Mortalité à l'hôpital après la chirurgie du cancer de l'estomac en Espagne et en relation avec le volume des interventions de l'hôpital

La mortalité hospitalière après la chirurgie du cancer de l'estomac en Espagne et en relation avec le volume hospitalier des interventions
Résumé de l'arrière-plan
Il n'y a pas de consensus sur la relation possible entre la mortalité à l'hôpital dans la chirurgie pour le cancer gastrique et l'hôpital annuel le volume des interventions. Les objectifs étaient d'identifier les facteurs associés à une plus grande mortalité à l'hôpital pour une chirurgie dans le cancer gastrique et d'analyser la possible relation indépendante entre le volume annuel de l'hôpital et mortalité à l'hôpital.
Méthodes
Nous avons effectué une étude de cohorte rétrospective de l'ensemble patients évacués après la chirurgie pour le cancer de l'estomac au cours des régions 2001-2002 quatre de l'Espagne à l'aide de l'ensemble de données minimum de base pour les rejets hospitaliers. Les taux globaux et spécifiques mortalité à l'hôpital ont été estimées en fonction des caractéristiques du patient et de l'hôpital. Nous avons ajusté un modèle de régression logistique afin de calculer le taux de mortalité à l'hôpital en fonction du volume de l'hôpital.
Résultats
Il y avait 3241 décharges dans 144 hôpitaux. La mortalité hospitalière a été de 10,3% (95% CI 09.03 à 11.04). Une relation statistiquement significative n'a été observée entre l'âge, le type d'admission, le volume et la mortalité, ainsi que divers diagnostics secondaires ou le type d'intervention. volume annuel de l'hôpital a été associé à des notes Charlson, type d'admission, la région, la durée du séjour et le nombre de diagnostics secondaires enregistrés à la sortie. Dans le modèle ajusté, l'augmentation de l'âge et de l'admission d'urgence ont été associés à une augmentation de la mortalité à l'hôpital. De même, gastrectomie partielle (Billroth I et II) et l'excision simple de la structure lymphatique ont été associés à une probabilité plus faible de mortalité à l'hôpital. Aucune association indépendante n'a été trouvée entre le volume hospitalier et mortalité à l'hôpital
Conclusion
Malgré les limites de notre étude, nos résultats corroborent l'existence de patients, et les facteurs cliniques d'intervention associés à la mortalité plus à l'hôpital, même si nous avons trouvé aucune association claire entre le volume de cas traités à un taux de mortalité de centre et de l'hôpital. Importance de
Contexte du cancer gastrique
cancer de l'estomac est la deuxième tumeur maligne la plus fréquente du tube digestif dans les pays développés [1]. En Espagne, l'incidence ajustée à la population mondiale va de 12,2 à 21,6 cas pour 100 000 hommes, selon la région; l'incidence chez les femmes est légèrement inférieure à la moitié de celle des hommes. La chirurgie et la chimiothérapie sont les piliers du traitement. Cependant, la chirurgie est associée à une morbidité et une mortalité significative moindre si considérable. Les quelques études publiées sur la morbidité et la mortalité après chirurgie pour rapport de cancer gastrique taux variable [2-4].
En Espagne, la chirurgie du cancer gastrique est effectué dans de nombreux types d'hôpitaux et dans toutes les régions. D'autre part, il n'y a pas de registre spécifique qui facilite l'évaluation des processus et des résultats des interventions chirurgicales.
Études Résultats et mortalité à l'hôpital
mortalité hospitalière a souvent été considéré comme un indicateur de résultat directement lié à la la qualité des soins [5]. Parce que la mortalité hospitalière est une mesure objective qui est facilement disponible dans les bases de données de l'hôpital, il a été utilisé pour analyser et comparer les résultats entre les différents centres. Toutefois, pour assurer une comparaison valable, il est nécessaire d'ajuster les taux en prenant le risque ou les comorbidités de base des patients en compte [6, 7]; ainsi, différentes méthodes ont été validées pour être utilisé avec les bases de données administratives avec des codes pour les diagnostics et les procédures [8, 9]. En l'absence de registres spécifiques, bases de données administratives sont la principale alternative pour ce type d'évaluation.
Les facteurs associés à la mortalité en hôpital de cancer gastrique
En plus de l'état de référence des patients, les aspects liés à la structure de la hôpital, l'expérience des professionnels impliqués, et l'intervention chirurgicale elle-même peut affecter les résultats chirurgicaux. De même, le volume d'un centre d'activité pour un type donné d'intervention chirurgicale, en particulier pour les interventions cardiovasculaires et oncologiques, a également été signalé à affecter la mortalité post-opératoire dans plusieurs études [10-14]. Cependant, certaines études récentes remettent en question la relation entre le volume d'activité et de résultats; les auteurs de ces études soulignent que même si l'augmentation du volume d'activité étaient responsables de meilleurs résultats, les mécanismes sous-jacents de meilleurs résultats ne sont pas claires [13, 15, 16]. D'autre part, des définitions différentes et des points de coupure faisant référence au volume de l'hôpital pourrait être responsable des résultats divergents trouvés entre les différentes études. De la justification de l'étude
Étant donné le taux relativement élevé de mortalité à l'hôpital pour le cancer gastrique rapporté par divers auteurs, la rareté des études qui analysent les résultats de la chirurgie de cette tumeur maligne en Espagne, et les controverses liées à l'association possible entre volume d'activité et les résultats, cette étude visait à: 1. estimation de la mortalité en chirurgie à l'hôpital pour cancer de l'estomac dans les différentes régions en Espagne; 2. identifier les facteurs associés à une plus grande mortalité à l'hôpital; 3. analyser la relation possible entre le volume et la mortalité hospitalière.
Méthodes
conception, de réglage, les patients et source d'information
Nous avons réalisé une étude de cohorte rétrospective (basée sur la base de données administrative) de tous les patients déchargés après une intervention chirurgicale pour le cancer de l'estomac en 2001 et 2002 dans quatre régions de l'Espagne. Ces régions représentent environ 52% de la population totale. En Espagne, il n'y a ni un registre chirurgicale oncologique commune, ni un registre national du cancer. Pendant de nombreuses années, tous les rejets hospitaliers sont enregistrées de manière homogène et centralisée au ministère de la Santé dans chacune des communautés ou régions autonomes 17 dans la base de données administrative appelée Minimum Data Set Basic pour Rejets Hospital (MBDS-HD). Cette base de données contient les informations suivantes: la date de naissance, le sexe (masculin ou féminin), type d'admission (urgent ou prévu), la destination sur la décharge (morts ou vivants), Classification internationale des maladies 9 e révision Modification clinique (ICD9CM ) [17] codes pour les principaux et secondaires des diagnostics, des codes de la CIM pour les procédures principales et secondaires effectuées, la date d'admission, et la date de sortie.
Nous avons inclus tous les rejets correspondant aux patients présentant un diagnostic principal de cancer de l'estomac (CIM code: 151.XX) qui avait subi une gastrectomie totale ou partielle (code CIM: 43,5 à 43,9)
Groundwork avec des experts. proposer des facteurs
diagnostics secondaires ont été regroupés en 259 catégories mutuellement exclusives en utilisant le logiciel Classifications clinique (CCS ) [18] développé par le Centre d'organisation et la prestation des études dans le projet des coûts et de l'utilisation des soins de santé (HCUP) à l'Agence pour la recherche en santé et de la qualité (AHRQ).
pour présélectionner les facteurs qui pourraient être associés à in- mortalité hospitalière, nous avons contacté des oncologues, des gastroentérologues et des chirurgiens de différents centres. Nous leur avons demandé de proposer une liste de facteurs chirurgicaux, les comorbidités, les facteurs liés à la gravité de la maladie et les complications qu'ils considéraient pourrait augmenter la probabilité de décès à l'hôpital pendant ou après la chirurgie. Les facteurs possibles suggérées et les codes correspondants de la CIM sont énumérés à l'annexe 1. Bien que le stade de la tumeur a été parmi les facteurs proposés, il n'a pas été inclus dans l'étude parce que le MBDS-HD ne comprend pas un code spécifique pour ce facteur et aucune population .. variables de registre du cancer était disponible
l'étude a été approuvée par le comité d'examen institutionnel du Corporació Sanitària del Parc Tauli analysés
Outre les facteurs énumérés dans l'annexe, les variables suivantes ont été envisagées: le groupe d'âge (≤50, 51-64, 65-74, 75-84, ≥ 85), sexe, région, type d'admission comme enregistré dans le MBDS-HD (urgente ou non urgente), et le volume des rejets analysés pour chaque hôpital. Pour chaque admission, le score Charlson a été calculée à partir des codes pour les diagnostics secondaires utilisant le Deyo [8] adaptation; chaque cas a ensuite été regroupées en quatre catégories (0, 1, 2, > 2). Nous avons calculé la durée du séjour pour chaque admission. Nous avons également créé la variable «nombre de diagnostic secondaire codé» pour chaque décharge, qui a ensuite été recodé dans les catégories ≤ 3, 4-5, et ≥ 6.
Définition de la mortalité à l'hôpital et le volume de l'hôpital
Dans la mortalité -Hôpital a été définie comme produisant la mort pendant le séjour à l'hôpital. Le volume annuel des rejets a été défini comme étant le nombre moyen de rejets inclus dans l'étude à un centre donné par an. le volume annuel des rejets ont été regroupés en trois catégories selon terciles (< 18, 18-35, > 35) et en 7 catégories de volume correspondant à des distances plus petites, comprenant des 10 décharges chaque analyse statistique

L'unité. d'analyse était la sortie de l'hôpital. Nous avons effectué une analyse descriptive de toutes les variables d'intérêt. Les taux de mortalité globaux et spécifiques à l'hôpital pour le cancer de l'estomac ont été estimées en fonction du type d'admission, le groupe d'âge, le sexe, la région, le volume annuel des rejets, diagnostics CCS sélectionnés, et le type d'intervention chirurgicale. Les intervalles de confiance à 95% ont été calculés pour le taux global en fonction de l'approximation normale. Le chi-carré ou le test exact de Fisher a été utilisé pour déterminer si les facteurs étudiés étaient associés à la mortalité. Ensuite, le même type d'analyse a été utilisée pour comparer des variables d'intérêt (âge, sexe, la mortalité, le score Charlson, type d'admission, région), en fonction des 3 catégories annuelles de volume. Nous avons utilisé le test de Kruskal-Wallis pour comparer le nombre moyen de diagnostics secondaires enregistrés par décharge et la durée moyenne de séjour.
Ensuite, un modèle de régression logistique a été construit afin de déterminer si la différence démographique (âge, région), les facteurs d'admission (urgent, nombre de diagnostics secondaires), ou comorbidités étudié (Charlson, insuffisance cardiaque congestive, les troubles pancréatiques, des arythmies cardiaques, les carences nutritionnelles, hémorragie gastro-intestinale, d'autres troubles gastro-intestinaux, l'invasion d'autres structures) étaient indépendamment associés à la mortalité ajustée. Seuls les diagnostics secondaires considérés comorbidités par les experts et non inclus dans le score de Charlson ont été considérés pour le modèle, les complications possibles afin survenant à la suite de l'intervention n'a pas été inclus (voir annexe 1). Tout d'abord, nous avons sélectionné les variables présentes dans plus de 1% des cas (plus de 30 cas) qui avait p
valeurs < 0,1 dans l'analyse univariée. Ensuite, nous avons utilisé la méthode pas à pas conditionnelle avant de construire le modèle. Les rapports de cotes et les intervalles de confiance à 95% ont été calculés. Enfin, la qualité d'ajustement a été évaluée par le Hosmer-Lemeshow X 2 statistique [19] et l'aire sous la courbe caractéristique de l'opérateur du récepteur (ROC) a été calculé pour évaluer la capacité discriminative du modèle. Les valeurs allant de 0,7 à 0,8 représentent la discrimination et des valeurs supérieures à 0,8 représentent une bonne discrimination [20] raisonnable.
Nous avons évalué l'association entre le volume de l'hôpital et de mortalité ajusté en introduisant le volume variable annuel de l'hôpital (3 catégories) dans le modèle de régression logistique et . estimer ses rapports de cotes et les intervalles de confiance à 95%
Nous avons considéré p
< 0,05 significative pour tous les tests. Le progiciel statistique SPSS 15.0 a été utilisé pour toutes les analyses.
Résultats
En 2001 et 2002, il y avait 3241 les rejets de patients opérés pour cancer de l'estomac dans les quatre régions analysées. Près des deux tiers des rejets correspondaient aux hommes et le groupe d'âge prédominant était âgé de 65-75 ans (voir tableau 1) .Table mortalité de 1 hôpital selon les variables socio-démographiques et d'admission.
à l'hôpital de la mortalité de>
patients

n
Col%

n
Row%
p-valeur
Sexe
2055 Homme
63,4
220
10.7
0,32
Femme
1186
36,6
114
9.6
Tranche d'âge ≤ 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
Région
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
type Admission
Urgent 970
29,9
147
15,2
< 0,01
Elective 2271
70,1
187
8.2
volume Hospital
< 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 de 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 Seuls les données de 2001 de l'hôpital médian de séjour (LOS) était de 19 jours (moyenne 25 (18); 1-291 gamme dans les 144 hôpitaux inclus, et il était plus élevé pour les admissions d'urgence que pour celles électives (médiane 29 vs 15, p < 0,001). Crude mortalité à l'hôpital a été de 10,3% (95% CI 09/03 à 11/04). Aucune différence statistiquement significative de la mortalité ont été observées entre les régions (voir tableau 1). Une relation statistiquement significative n'a été observée entre l'âge, le type d'admission, le volume et la mortalité. Des associations statistiquement significatives ont été observées entre la mortalité et plusieurs facteurs cliniques, tels que les voies respiratoires ou d'insuffisance rénale, troubles électrolytiques, l'infarctus du myocarde aigu, la péritonite et abcès intestinal, l'insuffisance cardiaque congestive (CHF), troubles du rythme cardiaque, hémorragie gastro-intestinale, ou diverses complications d'interventions chirurgicales (tableaux 2 et 3). La mortalité était significativement plus élevée dans les tumeurs situées dans le fond ou le cardia

de l'estomac (p = 0,001). Une tendance à une mortalité plus élevée avec un volume plus élevé a été observé que dans fundus
ou cardia
tumeurs. La mortalité était significativement plus faible dans gastrectomie partielle avec anastomose au duodénum (Billroth I), et simple, ou même dans l'excision radicale des structures lymphatiques (lymphadénectomie) que dans d'autres interventions chirurgicales, mais seulement dans des endroits autres que le cardia
ou fundus mortalité Hôpital
.Table 2 en fonction de facteurs cliniques.


<
à l'hôpital de la mortalité des e>
patients



N
n

Row%
p-valeur
diagnostic secondaire
insuffisance respiratoire, insuffisance, arrestation (adultes)
Non
3071
227
7.4
< 0,01
Oui
170
107
62,9
insuffisance rénale
Non
3159
285
9,0
< 0,01
Oui
82
49
59,8
troubles hydro-électrolytiques
Non
3209
316
9.8
< 0,01
Oui
32
18
56,3
infarctus aigu du myocarde
Non
3234
330
10.2
< 0,01
Oui
7
4
57,1
péritonite et abcès intestinal
No
3123
282
9,0
< 0,01
Oui
118
52
44.1 insuffisance cardiaque congestive
, non hypertensive-
No
3173
310
9,8
< 0,01
Oui
68
24
35,3
troubles pancréatiques (non diabétiques)
non
3213
326
10.1
< 0,01
Oui
28 8
28,6
pneumonie
Non
3131
304
9,7
< 0,01
Oui
110
30
27,3
dysrythmies cardiaques
Non
3047
286
9.4
< 0,01
Oui
194
48
24,7
carences nutritionnelles
Non
3215
328
10.2
0,03
Oui
26
6
23,1
complications des interventions chirurgicales ou des soins médicaux
Non
2302
121
5.3
< 0,01
Oui
939
213
22,7
Gastrointestinal hémorragie
Non
3079
303
9.8
< 0,01
Oui
162
31
19.1
occlusion intestinale sans hernie
Non
3192
325
10.2
0,06
Oui
49
9
18,4
Autres troubles gastro-intestinaux
No
3097
309
10,0
< 0,01
Oui
144
25
17,4
diabète sucré avec complications
Non
3215
330
10,3
0,39
Oui
26 4
15,4
Invasion des autres structures
Non
2840
273
9.6
< 0,01
Oui
401
61
15,2
phlébite, thrombophlébite, thromboembolie et
Non
3190
328
10,3
0,73
Oui
51
6
11.8
Hypertension
Non
2576
273
10.6
0,28
Oui
665
61
9.2
infections des voies urinaires
Non
3159
334
10.6
< 0,01
Oui
82
0
diverticulose et la diverticulite
No
3184
334
10,5
0,01
Oui
57
0
localisation anatomique de la tumeur
le volume
Cardia /Fundus
< 18
106
12
11,3
0,14
18-35
99
14
14,1
> 35
115
21
18,3
Autre /non précisé
< 18
1039
78
7.5
0,01
18-35
951
109
11.5
> 35
931
100
10.7
Table de mortalité 3 d'hôpital selon chirurgicale


patients

> La mortalité hospitalière



N
n
Row%

p-valeur
procédures par localisation anatomique
Cardia /Fundus
régional excision des ganglions lymphatiques
Non
302
46
15,2
0,49
Oui
18 1
5.6
excision radicale des autres ganglions lymphatiques
Non
299
47
15,7
0,05
Oui
21
0
excision simple de la structure lymphatique
Pas
308
47
15,3
0,23
Oui
12
0
gastrectomie partielle avec anastomose à l'œsophage (proximale)
18 3
20,0
0,51
Autre gastrectomie partielle
27 1
3,7
gastrectomie totale
250
38
15,2
gastrectomie partielle avec anastomose jéjunum (Billroth II)
20 4
20,0
gastrectomie partielle avec anastomose à duodénum (Billroth I)
5
1
20,0
Autre /Non spécifié
lymphatique régional noeud excision
Non
2805
278
9.9
0,44
Oui
116
9
7.8
excision radicale des autres ganglions lymphatiques
Non
2732
277
10.1
0,03
Oui
189
10
5.3
excision simple de la structure lymphatique
No
2791
284
10.2
< 0,01
Oui
130 3
2.3
gastrectomie partielle avec anastomose à l'œsophage (proximale)
7 2
28,6
0,01
Autre gastrectomie partielle
590
72
12,2
gastrectomie totale
1096
111
10.1
gastrectomie partielle avec anastomose jéjunum (Billroth II)
984
89
9,0
gastrectomie partielle avec anastomose à duodénum (Billroth I)
244
13
5.3
l'indice Charlson, le type d'admission, la région, le nombre de diagnostic secondaire enregistré, et le LOS étaient significativement associés au volume annuel (tableau 4). Ainsi, nous avons constaté une plus grande proportion de patients atteints de Charlson scores supérieurs ou égaux à 3 dans les hôpitaux effectuant plus d'interventions par rapport à ceux qui effectuent moins d'interventions. La proportion des admissions urgentes et LOS a également augmenté avec un volume plus élevé d'interventions. De même, plus le volume annuel des interventions, plus le nombre de diagnostics secondaires enregistrés. Enfin, la mortalité hospitalière a également été significativement plus faible dans les hôpitaux avec un volume inférieur de interventions.Table 4 patients ou admission des facteurs en fonction du volume annuel de l'hôpital.


volume de l'Hôpital


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

La mortalité hospitalière de Oui
90
7,9
123
11.7
121
11.6
0,003
No
1055
92,1
731
63,8
670
63,8
654
62,5
Masculin 927
88,3
925
88,4
Sexe 414
36,2
380
36,2
392
37,5
groupe d'âge de 0,772
Femme
≤ 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 marquer
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
type Admission
Urgent
265
23,1
346
33,0
359
34,3
0.000
Elective
880
76,9
704
67,0
687
65,7
Région
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. des diagnostics secondaires
(sd)
2.9 (2.4)
3,7 (2,7) Moyenne
4,7 (2,9)
0.000 *
Durée du séjour (LOS)
médian
16
21
21
0.000 *
1145
1050
1046
* Kruskal-Wallis test. le
de total Dans le modèle de régression (tableau 5), l'augmentation de l'âge et de l'admission d'urgence ont été des facteurs de risque indépendants de mortalité à l'hôpital. De même, CHF et arythmies cardiaques ont été associés à une probabilité accrue de mourir à l'hôpital, tandis que Billroth I et interventions II (gastrectomie partielle avec anastomose à duodénum ou le jéjunum), ainsi que simple lymphadénectomie ont été associés à une diminution de la probabilité de mourir dans la hôpital. La statistique Hosmer-Lemeshow était 2,025 (p = 0,980) et l'aire sous la courbe ROC 0,772 (IC à 95% 0,747 à 0,797) .Table 5 multivariée modèle de régression logistique de la mortalité à l'hôpital
.
p-valeur
OU
95%
CI OU



Lower
Upper
excision simple de la structure lymphatique
, 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
1.885
10191
75-84
8266
3569
19141
≥ 85
13913
5,598
34574
type d'admission:
urgent, 001
1551
1208
1,992
insuffisance cardiaque congestive
, 003
2325
1333
4056
cardiaque dysrhythmias
, 040
1495
1019
2194
Nombre de diagnostics secondaires enregistrés
, 000
4-5
3410
2031
5724
≥ 6
8691
5,154
14656
Hospital volume de
, 242
18-35
1285
, 949
1741
> 35
1245
, 892
1736
catégories de référence: excision simple de la structure lymphatique (pas); Billroth I (pas); Billtroth II (pas); âge (≤ 50); type d'admission (option); nombre de diagnostic secondaire (≤ 3); volume de l'hôpital (≤ 17); région (A). Ajusté par région
OU:. Odds Ratio
Malgré l'association observée entre le volume annuel et brut mortalité à l'hôpital, aucun modèle spécifique de brut dans la mortalité hospitalière a été observée après le regroupement des centres dans les petites catégories de volume ( voir la figure 1). Dans le modèle de régression logistique, le volume de l'hôpital regroupés par terciles n'a pas été associée de façon indépendante à la mortalité après ajustement pour d'autres facteurs. Figure 1 à l'hôpital taux des centres de mortalité regroupés en fonction du volume annuel des rejets.
The Odds Ratios
pour la mortalité à l'hôpital, ajusté pour les variables incluses dans le modèle de régression et en utilisant les catégories de volume plus petites, sont montre la figure 2. Encore une fois, nous avons observé aucune tendance ou un modèle qui permettrait une relation possible entre le volume et la mortalité à l'hôpital pour être identifié. Figure 2 Variation dans les rapports de cotes (IC à 95%) pour ajusté * mortalité à l'hôpital par rapport aux centres avec un volume plus faible (≤ 10 des décharges). Le cercle indique l'Odds Ratio estimé
(OR), tandis que les lignes verticales indiquent l'IC à 95% du OU. * Ajusté pour l'âge, le type d'admission, simple excision de la structure lymphatique, intervention Billroth I et Billroth II, l'insuffisance cardiaque congestive, des arythmies cardiaques, le nombre de diagnostics secondaires enregistrés, et de la région. De la discussion
La mortalité hospitalière taux chez les patients qui ont subi une intervention chirurgicale pour le cancer de l'estomac en 2001 et 2002 a été supérieure à 10% dans l'ensemble global des régions évaluées. L'âge avancé du patient, l'admission d'urgence, et certaines comorbidités étaient significativement associés à une plus grande mortalité. Certaines procédures chirurgicales, telles que Billroth I et II ont été associés à une mortalité plus faible. Nous avons trouvé aucune relation entre le volume et à l'hôpital Comparaison de la mortalité. Avec les différences de littérature passé dans des périodes d'étude et la définition de la mortalité utilisée (comme la mortalité post-opératoire, la mortalité à 30 jours, ou mortalité à l'hôpital ) entre les différentes études publiées limite la comparabilité des résultats. De plus, certaines études, comme la nôtre, n'a pas ajuster les taux de mortalité des facteurs de gravité, tels que le stade de la tumeur au moment du diagnostic. Malgré ces limites, nous pouvons dire que le taux de mortalité à l'hôpital observé dans notre étude était élevée, même si elle était dans la fourchette de 1,7% à 12% rapportés par d'autres auteurs [2, 21, 22]. McCulloch et al. a rapporté le taux de mortalité exacte même en 4 ans que l'on trouve dans notre étude [23]. En outre, la large gamme de variabilité entre les hôpitaux de notre étude pourrait être due en partie à des différences dans les facteurs que nous avons trouvé étaient associés, comme les estimations des rapports de cotes ajustés pour la mortalité aux différents centres regroupés en fonction du volume (figure 2) sont la mortalité hospitalière similaire et leurs intervalles de confiance se chevauchent.
et la qualité des soins de la mortalité a été défendu comme un indicateur de la qualité des soins dans les hôpitaux. En fait, la mortalité est un objectif, fiable, précis et sans préjugés de mesure qui peut être la conséquence directe des soins de qualité inférieure; Cependant, un taux de mortalité élevé ne signifie pas toujours de mauvaise qualité et de mauvaise qualité ne donne pas toujours de la mortalité plus de l'hôpital [24]. Aux États-Unis, l'Agence pour la recherche en santé et de la qualité (AHRQ) a approuvé l'utilisation des taux de mortalité à l'hôpital pour 8 interventions chirurgicales comme des critères de qualité et possible l'orientation des patients vers d'autres centres [25]. Ces 8 procédures ont été choisis en raison de leur taux élevé de mortalité et en raison de la grande variabilité de la mortalité chez les différents hôpitaux qu'ils analysés. Néanmoins, comme Dimick et al. signaler, la faible fréquence de certains de ces 8 interventions chirurgicales dans certains centres soulève la question de savoir s'il est approprié d'utiliser les taux de mortalité en tant que mesure de la qualité dans tous les cas [5].
étudier les implications et les limites
De les informations disponibles dans notre étude, il est difficile d'en déduire quels aspects du processus de soins (détails sur le traitement chirurgical, par exemple) ont conduit à des complications telles que la péritonite, l'insuffisance rénale, ou une insuffisance respiratoire, ce qui rend difficile de prendre des mesures pour améliorer la qualité des soins. De même, une défaillance de suture peut se produire après une intervention chirurgicale sur le plan technique impeccable car elle dépend dans une certaine mesure, d'autres facteurs tels que l'état nutritionnel et /ou immunitaire du patient. Ceci est une limitation des études sur la mortalité de l'hôpital qui utilisent des bases de données administratives si le but est d'utiliser les résultats pour améliorer le processus de soins.
En outre, comme certains auteurs ont déjà noté, les bases de données administratives ont aussi des limites pour régler les risques de base des patients pour permettre des comparaisons des taux de mortalité [26-29]. REFERENCE

N

PERIOD

SOURCE

VOLUME

• Petit guide héréditaire diffus cancer
• néoplasie gastrique Morphologiquement et immunohistochimie indifférenciée chez un patient avec plusieurs mélanomes malins métastatiques: un cas report