mortalidade intra-hospitalar após cirurgia de câncer de estômago na Espanha e na relação com hospital volume de intervenções da arte abstracta
Fundo
Não há consenso sobre a possível relação entre a mortalidade intra-hospitalar em cirurgia para câncer gástrico e o volume anual do hospital de intervenções. Os objetivos foram identificar os fatores associados a uma maior mortalidade intra-hospitalar para cirurgia no câncer gástrico e analisar a possível relação independente entre volume anual hospitalar e mortalidade intra-hospitalar.
Métodos
foi realizado um estudo de coorte retrospectivo de todos pacientes que receberam alta após a cirurgia para câncer de estômago durante 2001-2002 em quatro regiões de Espanha, usando o conjunto de dados de base mínima para hospitalares. As taxas de mortalidade intra-hospitalares gerais e específicos foram estimados de acordo com a paciente e hospitalares características. Nós ajustado um modelo de regressão logística, a fim de calcular a mortalidade intra-hospitalar de acordo com o volume hospital.
Resultado
Havia 3241 descargas em 144 hospitais. A mortalidade hospitalar foi de 10,3% (IC 95% 9,3-11,4). Observou-se uma relação estatisticamente significativa entre a idade, o tipo de admissão, volume, e mortalidade, bem como diversos diagnósticos secundários ou o tipo de intervenção. volume anual hospital foi associada a pontuação Charlson, tipo de admissão, região, duração da estadia e número de diagnósticos secundários registrados no momento da alta. No modelo ajustado, o aumento da idade e admissão urgente foram associadas ao aumento da mortalidade intra-hospitalar. Da mesma forma, a gastrectomia parcial (Billroth I e II) e simples excisão da estrutura linfática foram associados com uma probabilidade mais baixa de mortalidade intra-hospitalar. Nenhuma associação independente foi encontrada entre o volume hospitalar e mortalidade intra-hospitalar
Conclusão
Apesar das limitações do nosso estudo, nossos resultados corroboram a existência de pacientes e fatores clínicos, de intervenção associados a uma maior mortalidade hospitalar, embora não encontramos clara associação entre o volume de casos atendidos em um centro e mortalidade hospitalar.
Fundo
Importância do câncer gástrico
o câncer de estômago é a segunda malignidade mais comum do trato digestivo em países desenvolvidos [1]. Em Espanha, a incidência ajustado à população mundial varia de 12,2 a 21,6 casos por 100 000 homens, dependendo da região; a incidência em mulheres é ligeiramente menor que a metade dos homens. Cirurgia e quimioterapia são os pilares do tratamento. No entanto, a cirurgia está associada com morbidade e menor que a mortalidade significativa considerável. Os poucos estudos publicados sobre a morbidade e mortalidade após a cirurgia para taxas variáveis de relatório câncer gástrico [2-4].
Em Espanha, a cirurgia de câncer gástrico é realizada em muitos tipos de hospitais e em todas as regiões. Por outro lado, não há registo específico que facilita a avaliação do processo e dos resultados de intervenções cirúrgicas.
Outcomes estudo e mortalidade intra-hospitalar
A mortalidade hospitalar tem sido muitas vezes considerado um indicador de resultado directamente relacionados com a qualidade dos cuidados [5]. Por causa de mortalidade intra-hospitalar é uma medida objetiva que está prontamente disponível em bancos de dados hospitalares, tem sido utilizado para analisar e comparar os resultados entre os diferentes centros. No entanto, para assegurar uma comparação válida, é necessário ajustar as taxas de tomada de risco ou comorbidades linha de base dos pacientes em conta [6, 7]; Assim, diferentes métodos foram validados para ser usado com bancos de dados administrativos com códigos para diagnósticos e procedimentos [8, 9]. Na ausência de registos específicos, bases de dados administrativos são a principal alternativa para este tipo de avaliação.
Fatores associados à mortalidade hospitalar no cancro gástrico
Além estado inicial dos pacientes, aspectos relacionados à estrutura do hospital, a experiência dos profissionais envolvidos, eo procedimento cirúrgico em si pode afetar os resultados cirúrgicos. Da mesma forma, o volume de um centro de atividade para um determinado tipo de procedimento cirúrgico, especialmente para intervenções cardiovasculares e oncológicas, também foi relatado para afetar a mortalidade pós-operatória em vários estudos [10-14]. No entanto, alguns estudos recentes questionam a relação entre o volume de actividade e resultados; os autores destes estudos apontam que, mesmo se o aumento do volume de actividade foram responsáveis por melhores resultados, os mecanismos subjacentes melhores resultados não são claros [13, 15, 16]. Por outro lado, diferentes definições e pontos de corte referentes ao volume de hospital poderia ser responsável pelos resultados divergentes encontrados entre os diferentes estudos.
Estudo justificação
Dada a elevada taxa de mortalidade intra-hospitalar por câncer gástrico relataram por vários autores, a escassez de estudos que analisam os resultados cirúrgicos desta malignidade em Espanha, e as controvérsias relacionadas com a possível associação entre o volume de actividade e resultados, este estudo teve como objetivos: 1. estimativa da mortalidade intra-hospitalar na cirurgia de câncer gástrico em diferentes regiões de Espanha; 2. Identificar os fatores associados a uma maior mortalidade intra-hospitalar; 3. analisar a possível relação entre volume e mortalidade intra-hospitalar.
Métodos
design, definição, pacientes e fonte de informação
Foi realizado um estudo de coorte retrospectivo (com base no banco de dados administrativo) de todos os pacientes que receberam alta após a cirurgia para câncer de estômago em 2001 e 2002 em quatro regiões de Espanha. Estas regiões representam cerca de 52% da população total. Em Espanha, não há nem um registro cirúrgico oncológico comum nem um Registro Nacional do Câncer. Por muitos anos, todas as altas hospitalares são homogeneamente gravado e centralizado no Departamento de Saúde em cada uma das comunidades ou regiões Autónomas 17 na base de dados administrativa chamada mínimo básico conjunto de dados para Hospitalares (MBDS-HD). Esta base de dados contém as seguintes informações: data de nascimento, sexo (masculino ou feminino), o tipo de admissão (urgente ou programada), destino de quitação (vivo ou morto), Classificação Internacional de Doenças 9
th revisão Modificação Clínica (ICD9CM ) [17] códigos para as principais e secundárias diagnósticos, códigos CID para os principais e secundárias procedimentos realizados, data de admissão e data da alta.
Incluímos todas as descargas correspondendo a pacientes com um diagnóstico principal de câncer de estômago (ICD código: 151.XX) que tinham sido submetidos a gastrectomia total ou parcial (código CID: 43,5-43,9)
Groundwork com especialistas:. propondo fatores
diagnósticos secundários foram agrupados em 259 categorias mutuamente exclusivas, utilizando as classificações Software Clínica (CCS ) [18], desenvolvido pelo Centro de organização e prestação Estudos no Custo e Utilização Projeto Saúde (HCUP) na Agência de Investigação de Saúde e Qualidade (AHRQ).
para pré-selecionar os fatores que podem estar associados a in- mortalidade hospitalar, entramos em contato com oncologistas, gastroenterologistas e cirurgiões de diferentes centros. Pedimos-lhes para propor uma lista de fatores cirúrgicos, comorbidades do paciente, fatores relacionados à gravidade da doença e complicações que consideravam pode aumentar a probabilidade de óbito hospitalar durante ou após a cirurgia. Os possíveis fatores sugerido e códigos CID correspondentes são listados no Apêndice 1. Embora o estágio do tumor foi um dos fatores propostos, não foi incluído no estudo porque o MBDS-HD não inclui um código específico para esse fator e nenhuma população .. registro de câncer estava disponível
o estudo foi aprovado pelo conselho de revisão institucional da Corporação de Sanitaria del Parc Tauli
variáveis analisadas
Além dos fatores listados no apêndice, foram consideradas as seguintes variáveis: faixa etária (≤50, 51-64, 65-74, 75-84, ≥ 85), sexo, região, tipo de admissão como registrado no MBDS-HD (urgência ou eletiva), e o volume de descargas analisadas para cada hospital. Para cada admissão, o escore Charlson foi calculada a partir dos códigos para os diagnósticos secundários usando o Deyo [8] adaptação; cada caso, foi, em seguida, agrupadas em quatro categorias (0, 1, 2, > 2). Calculamos o tempo de permanência para cada admissão. Também criou o 'número de diagnóstico secundário codificado' variável para cada descarga, que mais tarde foi recodificados nas categorias ≤ 3, 4-5 e ≥ 6.
Definição de mortalidade intra-hospitalar e hospital volume Online em mortalidade -hospital foi definida como morte durante a internação. O volume anual de descargas foi definida como o número médio de descargas incluídos no estudo em um determinado centro por ano. volume anual de descargas foram agrupados em três categorias de acordo com tercis (< 18, 18-35, > 35) e em 7 categorias de volume correspondente a intervalos menores que consistem em 10 descargas cada
análise estatística
A unidade. de análise foi a alta hospitalar. Realizou-se uma análise descritiva de todas as variáveis de interesse. As taxas de mortalidade gerais e específicos intra-hospitalares de câncer de estômago foram estimados em função do tipo de admissão, faixa etária, sexo, região, volume anual de descargas, diagnósticos CAC selecionada e tipo de procedimento cirúrgico. Os intervalos de confiança de 95% foram calculados para a taxa global de acordo com a aproximação normal. O qui-quadrado ou o teste exato de Fisher foi utilizado para determinar se os fatores estudados foram associados à mortalidade. Em seguida, o mesmo tipo de análise foi utilizado para comparar algumas variáveis de interesse (idade, sexo, a mortalidade, a pontuação Charlson, o tipo de admissão região), em função das 3 categorias de volume anuais. Utilizou-se o teste de Kruskal-Wallis para comparar a média do número de diagnósticos secundários registados por descarga e o tempo médio de permanência.
Em seguida, um modelo de regressão logística foi construído para determinar se o diferente demográficas (idade, região), fatores de admissão (urgente, número de diagnósticos secundários), ou comorbidades estudadas (Charlson, insuficiência cardíaca congestiva, distúrbios do pâncreas, disritmias cardíacas, deficiências nutricionais, hemorragia gastrointestinal, outras perturbações gastrointestinais, invasão de outras estruturas) foram independentemente associados à mortalidade ajustada. Apenas os diagnósticos secundários considerados comorbidades pelos peritos e não incluídos no escore de Charlson foram considerados para o modelo, para possíveis complicações que ocorrem como consequência da intervenção não foram incluídas (ver anexo 1). Primeiro, foram selecionadas variáveis presentes em mais de 1% dos casos (mais de 30 casos) que tiveram p
valores < 0,1 na análise univariada. Em seguida, utilizou-se o método stepwise condicional para a frente para construir o modelo. As odds ratio e intervalos de confiança de 95% foram calculados. Finalmente, qualidade do ajuste foi avaliada pela Hosmer-Lemeshow X 2 estatística [19] e a área sob a curva característica de operador receptor (ROC) foi calculado para avaliar a capacidade discriminativa do modelo. Valores que variam 0,7-0,8 representam discriminação e valores superiores a 0,8 representam boa discriminação [20] razoável.
Nós avaliamos a associação entre o volume hospitalar e mortalidade ajustada, introduzindo o volume variável anual hospitalar (3 categorias) no modelo de regressão logística e . estimar suas odds ratio e intervalos de confiança de 95%
Consideramos p Art < 0,05 significativa para todos os testes. O pacote estatístico SPSS 15.0 foi utilizado para todas as análises.
Resultados
Durante 2001 e 2002, havia 3241 descargas de pacientes operados por câncer de estômago nas quatro regiões analisadas. Quase dois terços das descargas corresponderam a homens ea faixa etária predominante foi 65-75 anos (ver tabela 1) .table mortalidade 1 Hospital acordo com as variáveis sócio-demográficas e de admissão.
pacientes mortalidade intra-hospitalar | n Col% n Row% valor-p Sexo 2055 Masculino 63,4 220 10,7 0,32 Feminino 1186 36,6 114 9,6 etária ≤ 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 Região de 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 tipo Admissão urgente 970 29,9 147 15,2 Art < 0,01 eletivo 2271 70,1 187 8,2 volume de Hospital Art < 18 1145 35,3 90 7,9 0,003 18-35 1050 32,4 123 11,7 Art > 35 1046 32,3 121 11,6 Charlson marcar 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 somente 2.001 dados hospitalar Median estadia (LOS) foi de 19 dias (média de 25 (18); gama 1-291 nos 144 hospitais incluídos, e foi maior para as admissões urgentes do que para as eletivas (mediana de 29 vs 15, p < 0,001). Crude mortalidade intra-hospitalar foi de 10,3% (IC 95% 9,3-11,4). Não foram observadas diferenças estatisticamente significativas na mortalidade entre as regiões (ver tabela 1). Observou-se uma relação estatisticamente significativa entre a idade, o tipo de admissão, volume e mortalidade. Associações estatisticamente significantes foram encontradas entre mortalidade e vários fatores clínicos, tais como a respiratória ou insuficiência renal, distúrbios eletrolíticos, infarto agudo do miocárdio, peritonite e abscesso intestinal, insuficiência cardíaca congestiva (ICC), disritmia cardíaca, hemorragia gastrointestinal, ou diversas complicações de procedimentos cirúrgicos (tabelas 2 e 3). A mortalidade foi significativamente maior nos tumores localizados no fundo do olho ou cárdia de estômago (p = 0,001). A tendência de maior mortalidade com maior volume foi observada apenas no fundo do olho ou cárdia tumores. A mortalidade foi significativamente menor em gastrectomia parcial com anastomose para o duodeno (Billroth I), e em simples ou mesmo na excisão radical de estruturas linfáticas (linfadenectomia) do que em outros procedimentos cirúrgicos, mas apenas em moedas diferentes do cárdia ou fundus locais mortalidade .table 2 Hospital de acordo com fatores clínicos. | | | pacientes A mortalidade hospitalar | | | N n Row% valor-p diagnóstico secundário insuficiência respiratória, insuficiência, prisão (adulto) Sem 3071 227 7.4 Art < 0,01 Sim 170 107 62,9 insuficiência renal Sem 3159 285 9,0 Art < 0,01 Sim 82 49 59,8 distúrbios de fluidos e eletrólitos Sem 3209 316 9,8 Art < 0,01 Sim 32 18 56,3 infarto agudo do miocárdio Sem 3234 330 10,2 Art < 0,01 Sim 7 4 57,1 peritonite e abscesso intestinal Sem 3123 282 9,0 Art < 0,01 Sim 118 52 44,1 insuficiência cardíaca congestiva , não hipertensos Sem 3173 310 9,8 Art < 0,01 Sim 68 24 35,3 desordens pancreáticas (não diabéticos) Sem 3213 326 10,1 Art < 0,01 Sim 28 8 28,6 Pneumonia No 3131 304 9,7 Art < 0,01 Sim 110 30 27,3 disritmias cardíacas Sem 3047 286 9,4 Art < 0,01 Sim 194 48 24,7 deficiências nutricionais Sem 3215 328 10,2 0,03 Sim 26 6 23,1 complicações de procedimentos cirúrgicos ou de cuidados médicos Sem 2302 121 5,3 < 0,01 Sim 939 213 22,7 hemorragia gastrointestinal Sem 3079 303 9,8 Art < 0,01 Sim 162 31 19,1 obstrução intestinal sem hérnia sem 3192 325 10,2 0,06 Sim 49 9 18,4 Outros distúrbios gastrointestinais Sem 3097 309 10,0 Art < 0,01 Sim 144 25 17,4 Diabetes mellitus com complicações Sem 3215 330 10,3 0,39 Sim 26 4 15,4 Invasão de outras estruturas No 2840 273 9,6 Art < 0,01 Sim 401 61 15,2 flebite, tromboflebite e tromboembolismo Não 3190 328 10,3 0,73 Sim 51 6 11,8 Hipertensão Sem 2576 273 10,6 0,28 Sim 665 61 9,2 infecções do trato urinário Sem 3159 334 10,6 Art < 0,01 Sim 82 0 diverticulose e diverticulite Sem 3184 334 10,5 0,01 Sim 57 0 localização anatômica do tumor volume de Cardia /Fundus Art < 18 106 12 11,3 0,14 18-35 99 14 14,1 Art > 35 115 21 18,3 Outro Outro /não especificado Art < 18 1039 78 7,5 0,01 18-35 951 109 11,5 Art > 35 931 100 10,7 Tabela de mortalidade 3 Hospital acordo com cirúrgica procedimento. | | | pacientes A mortalidade hospitalar | | | N n Row% valor de p Procedimentos por localização anatômica Cardia /Fundus excisão de linfonodos regionais Sem 302 46 15,2 0,49 Sim 18 1 | 5,6 excisão radical de outros linfonodos Sem 299 47 15,7 0,05 Sim 21 0 excisão simples da estrutura linfática Sem 308 47 15,3 0,23 Sim 12 0 gastrectomia parcial com anastomose esôfago (proximal) 18 Sims 3 20,0 0,51 Outro Outro gastrectomia parcial 27 1 | 3,7 gastrectomia total 250 38 15,2 gastrectomia parcial com anastomose jejuno (Billroth II) 20 4 20,0 gastrectomia parcial com anastomose duodeno (Billroth I) 5 1 | 20.0 Outro Outro /não especificado linfático Regional nó excisão Sem 2805 278 9,9 0,44 Sim 116 9 7,8 excisão radical de outros linfonodos Sem 2732 277 10,1 0,03 Sim 189 10 5.3 excisão simples da estrutura linfática Sem 2791 284 10,2 Art < 0,01 Sim 130 Sims 3 2.3 gastrectomia parcial com anastomose de esôfago (proximal) 7 Página 2 28,6 0,01 Outro Outro gastrectomia parcial 590 72 12,2 gastrectomia total 1096 111 10,1 gastrectomia parcial com anastomose jejuno (Billroth II) 984 89 9,0 gastrectomia parcial com anastomose duodeno (Billroth I) 244 13 5,3 o índice de Charlson, o tipo de admissão, a região, o número de diagnóstico secundário registrada, eo LOS foram significativamente associados ao volume anual (Tabela 4). Assim, encontramos uma maior proporção de pacientes com Charlson pontuação maior ou igual a 3 em hospitais realizando mais intervenções em comparação com aqueles que realizam menos intervenções. A proporção de internações urgentes eo LOS também aumentou com maior volume de intervenções. De igual modo, quanto maior o volume anual de intervenções, quanto maior o número de diagnósticos secundários registados. Finalmente, a mortalidade hospitalar também foi significativamente menor nos hospitais com menor volume de interventions.Table 4 paciente ou de admissão de acordo com fatores hospital volume anual. | | volume de Hospital | | Art < 18 Col% 18 - 35 Col% > 35 Col% valor-p A mortalidade hospitalar Sim 90 7,9 123 11,7 121 11,6 0,003 Sem 1055 92,1 927 88,3 925 88,4 Sexo Masculino 731 63,8 670 63,8 654 62,5 0,772 Feminino etária 414 36,2 380 36,2 392 37,5 ≤ 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 marcar 0 662 57,8 482 45,9 432 41,3 1 | 173 15,1 164 15,6 179 17,1 0.000 Página 2 35 3.1 32 3.0 51 4,9 ≥ 3 275 24,0 372 35,4 384 36,7 tipo Admissão urgente 265 23,1 346 33,0 359 34,3 0.000 eletivo 880 76,9 704 67,0 687 65,7 Região de 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. de diagnósticos secundários média (DP) 2,9 (2,4) 3,7 (2,7) 4,7 (2,9 ) 0.000 * duração da estadia (LOS) Median 16 21 21 0.000 * total 1145 1050 1046 * Kruskal-Wallis. no modelo de regressão (tabela 5), o aumento da idade e admissão urgente foram fatores de risco independentes para mortalidade intra-hospitalar. Da mesma forma, CHF e disritmias cardíacas foram associados a uma maior probabilidade de morrer no hospital, enquanto Billroth I e II intervenções (gastrectomias parciais com anastomose duodeno ou jejuno), bem como linfadenectomia simples foram associados a uma menor probabilidade de morrer no hospital. A estatística de Hosmer-Lemeshow foi 2,025 (p = 0,980) e a área sob a curva ROC 0,772 (IC 95% 0,747-0,797) modelo de regressão logística multivariada .table 5 de mortalidade intra-hospitalar . | valor-p OU 95% CI OR | | | Lower superior excisão simples da estrutura linfática , 005 , 189 , 058 , 611 Billroth I , 001 , 379 , 212 , 677 Billroth II , 002 , 651 , 496 , 853 idade , 000 51-65 3.237 1.359 7714 65-75 4383 1.885 10.191 75-84 8266 3.569 19.141 ≥ 85 13.913 5598 34.574 Tipo de admissão: urgente, 001 1551 1.208 1992 Insuficiência cardíaca congestiva , 003 2.325 1.333 4.056 Cardiac disritmias , 040 1.495 1019 2194 Número de diagnósticos secundários registados , 000 4-5 3410 2.031 5724 ≥ 6 8691 5154 14.656 Hospital volume de , 242 18-35 1.285 , 949 1741 Art > 35 1.245 , 892 1736 categorias referência: excisão simples da estrutura linfática (não); Billroth I (não); Billtroth II (não); idade (≤ 50); tipo de admissão (eletiva); número de diagnóstico secundário (≤ 3); hospital volume (≤ 17); região (A). Ajustado pela região OR:. Odds Ratio Apesar da associação encontrada entre o volume anual e bruto mortalidade intra-hospitalar, sem um padrão específico de crude intra-hospitalar foi observada mortalidade após o agrupamento centros em categorias de menor volume ( ver Figura 1). No modelo de regressão logística, o volume hospitalar agrupados por tercis não foi independentemente associada com a mortalidade após o ajuste para outros fatores. Figura 1 intra-hospitalar taxas de mortalidade dos centros agrupados de acordo com volume anual de descargas. Tours A Odds Ratios de mortalidade intra-hospitalar, ajustada para as variáveis incluídas no modelo de regressão e usando as categorias de menor volume, são mostrado na Figura 2. Mais uma vez, foi observada nenhuma tendência ou padrão que permitiria a ser identificada uma possível relação entre o volume e a mortalidade hospitalar. Figura 2 Variação nas odds ratio (IC 95%) para a mortalidade ajustada * hospitalar em relação aos centros com menor volume (≤ 10 descargas). O círculo indica o Odds estimados Rácio (OR), enquanto que as linhas verticais indicam o IC de 95% do OR. * Ajustado para idade, tipo de admissão, simples excisão da estrutura linfática, a intervenção Billroth I e Billroth II, insuficiência cardíaca congestiva, arritmias cardíacas, número de diagnósticos secundários registrados, e região. Discussão A mortalidade intra-hospitalar taxa em pacientes submetidos à cirurgia para câncer de estômago durante 2001 e 2002 foi superior a 10% no conjunto global das regiões avaliadas. A idade avançada do paciente, a admissão urgente, e certas comorbidades foram significativamente associados a uma maior mortalidade. Certos procedimentos cirúrgicos, tais como Bilroth I e II foram associados a menor mortalidade. Nós não encontramos nenhuma relação entre volume e mortalidade intra-hospitalar. Comparação com a literatura passado diferenças nos períodos de estudo e a definição de mortalidade utilizada (como a mortalidade pós-operatória, mortalidade em 30 dias, ou mortalidade intra-hospitalar ) entre os diferentes estudos publicados limita a comparabilidade dos resultados. Além disso, alguns estudos, como o nosso, não ajustar as taxas de mortalidade para fatores de gravidade, como o estágio do tumor no momento do diagnóstico. Apesar destas limitações, podemos dizer que a taxa de mortalidade intra-hospitalar observado em nosso estudo foi alta, embora fosse dentro do intervalo de 1,7% a 12% relatados por outros autores [2, 21, 22]. McCulloch et ai. informou a mesma taxa de mortalidade exata em 4 anos como encontrado em nosso estudo [23]. Além disso, a ampla gama de variabilidade entre os hospitais em nosso estudo pode ser em parte devido a diferenças nos fatores que encontramos foram associados, como as estimativas dos odds ratio ajustada para mortalidade nos diferentes centros agrupados de acordo com o volume (figura 2) são a mortalidade hospitalar similar e seus intervalos de confiança se sobrepõem. ea qualidade dos cuidados mortalidade tem sido defendida como um indicador da qualidade do atendimento nos hospitais. De fato, a mortalidade é um objetivo, confiável, precisa e sem viés medida que pode ser a consequência directa de cuidados inferior; no entanto, uma alta taxa de mortalidade nem sempre indicam má qualidade e má qualidade nem sempre resulta em maior mortalidade hospitalar [24]. Nos Estados Unidos, a Agência de Investigação de Saúde e Qualidade (AHRQ) aprovou o uso de taxas de mortalidade hospitalar para 8 procedimentos cirúrgicos como critérios de qualidade e eventual encaminhamento de pacientes para outros centros [25]. Estes 8 procedimentos foram escolhidos devido a sua alta taxa de mortalidade e por causa da alta variabilidade na mortalidade entre os diferentes hospitais que eles analisados. No entanto, como Dimick et ai. salientar, a baixa freqüência de algumas dessas 8 procedimentos cirúrgicos em alguns centros levanta a questão de saber se é oportuno utilizar as taxas de mortalidade como uma medida de qualidade em todos os casos [5]. Estudo implicações e limitações do as informações disponíveis em nosso estudo, é difícil deduzir que aspectos do processo de cuidado (detalhes sobre o tratamento cirúrgico, por exemplo) levaram a complicações como peritonite, insuficiência renal, ou insuficiência respiratória, e isso torna difícil tomar medidas para melhorar a qualidade do atendimento. Da mesma forma, a falha de sutura pode ocorrer após a cirurgia tecnicamente impecável, porque depende, em certa medida de outros factores tais como o estado nutricional e /ou imunológica do paciente. Esta é uma limitação dos estudos de mortalidade hospitalar que usam bancos de dados administrativos, se o objetivo é usar os resultados para melhorar o processo de atendimento. Além disso, como alguns autores já observamos, bases de dados administrativas também têm limitações para ajustar riscos basais dos pacientes para permitir comparações de taxas de mortalidade [26-29]. REFERENCE
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