ) [18] utviklet av Senter for Organisasjon og levering studier i Healthcare Cost and Utnyttelse Project (HCUP) ved Agency for Healthcare Research and Quality (AHRQ).
til forhåndsvelge faktorer som kan være knyttet til in- sykehus dødelighet, kontaktet vi onkologer, gastroenterologer og kirurger fra ulike sentre. Vi ba dem om å foreslå en liste med kirurgiske faktorer, pasient komorbiditet, forhold knyttet til alvorlighetsgraden av sykdommen, og komplikasjoner som de betraktet kan øke sannsynligheten for sykehus død under eller etter operasjonen. De mulige faktorer foreslått og tilhørende ICD-koder er oppført i vedlegg 1. Selv om scenen av svulsten var blant faktorene som foreslås, det var ikke inkludert i studien fordi MBDS-HD ikke har en spesifikk kode for denne faktoren og ingen befolknings .. registret kreft var tilgjengelig
studien ble godkjent av Institutional Review board av Corporació Sanitaria del Parc Tauli
variabler analysert
Bortsett fra de faktorene nevnt i vedlegget, ble følgende variabler vurderes: aldersgruppe (≤50, 51-64, 65-74, 75-84, ≥ 85), kjønn, region, type opptak som er registrert i MBDS-HD (haster eller valgfag), og volumet av utslipp analysert for hvert sykehus. For hvert opptak ble Charlson poengsum beregnet fra kodene for de sekundære diagnoser ved hjelp av Deyo [8] tilpasning; hvert tilfelle ble deretter gruppert i en av fire kategorier (0, 1, 2, > 2). Vi beregnet lengden på oppholdet for hver innleggelse. Vi skapte også variabelen "antall bidiagnose kodet" for hvert utslipp, som senere ble omkodet inn i kategoriene ≤ 3, 4-5, og ≥ 6.
Definisjon av in-sykehuset dødelighet og sykehusvolum
In -hospital dødelighet ble definert som død som inntreffer under sykehusoppholdet. Den årlige volumet av utslipp ble definert som det gjennomsnittlige antall utslipp er inkludert i studien på et gitt senter per år. Årlig volum av utslipp ble gruppert i tre kategorier etter terciles (< 18, 18-35, > 35) og inn i 7 volum kategorier som tilsvarer mindre intervaller som består av 10 utslipp hvert
Statistisk analyse
enhet. analyse~~POS=TRUNC var utskrivning fra sykehuset. Vi har gjennomført en deskriptiv analyse av alle variabler av interesse. De generelle og spesifikke i sykehus dødelighet for magekreft ble beregnet som en funksjon av opptak type, alder, kjønn, region, årlig volum på utslipp, CCS diagnoser valgt, og hvilken type kirurgisk prosedyre. 95% konfidensintervall ble beregnet for den generelle satsen i henhold til normal tilnærming. Chi-square eller Fishers eksakte test ble brukt for å avgjøre om de faktorene studert ble assosiert dødelighet. Deretter ble den samme type analyse som brukes til å sammenligne noen variabler av interesse (alder, kjønn, dødelighet, Charlson poengsum, type opptak, region), som en funksjon av de 3 årlige volum kategorier. Vi brukte Kruskal-Wallis test for å sammenligne gjennomsnittlig antall sekundære diagnoser registrert per utskrivning, og gjennomsnittlig liggetid.
Deretter en logistisk regresjonsmodell ble konstruert for å avgjøre om de ulike demografiske (alder, region), admission faktorer (haster, antall sekundære diagnoser), eller komorbiditet studert (Charlson, hjertesvikt, pancreatic lidelser, hjerte dysrytmier, ernæringsmessige mangler, gastrointestinal blødning, andre gastrointestinale forstyrrelser, invasjon av andre strukturer) var uavhengig assosiert til den justerte dødelighet. Bare de sekundære diagnoser vurderes komorbiditet av eksperter og ikke inkludert i Charlson poengsum ble ansett for modellen, så mulige komplikasjoner som oppstår som følge av tiltaket ikke ble inkludert (se vedlegg 1). Først valgte vi variabler til stede i mer enn 1% av tilfellene (mer enn 30 tilfeller) som hadde p
verdier < 0,1 i univariate analysen. Deretter brukte vi frem betinget trinnvis metode for å konstruere modellen. De odds ratio og 95% konfidensintervall ble beregnet. Til slutt, egnethets ble evaluert ved Hosmer-Lemeshow X 2-statistikken [19] og arealet under mottageroperatøren karakteristikk (ROC) kurve ble beregnet for å vurdere discriminative kapasitet av modellen. Verdier som spenner 0,7 til 0,8 representere rimelig diskriminering og verdier over 0,8 representerer god diskriminering [20].
Vi har evaluert assosiasjonen mellom sykehus volum og justert dødelighet ved å innføre variabelen årlige sykehusvolum (3 kategorier) i den logistiske regresjonsmodellen og . estimere sine odds ratio og 95% konfidensintervall
Vi vurderte p
< 0,05 betydning for alle tester. SPSS 15.0 statistikkpakke ble brukt for alle analyser.
Resultater
løpet av 2001 og 2002 var det 3241 utslipp av pasienter operert for magekreft i de fire regionene analysert. Nesten to tredjedeler av utslippene tilsvarte menn og den dominerende aldersgruppen var 65-75 år gammel (se tabell 1) .table en Sykehus dødelighet etter sosiodemografiske og opptaksvariabler.

Pasienter
In-sykehuset dødelighet

n
Col%

n
Row%
p-verdi
Kjønn
Mann fra 2055
63,4
220
10,7
0,32
Kvinne
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
Opptak typen
Haster
970
29,9
147
15,2
< 0,01
Valgfag
2271
70,1
187
8,2
Hospital volum
< 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 scorer
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 bare 2001 data
Median liggetid (LOS) var 19 dager (gjennomsnittlig 25 (18); område 1-291 i de 144 sykehusene, og det var høyere for hasteinnleggelser enn for elektive de (median 29 vs 15, p < 0,001). Crude i sykehus dødelighet var 10,3% (95% CI 9.3 til 11.4). Det ble ikke observert statistisk signifikante forskjeller i dødelighet mellom regioner (se tabell 1). En statistisk signifikant sammenheng ble observert blant alder, type opptak, volum og dødelighet. Statistisk signifikant sammenheng ble funnet mellom dødelighet og flere kliniske faktorer, som for eksempel luft eller nyresvikt, elektrolyttforstyrrelser, akutt hjerteinfarkt, peritonitt og tarm abscess, hjertesvikt (CHF), hjerterytmeforstyrrelser, gastrointestinal blødning, eller diverse komplikasjoner av kirurgiske prosedyrer (tabellene 2 og 3). Dødeligheten var signifikant høyere i svulster som ligger i fundus
eller Cardia
av magen (p = 0,001). En tendens mot høyere dødelighet med høyere volum ble kun observert i fundus
eller Cardia
svulster. Dødeligheten var betydelig lavere i delvis gastrektomi med anastomose til tolvfingertarmen (Billroth I), og i enkle eller i radikal fjerning av lymfatisk strukturer (lymphadenectomy) enn i andre kirurgiske prosedyrer, men bare på andre steder enn Cardia
eller fundus steder
.table 2 Hospital dødelighet i henhold til kliniske faktorer.



Pasienter
In-sykehuset dødelighet



N
n

Row%
p-verdi
bidiagnose
Respirasjonssvikt, insuffisiens, arrest (voksen)
Ingen
3071
227
7.4
< 0,01
Ja
170
107
62,9
Nyresvikt
Ingen
3159
285
9,0
< 0,01
Ja
82
49
59,8
væske- og elektrolyttforstyrrelser
Ingen
3209
316
9,8
< 0,01
Ja
32
18
56,3
Akutt hjerteinfarkt
Ingen
3234
330
10,2
< 0,01
Ja
7
4
57,1
Peritonitt og tarm abscess
Ingen
3123
282
9,0
< 0,01
Ja
118
52
44.1
hjertesvikt, ikke-hypertensive
Ingen
3173
310
9,8
< 0,01
Ja
68
24
35,3
bukspyttkjertelen lidelser (ikke diabetes)
Ingen
3213
326
10,1
< 0,01
Ja
28
8
28,6
lunge~~POS=TRUNC
Ingen
3131
304
9,7
< 0,01
Ja
110
30
27,3
Hjerte dysrhythmias
Ingen
3047
286
9,4
< 0,01
Ja
194
48
24,7
Ernæringsmessige mangler
Ingen
3215
328
10.2
0,03
Ja
26
6
23,1
Komplikasjoner av kirurgiske prosedyrer eller medisinsk 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 obstruksjon uten brokk
Ingen
3192
325
10,2
0,06
Ja
49
9
18.4
Andre gastrointestinale forstyrrelser
Ingen
3097
309
10,0
< 0,01
Ja
144
25
17,4
Diabetes mellitus med komplikasjoner
Ingen
3215
330
10,3
0,39
Ja
26
4
15,4
invasjon av andre strukturer
Ingen
2840
273
9,6
< 0,01
Ja
401
61
15,2
Flebitt, tromboflebitt, og tromboembolisme
Nei
3190
328
10,3
0,73
Ja
51
6
11,8
Hypertensjon
Ingen
2576
273
10,6
0,28
Ja
665
61
9,2
Urinveisinfeksjoner veis~~POS=TRUNC infeksjoner~~POS=HEADCOMP
Ingen
3159
334
10,6
< 0,01
Ja
82
0
Diverticulosis og divertikulitt
Ingen
3184
334
10,5
0,01
Ja
57
0
Anatomic lokalisering av svulsten
volum
Cardia /Fundus
< 18
106
12
11,3
0,14
18-35
99
14
14,1
> 35
115
21
18,3
Annen /uspesifisert
< 18
1039
78
7.5
0,01
18-35
951
109
11,5
> 35
931
100
10,7
Tabell 3 Hospital dødelighet etter kirurgiske prosedyren.



Pasienter

I Sykehusmortalitet



N
n
Row%

p-verdi
Prosedyrer ved anatomisk lokalisering
Cardia /Fundus
Regional lymfeknute fjerning
Ingen
302
46
15,2
0,49
Ja
18
1 5.6
Radikal reseksjon av andre lymfeknuter
Ingen
299
47
15,7
0,05
Ja
21
0
Enkel fjerning av lymfatisk struktur
Ingen
308
47
15,3
0,23
Ja
12
0
delvis gastrektomi med anastomose til øsofagus (proksimale)
18
3
20,0
0,51
Andre delvis 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 tolvfingertarmen (Billroth i)
5
1
20,0
Annen /Uspesifisert
Regional lymfeknute fjerning
Ingen
2805
278
9,9
0,44
Ja
116
9
7,8
Radikal reseksjon av andre lymfeknuter
Ingen
2732
277
10,1
0,03
Ja
189
10
5.3
Enkel fjerning av 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 delvis 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 tolvfingertarmen (Billroth i)
244
13
5,3
Charlson indeksen, type opptak, regionen, antall bidiagnose er registrert, og LOS var signifikant assosiert til årlig volum (tabell 4). Dermed fant vi en større andel av pasienter med Charlson score større enn eller lik 3 i sykehus som utfører flere tiltak i forhold til de som utfører færre intervensjoner. Andelen haster innleggelser og LOS også økt med høyere volum av intervensjoner. Likeledes, jo høyere årlig volum på intervensjoner, jo høyere antall sekundære diagnoser registrert. Til slutt, sykehus dødelighet var også betydelig lavere i sykehusene med lavere volum av interventions.Table 4 Pasient eller opptak faktorer i henhold til årlig sykehus volum.


Hospital volum


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

I Sykehusmortalitet
Ja
90
7,9
123
11,7
121
11,6
0,003
Ingen
1055
92.1
927
88,3
925
88,4
Kjønn
Mann fra 731
63,8
670
63,8
654
62,5
0,772
Kvinne
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 scorer
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
Opptak typen
Haster
265
23,1
346
33,0
359
34,3
0.000
Valgfag
880
76,9
704
67,0
687
65,7
Region, En
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. av sekundære diagnoser
Mean (sd)
2,9 (2,4)
3,7 (2,7)
4,7 (2,9)
0.000 *
lengden på oppholdet (LOS)
Median
16
21
21
0.000 *
Total
1145
1050
1046 product: * Kruskal-Wallis test.
i regresjonsmodellen (tabell 5), økt alder og presserende opptak var uavhengige risikofaktorer for i sykehus dødelighet. Likeledes ble CHF og hjerte dysrytmier knyttet til en økt sannsynlighet for å dø på sykehuset, mens Billroth I og II intervensjoner (delvis gastrectomies med anastomose til duodenum eller jejunum), samt enkle lymphadenectomy var assosiert til en redusert sannsynlighet for å dø i sykehus. Den Hosmer-Lemeshow statistikken var 2,025 (p = 0,980) og arealet under ROC kurven 0,772 (95% KI 0,747 til 0,797) .table 5 Multivariat logistisk regresjonsmodell av sykehusdødelighet
.
p-verdi
OR
95%
CI OR



Nedre
Øvre
Enkel fjerning av lymfatisk struktur
, 005
, 189
, 058
, 611
Billroth I
, 001
, 379
, 212
, 677
Billroth II
, 002
, 651
, 496
, 853
Age
, 000
51-65
3237
1359
7714
65-75
4383
1885
10191
75-84
8266
3569
19141
≥ 85
13913
5598
34574
Type opptak: haster
, 001
1551
1208
1992
hjertesvikt
, 003
2325
1333
4056
Cardiac dysrhythmias
, 040
1495
1019
2194
Antall sekundære diagnoser registrert
, 000
4-5
3410
2031
5724
≥ 6
8691
5154
14656
Hospital volum
, 242
18-35
1285
, 949
1741
> 35
1245
, 892
1736
Referanse kategorier: enkel fjerning av lymfatisk struktur (ingen); Billroth I (no); Billtroth II (ingen); alder (≤ 50); type opptak (elektiv); antall bidiagnose (≤ 3); sykehus volum (≤ 17); region (A). Justert etter omegn OR:. Odds Ratio
tross foreningen funnet mellom årlig volum og råolje i sykehus dødelighet, ingen bestemt mønster av råolje i sykehus dødelighet ble observert etter gruppering sentre i mindre volum kategorier ( se figur 1). I logistisk regresjonsmodell, ble sykehuset volum gruppert etter terciles ikke uavhengig assosiert med dødelighet etter justering for andre faktorer. Figur 1 I-sykehus dødelighet av sentrene gruppert etter årlig volum på utslipp.
Odds prosenter
for i sykehus dødelighet, justert for variablene som inngår i regresjonsmodellen og bruke mindre volum kategorier, er vist i figur 2. igjen observerte vi ingen trend eller mønster som ville muliggjøre en mulig forhold mellom volum og i sykehus dødelighet å bli identifisert. Figur 2 Variasjon i odds ratio (95% KI) for justert * i sykehus dødelighet i forhold til sentre med lavere volum (≤ 10 utladninger). Sirkelen viser estimerte Odds Ratio plakater (OR), mens de vertikale linjene indikerer 95% CI av OR. * Justert for alder, type opptak, enkel fjerning av lymfatisk struktur, Billroth I og Billroth II intervensjon, hjertesvikt, hjerte dysrytmier, antall sekundære diagnoser registreres, og regionen.
Diskusjon
i sykehus dødelighet hastighet hos pasienter som gjennomgikk kirurgi for magekreft i løpet av 2001 og 2002 var større enn 10% i den totale sett av regioner evaluert. Eldre pasientens alder, haster opptak, og enkelte andre samtidige sykdommer, var signifikant assosiert til økt dødelighet. Visse kirurgiske prosedyrer, for eksempel Billroth I og II var forbundet til lavere dødelighet. Vi fant ingen sammenheng mellom volum og i sykehus dødelighet. Host Sammenligning med tidligere litteratur
Forskjeller i studieperioder og definisjonen av dødelighet som brukes (for eksempel postoperativ dødelighet, 30-dagers dødelighet, eller i sykehus dødelighet ) mellom de ulike studier publisert begrenser sammenlignbare resultater. Videre vil en del studier, som vår, ikke justere dødelighet for alvorlighetsgrad faktorer, som stadium ved diagnose. Til tross for disse begrensningene, kan vi si at i-sykehuset dødelighet observert i vår studie var høy, selv om det var innenfor området 1,7% til 12% rapportert av andre forfattere [2, 21, 22]. McCulloch et al. rapportert nøyaktig samme dødeligheten i 4 år som funnet i vår studie [23]. Videre kan det brede spekter av variasjon mellom sykehusene i vår studie være delvis på grunn av forskjeller i de faktorene som vi fant var tilknyttet, som beregninger av de justerte odds ratio for dødelighet ved de ulike sentrene gruppert etter volum (figur 2) er lignende og deres konfidensintervall lapper.
Hospital dødelighet og kvalitet på pleien
dødeligheten har vært forsvart som en indikator på kvaliteten på pleie i sykehus. Faktisk er dødeligheten en objektiv, pålitelig, nøyaktig, og skjevhet frie tiltak som kan være en direkte følge av substandard omsorg; Men en høy dødelighet ikke alltid indikerer dårlig kvalitet og dårlig kvalitet ikke alltid resultere i større sykehus dødelighet [24]. I USA, har Direktoratet for Healthcare Research and Quality (AHRQ) godkjent bruk av sykehusdødeligheten for 8 kirurgiske prosedyrer som kriterier for kvalitet og mulig henvisning av pasienter til andre sentre [25]. Disse 8 prosedyrer ble valgt på grunn av deres høye dødelighet og på grunn av den høye variasjon i dødelighet mellom de forskjellige sykehus som de som ble analysert. Ikke desto mindre, som Dimick et al. påpeke, hever den lave hyppigheten av noen av disse 8 kirurgiske prosedyrer på noen sentre spørsmålet om det er hensiktsmessig å bruke dødelighet som et mål på kvalitet i alle tilfeller [5].
Studer implikasjoner og begrensninger
Fra informasjonen som er tilgjengelig i vår studie, er det vanskelig å utlede hvilke aspekter av prosessen med omsorg (detaljer om kirurgiske inngrep, for eksempel), har ført til komplikasjoner som peritonitt, nyresvikt, eller respirasjonssvikt, og dette gjør det vanskelig å ta tiltak for å forbedre kvaliteten på pleien. Likeledes kan sutur svikt oppstå etter teknisk uklanderlig operasjonen, fordi det avhenger til en viss grad av andre faktorer, for eksempel pasientens ernæringsmessige og /eller immunstatus. Dette er en begrensning av sykehus dødelighets studier som bruker administrative databaser dersom målet er å bruke resultatene til å forbedre prosessen med omsorg.
Videre, som noen forfattere har allerede nevnt, administrative databaser har også begrensninger for justering av pasientenes individuelle risikoer for å muliggjøre sammenligninger av dødelighet [26-29]. REFERENCE

N

PERIOD

SOURCE

VOLUME

• En miniguide til arvelig diffuse mage cancer
• Morfologisk og immunhistokjemisk udifferensierte mage neoplasi hos en pasient med flere metastatisk føflekkreft: en kasuistikk