Dlaczego skale oceny ciê ko chorych pacjentów nie s¹ powszechnie stosowane?

Transkrypt

1 PRACE ORYGINALNE Krzysztof ZAJ C 1 Ma³gorzata ZAJ C 1 Pawe³ KRAWCZYK 1 Robert JACH 2 Agnieszka JASTRZÊBSKA 1 Dlaczego skale oceny ciê ko chorych pacjentów nie s¹ powszechnie stosowane? Why the severity-of-illness scoring systems applied in severely ill patients are not in common use? 1 Katedra Anestezjologii i Intensywnej Terapii, Uniwersytet Jagielloñski Collegium Medicum; Kraków Kierownik: Prof. dr hab. med. Janusz Andres 2 Katedra Ginekologii i Perinatologii, Uniwersytet Jagielloñski Collegium Medicum; Kraków Kierownik: Prof. dr hab. med. Antoni Basta Dodatkowe s³owa kluczowe: ryzyko operacyjne skale oceny ryzyka prognoza zgonu pacjenta w oddziale intensywnej terapii klasyfikacja chorych do grup ryzyka Additional key words: operative risk severity-of-illness scoring systems prediction of death in intensive care unit classification of patients to the risk groups Adres do korespondencji: Dr med. Krzysztof Zaj¹c Katedra Anestezjologii i Intensywnej Terapii, Uniwersytet Jagielloñski Collegium Medicum Kraków, ul. Kopernika krzysztof.a.zajac@interia.pl tel: Cel pracy: Porównanie prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu, (predicted death rate) wyliczonego w powszechnie stosowanych skalach (Portsmouth-POSSUM, SAPS 2, MPM 2, MPM for cancer patients,, i ) w pierwszej i w trzeciej dobie pozabiegowej i obliczonej œredniej wartoœci ze wszystkich skal w pierwszej i trzeciej dobie pozabiegowej i ocena jej prognostycznego znaczenia. Analiza istotnych czynników ryzyka wp³ywaj¹cych na œmiertelnoœæ pooperacyjn¹. Materia³ i metody: Analiz¹ objeto 187 zgonów oraz 1 przypadków osób, które prze y³y leczenie zabiegowe w oddzia³ach klinicznych chirurgii ogólnej Szpitala Uniwersyteckiego w Krakowie w latach W ka dym przypadku porównano grupy chorych z okreœlonymi zespo³ami chorobowymi (sepsa, zatorowoœæ, niewydolnoœæ lewokomorowa, infekcje dróg oddechowych, urazy, onkologia, niewydolnoœæ wielonarz¹dowa i krwotok) z liczbami wyliczonymi w ka dej z siedmiu skal w pierwszej i trzeciej dobie pozabiegowej oraz ze œredni¹ z powy szych skal. Pos³u- ono siê m.in. metod¹ obliczenia ilorazu szans, OR z okreœleniem 95% CI (przedzia³em ufnoœci) oraz wspó³czynników korelacji Persona. Wyniki badañ: W grupie zmar³ych (n = 187), wœród zgonów wczesnych (do trzeciej doby po zabiegu), g³ównym czynnikiem ryzyka by³y: nag³y tryb zabiegu, emergency, (p <,1) oraz krwotok oko³ooperacyjny (p <,2), w dalszej kolejnoœci uraz (p =,2). W grupie zgonów póÿnych (powy ej trzeciej doby po zabiegu) przewa a³y powtórne operacje (p <,1), nowotwory (p =,19), w mniejszym stopniu choroby towarzysz¹ce (p =,25) i stan septyczny (p =,72). Wspó³czynniki korelacji Pearsona dla œredniej wartoœci w pierwszym i trzecim dniu pozabiegowym wykaza³y odpowiednio wartoœci -,4517 i -,412 (p <,1). adna ze skal nie wykaza³a zdolnoœci dyskryminacyjnej w chorobach uk³adu kr¹ enia i zapaleniu p³uc. Za wyj¹tkiem systemów [ancer] i, prawdopodobieñstwo wyst¹pienia Purpose of the study: To compare predicted death rate () numbers, computed in commonly used severityof-illness and prognostic scoring systems (Portsmouth-POSSUM, SAPS 2, MPM 2, MPM for cancer patients,, i ) on the first and on the third postoperative days with the mean calculated from the scales. Assessment of the mean values. Analysis of the main risk factors that affect postoperative mortality. Material and methods: There were analyzed 187 cases of non-survivors and 1 cases of survivors treated in surgical wards at University Hospital in Kraków. In each case there were compared groups of patients with defined pathological syndromes (sepsis, thromboembolism, left-heart failure, respiratory tract infections, trauma, oncology, multiorgan failure and haemorrhage) with calculated in seven severity-of illness and prognostic scoring systems on the first and on the third postoperative day and mean computed from seven numbers. There was used calculation of OR (odds ratio) with 95% CI (confidence interval) and the Pearson product moment correlation coefficient. Results: The main risk factors of early deaths (that occurred within the first 3 postoperative days) in the group of nonsurvivors (n = 187) were: emergencies (p<,1), perioperative haemorrhage (p<,2), and trauma (p =,2). The late deaths (that occurred >3 postoperative days) were caused by repeated surgery (p <,1), oncology (p =,19), then comorbidities (p =,25) and sepsis (p =,72). The Pearson product moment correlation coefficients for mean computed on the 1st and 3rd postoperative day were respectively -,4517 and -,412. None of the scales showed good discriminant characteristics in patients with cardiovascular diseases and pneumonia. In all scoring systems, except of the MPM for cancer patients and, the values correlated significantly with the preoperative ASA group assessment. Conclusions: There is no commonly used severity- 184 Przegl¹d Lekarski 212 / 69 / 5 K. Zaj¹c i wsp.

2 Materia³ i metody Metodyka obejmowa³a badanie retrospektywne grupy 187 przypadków zabiegowych zakoñczonych zgonem oraz 1 przypadków osób, które prze y³y leczenie zabiegowe w oddzia³ach klinicznych chirurgii ogólnej Szpitala Uniwersyteckiego w Krakowie w latach Dokumentacje obu grup leczonych wybrano w sposób zapewniaj¹cy zupe³n¹ przypadkowoœæ doboru. W analizowanym okresie, przeprowadzono operacji, w 6-osobowym oddziale intensywnej terapii (OIT) leczono 633 chorych. Liczba zgonów w OIT wynios³a 221, jednak 38,84% zgonów wydarzy³o siê poza oddzia³em intensywnej terapii, co wyraÿnie t³umaczy siê chronicznym niedoborem ³ó ek intensywnej opieki medycznej w szpitalu trzeciej referencji. Historie chorób przeanalizowano pod wzglêdem czêœci opisowej oraz wyników badañ dodatkowych. W czêœci opisowej wziêto pod uwagê nastêpuj¹ce elementy: dane organizacyjne i demograficzne, wywiad z pacjentem lub rodzin¹ w razie braku kontaktu z chorym, badanie przedmiotowe przy przyjêciu do szpitala, rozpoznanie w momencie przyjêcia, pierwszy decursus, opis zabiegu i epikryzê oraz opisy badañ obrazowych). Pozosta³e dane, po odpowiednim przetworzeniu, wpisywano do tabel w programie Microsoft Excel. Dane nieprzetworzone obejmowa³y: oddzia³ kliniczny; dane identyfikuj¹ce pacjenta; p³eæ; wiek; datê urodzenia; datê przyjêcia do szpitala; datê wypisu ze szpitala lub zgonu; liczbê dni pobytu w szpitalu; dzieñ pobytu w szpitalu, w którym wykonano zabieg pierwszy (i kolejne, jeœli takie by³y wykonywane); dzieñ po zabiegu, w którym pacjent zmar³ lub zosta³ wypisany ze szpitala; rodzaje wykonanych zabiegów u danego pacjenta; zespó³ zmian patologicznych wik³aj¹cy przebieg pooperacyjny, tryb wykonania zabiegu (pilny / planowy); rozpoznanie ostateczne oraz stan przedzgonu wyliczone w pozosta³ych skalach wykaza³y statystycznie znamienn¹ korelacjê z przedoperacyjn¹ ocena ASA. Wnioski: Nie ma uniwersalnego systemu oceny stanu pacjentów leczonych w oddzia³ach intensywnej terapii. Zdolnoœci dyskryminacyjne skal nie pozwalaj¹ na wybranie w³aœciwego systemu prognostycznego. Œrednia wartoœæ wyliczona z kilku skal najlepiej ocenia stan chorego i jego rokowanie. of-illness scoring system that could properly evaluate intensive care unit patients. Discriminative abilities of the scoring systems do not present any unique features that might affect selection of one of them. The mean value computed from available scales is a reasonable descriptive and prognostic alternative. Wstêp Opis stanu chorego w ciê kim stanie nie jest spraw¹ prost¹ z uwagi na dynamikê spowodowan¹ przebiegiem zmian patologicznych oraz wp³ywem zastosowanego leczenia. Wszyscy s¹ zgodni co do tego, e najdogodniejszym sposobem jest ujêcie opisu w postaci liczby (miêdzy a 1); zwykle ta liczba okreœla prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu, (probability of death rate, predicted death rate), czyli im jej wartoœæ jest bli sza 1, tym zgon bardziej prawdopodobny. W piœmiennictwie, istniej¹ce skale oceny ryzyka s¹ doœæ czêsto dzielone na trzy grupy: systemy, które tylko oceniaj¹ ciê koœæ stanu pacjenta (severity-of-illness scoring systems) i rozdzielaj¹ chorych do odpowiednich grup ryzyka; modele typowo prognostyczne (prognostic scoring systems), s³u ¹ce do dokonania we w³aœciwym czasie prognozy w algorytmie zgonu lub prze ycia chorego oraz tzw. skale oceniaj¹ce stopieñ niewydolnoœci wielonarz¹dowej (organ dysfunction scoring systems). Skale te, najczêœciej s¹ oceniane w oparciu o obserwacje zró nicowanych grup pacjentów leczonych w oddzia³ach intensywnej terapii, gdzie z up³ywem lat zmieniaj¹ siê zarówno sposoby terapii jak i tzw. przypadki, czyli chorzy, przyjmowani z ró - nych, choæ zdefiniowanych wczeœniej wskazañ ( case-mix ). W wiêkszoœci tych skal mo liwe jest obliczenie, tak wiêc mo - na je uznaæ za systemy - ogólnie mówi¹c - prognostyczne. Jak wczeœniej zauwa ono, przeszkod¹ w uniwersalnym i zamiennym stosowaniu skal z trzech grup jest ich kalibracja dokonana na wybranych grupach chorych przez autorów i - wci¹ jeszcze - niewielka baza danych w piœmiennictwie oparta o ich walidacjê w pozosta³ych populacjach pacjentów, leczonych w oddzia³ach intensywnej terapii. Najczêœciej skale nie obejmuj¹ parametrów zwi¹zanych z samym procesem leczenia ani z szeroko pojêtym œrodowiskiem (technologicznym, organizacyjnym, edukacyjnym itp.), w którym odbywa siê proces leczenia. Walidacja np. systemu SAPS 2 (New Simplified Acute Physiology Score) [29], wykaza³a, e wa ny jest np. profil oddzia³u a nie na jego wielkoœæ ani stopieñ referencji. Porównanie skal SOFA (Sequential Organ Failure Assessment) [61] i MODS (Multiple Organ Dysfunction Score) [31] wskazuje na dylemat wa noœci objêcia lub nie objêcia w modelu samego procesu leczenia. SOFA, powsta³a w 1996r po ustaleniach specjalnej consensus conference jako model oceny ryzyka, w przeciwieñstwie do MODS, uwzglêdnia np. terapiê zmian patologicznych w uk³adzie kr¹ enia, czyli uzale nia ocenê ryzyka od mo liwoœci leczniczych oddzia³u. Typowym przyk³adem bêdzie rodzaj zastosowanego œrodka przy niskim ciœnieniu krwi: zale nie od tego czy bêdzie to noradrenalina, adrenalina, dopamina, dobutamina czy wazopresyna, wynik oceny uk³adu kr¹ enia mo e przyjmowaæ wartoœci 3, 2, 1 lub nawet przy wazopresynie. Z kolei, ocena dokonana za pomoc¹ MODS wymaga dwóch elementów: kolejnych pomiarów stanu chorego, (za³o ono bowiem, e zmiany w wyliczonych punktach i nastêpowo wartoœciach powinny odzwierciedlaæ postêpuj¹c¹ niewydolnoœæ wielonarz¹dow¹) i porównania uzyskanego wyniku z obiektywnym odnoœnikiem ( z³otym standardem ). Poniewa brak jest odpowiedniego odnoœnika w piœmiennictwie (nie ma z³otego standardu ), zatem zwykle zostaje on zast¹piony œmiertelnoœci¹ w oddziale intensywnej terapii albo - mniej dok³adnie - w szpitalu. Konsekwencj¹ odmiennego myœlenia w obu sposobach konstrukcji skal oceny ryzyka jest fakt, e wynik oceny w modelu opartym na parametrach fizjologicznych chorego nigdy nie jest niezale - ny od sposobu leczenia, natomiast w modelu uwzglêdniaj¹cym terapiê (jak SOFA) mo e ró niæ siê w zale noœci od sposobu leczenia, czyli oddzia³u intensywnej terapii. Okresowe uaktualnienia u ywanych skal ryzyka maj¹ na celu ulepszenie ich kalibracji (czyli precyzji wyliczania ), dyskryminacji (czyli zdolnoœci modelu do odró nienia tych, którzy prze yj¹ od tych, którzy umr¹) oraz precyzji okreœlania populacji badanych chorych (uniformity of fit), jako e grupy leczonych w oddzia³ach intensywnej terapii mog¹ ró niæ siê miêdzy sob¹. Wobec powy szych rozbie noœci, autorzy niniejszej pracy za³o yli, e œrednia wartoœæ wyliczona z kilku skal mo e byæ bli - sza rzeczywistej prognozie w porównaniu z wyliczonym w ka dej indywidualnej skali. Cele badawcze Porównanie grup chorych z okreœlonymi zespo³ami zmian patologicznych z wartoœciami prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu (, predicted death rate) wyliczonymi w szeœciu powszechnie stosowanych Tabela I Podstawowe dane badanych grup chorych. Basic data of the analyzed groups of patients. hospitalizacja zakoñczona n wypisem 1 62 (62%) 38 (38%) K p ³eæ wiek (lata) zgonem (53,5%) 87 (46,5%) M skalach (Portsmouth-POSSUM, SAPS 2, MPM 2, MPM for cancer patients,, ) w pierwszej i w siedmiu systemach (powy sze modele plus ) w trzeciej dobie pozabiegowej (u tych pacjentów, którzy prze yli 72 godziny pooperacyjne) oraz z obliczon¹ œredni¹ wartoœci ze wszystkich skal w pierwszej i trzeciej dobie pozabiegowej. Ocena zale noœci miêdzy œredni¹ wartoœci¹ skal a dniem zgonu w grupie zmar- ³ych pozabiegowych. Ocena zale noœci miêdzy przedoperacyjna ocen¹ chorych w skali ASA [4] a wartoœciami w siedmiu skalach prognostycznych. x ± SD (min - max) 77,5 ± 8,2 (42-94) 67,2 ± 14,8 (21-94) czas hospitalizacji (dni) x ± SD (min - max) 16,6 ± 13, (3-73) 25,3 ± 24,7 (1-137) dzieñ zabiegu operacyjnego x ± SD (min - max) 1,6 ± 1,3 (1-9) 7,4 ± 8,7 (1-38) Przegl¹d Lekarski 212 / 69 / 5 185

3 Tabela II Charakterystyka badanych grup pod wzglêdem wybranych czynników ryzyka. Characteristics of examined groups of patients according to selected risk factors. czynnik ryzyka wypisem operacyjny chorego wed³ug grupy ASA, American Society of Anesthesiologists (grupa ASA od 1 do 5) [4]. Dalsze dane zosta³y przetworzone na podstawie dostêpnych wyników badañ dodatkowych i innych informacji i wpisane do odpowiednich programów komputerowych. Skorzystano tu ze strony internetowej Francuskiego Towarzystwa Anestezjologów (Societe Francaise d'anesthesie et de Reanimation), która dostarczy³a wzorów do obliczeñ prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu, tzw. (probability of death rate, predicted death rate). Wartoœci wyliczono w nastêpuj¹cych skalach: 1. skala Portsmouth-POSSUM (Physiologic and Operative Severity Score for the Enumeration of Mortality and Morbidity) obejmuj¹ca 12 parametrów fizjologicznych, klinicznych i laboratoryjnych oraz 6 parametrów operacyjnych [12, 44], 2. skala MPM II (Mortality Probability Models) obejmuj¹ca 13 parametrów (2 informacyjne dotycz¹ce trybu postêpowania zabiegowego i daty dokonania pomiarów po zabiegu, oraz 11 fizjologicznych, klinicznych, laboratoryjnych i oceniaj¹cych inwazyjnoœæ leczenia [33]. 3. skala (Mortality Probability Model for Cancer Patients) obejmuj¹ca 16 parametrów fizjologicznych, laboratoryjnych i klinicznych [22]. 4. skala SAPS II (New Simplified Acute Physiology Score) obejmuj¹ca 15 parametrów klinicznych, fizjologicznych i laboratoryjnych [29]. 5. skala (Logistic Organ Dysfunction System) obejmuj¹ca 11 parametrów klinicznych, fizjologicznych i laboratoryjnych z szeœciu uk³adów narz¹dów [3]. 6. skala (Organ Dysfunctions and/or Infection) obejmuj¹ca 7 parametrów oceniaj¹cych stan szeœciu uk³adów narz¹dów oraz zdiagnozowan¹ infekcjê [17]. 7. skala (Three Days Recalibrated ICU Outcome Score) obejmuj¹ca 6 parametrów, w tym zbiorcze wyniki skal SAPS II i [6]. Ponadto wziêto pod uwagê pozosta³e dane: choroba zasadnicza (wed³ug kodu ICD 1), choroby dodatkowe (kod ICD 1), wykonane procedury zabiegowe (kod ICD 9; Miêdzynarodowa Klasyfikacja Procedur Medycznych), wypadek (uraz), stan septyczny zdiagnozowany podczas hospitalizacji pacjenta (zdefiniowany wed³ug Surviving Sepsis Campaign: International guidelines for management of severe sepsis and septic shock; International Sepsis Definition Conference 28) [14], postêpuj¹ca niewydolnoœæ wielonarz¹dowa z/lub bez infekcji stanowi¹ca przyczynê zgonu, zatorowoœæ p³ucn¹, zmiany w uk³adzie sercowo-naczyniowym wymagaj¹ce intensywnego leczenia, niewydolnoœæ lewokomorow¹, zmiany zapalne w p³ucach, onkologiê i - jako osobn¹ kategoriê - wystêpowanie chorób towarzysz¹cych w odró nieniu od pacjentów nimi nie obci¹ onych. Ka dy pacjent by³ oceniany przez anestezjologa przy kwalifikowaniu do zabiegu wed³ug skali ASA, American Society of Anesthesiologists [4,34]. W pierwszej dobie po zabiegu oceniano stan chorego wed³ug wymienionych szeœciu skal: SAPS II, Portsmouth-PO- SSUM,,, MPM II (wersja 24-godz) oraz MPM for cancer patients. Jeœli pacjent prze y³ 3 doby, wówczas w czwartej dobie oceniano ponownie jego stan wed³ug skal SAPS II, Portsmouth-POSSUM,,, MPM II (wersja godz.), MPM for cancer patients i. W ka dej z powy szych skal wyliczono prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu, czyli tzw. (predicted death rate) oraz iloœæ dostarczonej terapii w skali TISS 28. Z powy szych wartoœci wyliczano œredni¹ wartoœæ w pierwszej i trzeciej dobie pozabiegowej. Analizê statystyczn¹ przeprowadzono przy pomocy pakietu Statistica v. 5.1 PL firmy StatSoft, USA. Po ustaleniu faktu, e dobór przypadków jest losowy oraz e liczebnoœæ próby jest w³aœciwa zgonie z obliczeniami kalkulatora doboru próby i uzasadniona du ¹ powtarzalnoœci¹ przypadków podczas czteroletniego okresu ich obserwacji, przedstawiono dane o rozk³adzie ci¹g³ym jako œrednie arytmetyczne i odchylenia standardowe (x±sd) z okreœleniem wspó³czynnika zmiennoœci oraz ich rozk³ad jako chi 2. Parametry wyra one w skali nominalnej (np. rodzaj zabiegu, zespó³ zmian patologicznych itp) opisano jako procenty i skrajne wartoœci w rozk³adzie dwumianowym a zwi¹zki miêdzy nimi jako iloraz szans z podaniem 95% przedzia³u ufnoœci. Zastosowano test chi2 z poprawk¹ Yatesa do porównania wspó³zale noœci oraz wyliczono wspó³czynniki korelacji Pearsona. Poziom ufnoœci zosta³ okreœlony jako p<,1. Kalibracjê systemów opisuj¹ wartoœci predykcyjne. Wyniki Dane demograficzne pomiêdzy dwiema grupami chorych, tj. zmar³ych i wypisanych do domu po zabiegach przedstawiono w tabeli I. Œredni wiek w grupie pacjentów po zabiegach, którzy zmarli, wynosi³ 67,2 lat i by³ ni szy, choæ statystycznie niezamienny w porównaniu z grupa pacjentów po zabiegach, których hospitalizacja zakoñczy³a siê wypisem ze szpitala (77,5 lat). W porównaniu z pacjentami wypisanymi po zabiegu do domu, zmarli byli czêœciej przyjmowani do szpitala w trybie planowym i równie operowani (pod uwagê brano hospitalizacja zakoñczona zgonem ( 1 chorych) (187 chorych) n % n % doraÿny tryb przyjêcia do szpitala 96 96, , 9,1 doraÿny tryb operacji 91 91, , 1,1 uraz 3 3, 23 12, 3,9 stan septyczny 22 22, 7 37, 4,8 choroby serca 62 62, 71 38, <,1 zapalenie p³uc 26 26, 16 8, 6 <,1 niewydolnoœæ lewokomorowa 2 2, 25 13, 4,2 niewydolnoœæ wielonarz¹dowa 13 13, 89 47, 6 <,1 zatorowoœæ 17 9, 1,2 choroba nowotworowa 22 22, 1 53, 5,1 krwotok 12 6, 4,1 Tabela III Prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu () po zabiegu w grupie zmar³ych i wypisanych ze szpitala, obliczone w siedmiu skalach predykcyjnych. Predicted death rate () after the surgery calculated from seven scoring systems in the groups of survivors and non-survivors. skala n wypisem hospitalizacja zakoñczona œr. x ± SD (min - max) n zgonem œr. x ± SD (min - max) 95 24,3 ± 19,3 (2-82,6) ,5 ± 31, (2,6-99,8) <,1 Portsmouth-POSSUM 97 24,3 ± 24,1 (1,3-99,6) ,8 ± 32,9 (1,8-1) <, , ± 14,3 (3,2-58,7) ,2 ± 33,3 (4,8-98,9) <, ,8 ± 14,4 (2,7 9-68,61) ,1 ± 3,7 (,6-94,8) <,1 [for cancer patients] 16 49,6 ± 19,2 (28,4-98,1) 81 56,9 ± 29,8 (9,2-99,9),221 (ns) 97 3, ± 18,5 (4,57-87,27) ,2 ± 27,5 (1,8-99,64) <, ,4 ± 23,5 (23,3-99) ,4 ± 28,3 (3,4-99,1),298 (ns) œrednie z wszystkich skal w 1-szej dobie œrednie z wszystkich skal w 3-ciej dobie 98 21,2 ± 15,5 (3,8-98,1) ,2 ± 25,7 (2,8-95,8) <, ,3 ± 2,5 (4,57-99) ,3 ± 25,2 (8,9-98,5) <,1 pierwszy zabieg) czêœciej w trybie planowym. Spoœród wybranych i analizowanych czynników ryzyka, w grupie zgonów statystycznie znamiennie czêstsze by³y urazy, czêœciej wystêpowa³y te : stan septyczny, obci¹ enie chorobami towarzysz¹cymi, niewydolnoœæ lewokomorowa, niewydolnoœæ wielonarz¹dowa, zatorowoœæ, krwotok œródoperacyjny i choroby nowotworowe, rzadziej natomiast w grupie zmar³ych wystêpowa³y choroby serca i infekcje dróg oddechowych /p³uc (tabela II). W grupie zmar³ych (n=187), wœród zgonów wczesnych (do trzeciej doby po zabiegu), g³ównym czynnikiem ryzyka by³y: nag³y tryb zabiegu, emergency, (p <,1) oraz krwotok oko³ooperacyjny (p <,2), w dalszej kolejnoœci uraz (p=,2). W grupie zgonów póÿnych (powy ej trzeciej doby po zabiegu) przewa a³y powtórne operacje (p<,1), nowotwory (p=,19), w mniejszym stopniu choroby towarzysz¹- p p 186 Przegl¹d Lekarski 212 / 69 / 5 K. Zaj¹c i wsp.

4 16 wspó³czynnik korelacji: r = -,44 (p<,1) 16 wspó³czynnik korelacji r = -,36 (p<,1) A Cz as hos pitaliz ac ji (dni) A Czas hospitalizacji (dni) œrednia wartoœæ prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu () obliczona ze skal stosowanych w 1 dobie po zabiegu œrednia wartoœæ prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu () obliczona ze skal stosowanych w 3 dobie po zabiegu 4 wspó³czynnik korelacji r = -,15 (p=,48) 4 wspó³czynnik korelacji r = -,7 (NS) B Dzieñ zabiegu B Dzieñ operacji œrednia wartoœæ prawdopodobieñstwa wys t¹pienia zgonu () obliczona ze skal stosowanych w 1 dobie po zabiegu œrednia wartoœæ prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu () obliczona ze skal stosowanych w 3 dobie po zabiegu 14 wspó³czynnik korelacji r = -,45 (p<,1) 14 wspó³czynnik korelacji r = -,4 (p<,1) C 12 1 C 12 1 Dzieñ zgonu Dzieñ zgonu œrednia wartoœæ prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu () obliczona ze skal stosowanych w 1 dobie po zabiegu œrednia wartoœæ prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu () obliczona ze skal stosowanych w 3 dobie po zabiegu Rycina 1 Wspó³zale noœæ pomiêdzy œredni¹ wartoœci¹ prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu () obliczonego ze skal stosowanych w pierwszej dobie po zabiegu a A - czasem hospitalizacji, B - dniem zabiegu i C - dniem zgonu po zabiegu. Correlation between mean predicted death rate () calculated in seven scoring systems on the 1 st postoperative day and A - length of stay in hospital in days, B - day of surgery after patient's admittance, and C - day when death occurred following sugery. Rycina 2 Wspó³zale noœæ pomiêdzy œredni¹ wartoœci¹ prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu () obliczonego ze skal stosowanych w trzeciej dobie po zabiegu a A - czasem hospitalizacji, B - dniem zabiegu i C - dniem zgonu po zabiegu. Correlation between mean predicted death rate () calculated in seven scoring systems on the 3 rd postoperative day and A - length of stay in hospital in days, B - day of surgery after patient's admittance, and C - day when death occurred following sugery. ce (p =,25) i stan septyczny (p=,72). W oddziale intensywnej terapii leczono ³¹cznie tylko 4,3% chorych pozabiegowych, co wyjaœniono wy ej, jednak liczba zgonów w OIT to 73,42% populacji pacjentów, którzy zmarli po operacji; w porównaniu z grup¹ kontroln¹ (grup¹ pacjentów wypisanych do domu po zabiegach) ró nica by³a statystycznie znamienna; p<,1. Po wykonanym zabiegu operacyjnym, pacjentów oceniano wed³ug skal Portsmouth-POSSUM,,, i (czyli MPM for cancer patients), a po up³ywie trzech dni, jeœli prze yli, dodatkowo wed³ug (wersja godz.) i. Ró nice w liczbie grup pacjentów w ka dej ze skal wynikaj¹ z braku pewnych danych, niezbêdnych do obliczenia warto- œci, lub braku podstaw do wykonania obliczeñ w danym systemie, np. brak choroby nowotworowej lub infekcji dla modeli lub. Œredni z wszystkich skal, w grupie zmar³ych w 1-szej dobie pozabiegowej, by³ wy szy i wynosi³ 55,2 vs 21,2 (p<,1) w porównaniu z grup¹ pacjentów, których hospitalizacja zakoñczy³a siê wypisem do domu. Podobnie, œredni Przegl¹d Lekarski 212 / 69 / 5 187

5 % ,3 16, ,7 8,3 4,2 z wszystkich skal, którego wyliczenie za³o yli sobie autorzy niniejszego opracowania, by³ wy szy u zmar³ych w 3-ciej dobie lub >3-ciej doby i wynosi³ 64,1 vs 32,3 (p<,1). obliczony w ka dej ze skal, by³ wy szy w grupie zmar³ych ni w grupie kontrolnej (p <,1), ale statystycznej znamiennoœci miêdzy obiema grupami hospitalizowanych nie wykazano w i (tabela III). W kolejnych wykresach (rycina 1, 2) wykazano zale noœci miêdzy œrednimi wartoœciami a czasem hospitalizacji, dniem wykonania zabiegu operacyjnego od momentu przyjêcia do szpitala, oraz dniem, w wypis do domu zgon 3-1 doby 54,2 16, ,2 13,7 2,5 2,5 zgon do 3 doby zgon powy ej 1 doby 23,2 25,7 11,6 13,7 15,7 1 51,6 48, Grupa wiekowa (lata) Rycina 3 Losy chorych po zabiegu (zgon lub wypis ze szpitala) przedstawione w procentach, w zale noœci od dnia wyst¹pienia zgonu w poszczególnych grupach wiekowych. Postoperative outcome (survivors and non-survivors), presented as percentage in groups of age and divided into three periods of observation depending on the day on which their death occurred. Choroby towarzysz¹ce ce Zator Krwotok Niewydolnoœælewokomorowa lewokomorowa serca serca Niewydolnoœæwielonarz¹ wielonarz¹dowa dowa Uraz Choroba nowotworowa Pobyt na IT Reoperacje Zaka enia septyczne Choroby serca Zapalenie p³uc p³uc Nag³y tryb tryb zabiegu zabiegu,1,1,2, Iloraz szans (OR) z przedzia³em ufnoœci (w¹ sy) Rycina 4 Iloraz szans wyst¹pienia zgonu po zabiegu chirurgicznym dla wybranych czynników ryzyka. Odds ratio (OR) with a 95% CI (confidence interval) for death occurrence following surgery in selected risk factors. którym wyst¹pi³ zgon pozabiegowy. Wspó³czynnik korelacji Pearsona (Pearson product moment correlation coefficient) miêdzy œredni¹ wartoœci¹ a czasem hospitalizacji (faktycznie liczonym od dnia przyjêcia do szpitala do dnia zgonu) wyniós³ -,4385 (p <,1). Wyliczone równie wspó³czynniki korelacji Pearsona dla œredniej wartoœci w pierwszym i trzecim dniu pozabiegowym i dnia po operacji, w którym nast¹pi³ zgon; wykazuj¹ odpowiednio wartoœci -,4517 i -,412 (p<,1), czyli umiarkowanie dobr¹ korelacjê zale noœci wed³ug proponowanej przez Coltona (1974 r.) klasycznej skali stosowanej w statystyce. Obocznym celem tych funkcji by³o te m.in. sprawdzenie zasiêgu czasowego zdolnoœci prognostycznej poszczególnych skal. Krzywe funkcji maj¹ przebieg odwrotnie proporcjonalny; wartoœci zmniejszaj¹ siê od 93,8% (œrednia z tzw. skal pierwszego dnia po zabiegu) osi¹gaj¹c minimum w 6-tym dniu hospitalizacji lub 5-tym dniu po zabiegu, w którym wyst¹pi³ zgon. Wykres wykazuj¹cy redukcjê zdolnoœci prognostycznej ka dej spoœród siedmiu zastosowanych skal wraz z up³ywem czasu potwierdza, e na wartoœæ prognostyczn¹ w ka dym momencie dokonywania oceny, mog¹ wp³yn¹æ i wp³ywaj¹ nieprzewidziane czynniki ryzyka lub zdarzenia, których adna ze skal nie zawiera. Z ryciny 1 i 2 wynika, e funkcja czasu i prognozy postawionej w okresie bezpoœrednio oko³ooperacyjnym wskazuje na istotnoœæ wspó³czynnika okreœlaj¹cego przedzia³ czasu, w którym wystêpuje zagro enie. Wartoœæ wspó³czynnika korelacji Pearsona i czas redukcji œredniego o po³owê (T1/2) pozwalaj¹ czysto teoretycznie wyliczyæ dzieñ, gdy ryzyko wyst¹pienia zgonu bêdzie ju bliskie zeru. Wprawdzie skala w prostej, matematycznej formie odzwierciedla równie skumulowane doœwiadczenia lekarzy w ocenie chorego, to jednak pewna liczba nieprzewidzianych lub przewidzianych, ale nie daj¹cych siê oszacowaæ przez te dwa (matematyczne i intuicyjne) niezale ne Ÿród³a prognostyczne elementów ryzyka, w okresie bezpoœrednio oko³ozabiegowym, mo e ujawniaæ siê w przebiegu hospitalizacji i ca³kowicie zmieniæ prognozê. Analiza procentowego udzia³u grup wiekowych w badanych grupach chorych (zmar³ych w szpitalu i wypisanych do domu) pozwala stwierdziæ, e aden z hospitalizowanych pacjentów < 4 r.. nie prze y³ hospitalizacji; przyczyn¹ by³y urazy wielonarz¹dowe spowodowane g³ównie wypadkami komunikacyjnymi. W grupie zgonów po 3 r.. blisko po³owê stanowi³y lub przewa a³y procentowo zgony, które wyst¹pi³y póÿno w trakcie hospitalizacji (>1 dnia po zabiegu). Najbardziej zaskakuj¹cym wynikiem obserwacji jest sta³y wzrost liczby osób wypisanych do domu wraz z wiekiem (starzeniem siê), widoczny wyraÿnie w przedzia³ach od 71 do 8 r.. (51,6%) oraz > 81 r.. (48,6%); (rycina 3). Kolejnym krokiem by³o okreœlenie ilorazu szans (odds ratio) wyst¹pienia zgonu po zabiegu chirurgicznym dla 13 wybranych czynników ryzyka (tabela IV, rycina 4). Spoœród czynników, które wp³ywaj¹ na prognozê prze ycia pacjenta dokonan¹ przed zabiegiem, a 137 (73,3%) póÿniej zmar³ych by³o obci¹ onych chorobami wspó³istniej¹cymi. Jednak z epikryzy mo na by³o wywnioskowaæ, e jedynie u 34 spoœród tych pacjentów, choroby towarzysz¹ce mog³y byæ jedn¹ z przyczyn lub g³ówn¹ przyczyn¹ zgonu (dodatnia wartoœæ predykcyjna, +ve = 24,8%); u pozosta³ych czterech z udokumentowanymi powik³aniami ze strony chorób wspó³istniej¹cych, wczeœniej nie zebrano odpowiednich danych o ich wystêpowaniu, np. w badaniu podmiotowym i przedmiotowym. Zdiagnozowana przed operacj¹ krañcowo zaawansowana choroba nowotworowa, oceniona jako nie rokuj¹ca prze- 188 Przegl¹d Lekarski 212 / 69 / 5 K. Zaj¹c i wsp.

6 bez urazu uraz ,6 36,7 42,3 41,4 49,2 53,4 55,7 51,3 54,1 52,1 54,8 Rycina 5 Prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu () u chorych z urazami i bez urazów. Probability of death rate () in trauma and non-trauma patients. bez zaka enia stan septyczny 35,9 36,3 42,7 43,9 4,5 42,3 45,9 46,9 48,9 49,5 54,1 57,7 58,6 57, ,6 58,9 57,9 65,1 64,4 65, Rycina 6 Prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu () u chorych w stanie septycznym i u pacjentów bez objawów infekcji. Probability of death rate () in septic and non-septic patients. bez zaka enia stan septyczny ,9 36,3 42,7 43,9 4,5 42,3 45,9 46,9 48,9 49,5 59,6 54,1 58,9 Rycina 7 Prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu () u pacjentów z chorobami towarzysz¹cymi i u pacjentów bez dodatkowego obci¹ enia. Probability of death rate () in patients with and without co-morbidities , ,4 64,4 65,5 65,5 ycia, da³a najwy sz¹ wartoœæ predykcyjn¹, +ve = 73%. Na podstawie ostatecznej epikryzy okreœlono wartoœæ predykcyjn¹ +ve = 47,6% dla operacji wykonanych w trybie nag³ym i w stanie niewydolnoœci >2 narz¹dów. W okresie przedoperacyjnym u 48 pacjentów obserwowano niewydolnoœæ wielonarz¹dow¹ po³¹czon¹ z infekcj¹; na podstawie epikryzy, u tych chorych dodatni¹ wartoœæ predykcyjn¹ wyliczono na +ve = 91,7%. Ponadto, u 68 chorych, niewykazuj¹cych wczeœniej, ani stanu septycznego, ani niewydolnoœci >2 narz¹dów, nast¹pi³o pogorszenie stanu, pozwalaj¹ce na wykazanie tych powik³añ jako mo liwej przyczyny zgonu. W badanym materiale (grupa zmar³ych po operacji) wartoœæ predykcyjna dla powik³añ operacyjnych zwi¹zanych z koniecznoœci¹ wykonania powtórnego/ych zabiegów wynios³a +ve = 83,5%. Zebrany materia³ nie pozwoli³ jednak na dokonanie oceny wartoœci predykcyjnej dla wp³ywu wywieranego przez wykonanie zabiegu paliatywnego na zgon; g³ówn¹ przyczyn¹ by³a trudnoœæ z wyodrêbnieniem operacji zwiadowczych. Laparotomiê zwiadowcz¹ wykonano u 22 chorych, spoœród których u 7 wykazano, e przedoperacyjny ciê ki stan pacjenta by³ najprawdopodobniej przyczyn¹ zgonu. Ponadto, u 36 pacjentów po wykonaniu zabiegu zwiadowczego, oceniono, e przyczyn¹ zgonu by³a zaawansowana choroba, niemo liwa do wyleczenia metod¹ inwazyjn¹ (operacyjn¹). aden z modeli nie wykaza³ ró nicy w obliczonych wartoœciach w nag³ym trybie postêpowania, gdy systemy te koncentruj¹ siê wy³¹cznie na opisie stanu chorego. Pacjentów urazowych najtrafniej opisuj¹ skale SAPS 2, Portsmouth-POSSUM, i (ryc. 5); pacjentów z infekcjami Portsmouth-POSSUM i, a znacznie gorzej stworzony w tym celu model (ryc. 6). Chorzy obci¹ eni dodatkowo chorobami towarzysz¹cymi uzyskiwali wy sze wartoœci w skalach Portsmouth-PO- SSUM, i MPM 2 (rycina 7), pacjentów onkologicznych, oprócz, lepiej opisywa³y systemy MPM 2 i (ryc. 1). W³aœciwoœci dyskryminacyjne wszystkich skal dobrze wykazano w nag³ej niewydolnoœci kr¹ enia i zatorowoœci (rycina 11 i 12), natomiast aden z systemów nie by³ w stanie wykazaæ wiêkszego ryzyka pozabiegowego u pacjentów z chorobami uk³adu oddechowego [9] i przewlek³ymi chorobami uk³adu kr¹ enia (rycina 8 i 9). Warto nadmieniæ, e zdolnoœci dyskryminacyjne œrednich wartoœci wyliczone ze skal zastosowanych w 1-szej i 3-ciej dobie by³y dobre we wszystkich wy ej wymienionych stanach z wyj¹tkiem przewlek³ych chorób uk³adu kr¹- enia i chorób uk³adu oddechowego. Ka dy pacjent przed zabiegiem by³ oceniany przez anestezjologa wed³ug skali ASA. Œrednia oceny wed³ug ASA wynosi³a 3,74 w grupie zmar³ych i 3,2 w grupie tych, których wypisano ze szpitala (p<,1). Zestawienie œrednich wartoœci wyliczonych w siedmiu skalach (Portsmouth-POSSUM,,,,, i [ancer]) dla grup ASA pokazuje rycina 13. Za wyj¹tkiem systemów [ancer] i, prawdopodobieñstwo wyst¹- Przegl¹d Lekarski 212 / 69 / 5 189

7 nie obci¹ eni choroby uk³adu kr¹ enia 3, ,5 37,9 36,9 39,6 43,1 42,8 47,8 48,4 47,7 48,2 57,2 56,9 53,8 Rycina 8 Prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu () u pacjentów obci¹ onych chorobami uk³adu kr¹ enia i u pacjentów, u których nie stwierdzono chorób uk³adu kr¹ enia. Probability of death rate () in patients with and without circulatory system diseases. bez obj. zapalenia p³uc zapalenie p³uc œre dnia skal 1 dnia œre dnia skal 3 dnia ,7 37,9 36,6 37,2 39,3 44,1 43,2 39,2 51,1 46,6 51,4 52,2 54,5 56,1 55, ,9 54,5 Rycina 9 Prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu () u chorych z zapaleniem p³uc stwierdzonym przy przyjêciu lub podczas leczenia i u pacjentów, u których nie stwierdzono objawów zapalenia p³uc. Probability of death rate () in patients with and without pneumonia confirmed on admittance or during treatment at hospital. bez nowotworu nowotwór ,6 35,1 4,5 36,7 4,4 Rycina 1 Prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu () u chorych onkologicznych i u pozosta³ych pacjentów. Probability of death rate () in patients with oncology and non-oncology disease. 37,6 39,9 46,5 45,2 46,1 48,2 47,1 53,3 55,7 61,9 64,1 59,9 59,1 61,8 66,5 pienia zgonu wyliczone w pozosta³ych skalach wykaza³y statystycznie znamienn¹ korelacjê z przedoperacyjn¹ ocena ASA. Dyskusja Niepewnoœæ prognozowania wyniku leczenia (outcome prediction) na podstawie oceny stanu pacjenta dokonanej przy pomocy skal zwykle ma Ÿród³o w trzech elementach: a). stosowane systemy zawieraj¹ ró ne parametry okreœlaj¹ce stan chorego, czêsto nie pokrywaj¹ce siê ani pod wzglêdem merytorycznej wa noœci, ani - tzw. wagi okreœlaj¹cej znaczenie parametru w ciê koœci stanu; b). mo liwy jest brak istotnych parametrów prognostycznych w stosowanym modelu oraz c). trudnoœci w przewidywaniu potencjalnych elementów ryzyka biologicznego, które mog¹ byæ nie do wykrycia i oszacowania w okresie dokonywania obliczeñ (np. gwa³towny rozwój infekcji bakteriami beztlenowymi) [1,2,63,64]. W³¹czenie tych danych ad hoc do modelu jest niemo liwe, poniewa nowe objawy dopiero pojawiaj¹ siê wraz z up³ywem czasu; zatem braki w informacji i ci¹g³oœci zbioru danych o pacjencie uniemo liwiaj¹ dokonanie precyzyjnej, jednorazowej prognozy co do rokowania [47,48]. Skale ryzyka najczêœciej nie obejmuj¹ parametrów zwi¹zanych z samym procesem leczenia. Wyj¹tkiem jest system SOFA, o czym wspomniano wczeœniej [61]. U ytecznoœæ SOFA w prognozowaniu zgonów jest jednak dyskusyjna, niekiedy oceniona jako mniej lub bardziej wartoœciowa w porównaniu z APACHE II, albo porównywalna z MODS, pomimo istotnych ró nic strukturalnych miêdzy tymi dwoma modelami [1,18, 19]. Podobnie, porównanie starszego modelu SAPS 2 z nowym SAPS 3 [4,59] wykaza³o istotne ró nice w sposobie prognozowania chorych w oddzia³ach intensywnej terapii. Na te braki nak³adaj¹ siê postêpuj¹ce w sposób ci¹g³y zmiany w rozpoznaniu nowych i sposobach usystematyzowania poznanych ju elementów ryzyka; dodatkowo jeszcze postêp, jaki dokonuje siê w diagnostyce i leczeniu, bezpoœrednio zmienia kategoriê ( wagê ) jednego lub kilku czynników ryzyka [2,21]. Prognozowanie w oparciu o zmienn¹ liczbê z³o onych i dynamicznie zmieniaj¹cych siê parametrów jest bardzo trudnym zadaniem, g³ównie ze wzglêdu na nieprzewidywalne czynniki ryzyka, niekoniecznie jatrogennej natury. Przyk³adem niech bêdzie skala oceny trudnoœci intubacji tchawicy wg Mallampatiego i wsp [35], nie zawsze pewna w warunkach klinicznych z uwagi na jej nisk¹ swoistoœæ i czu³oœæ. Skala ta, bardzo u yteczna w warunkach codziennej praktyki lekarskiej, nie mo e jednak byæ zast¹piona znacznie lepszym, rutynowym radiologicznym badaniem obrazowym górnych dróg oddechowych, g³ównie ze wzglêdu na jego niepraktycznoœæ [27]. Podobnie przedstawia siê problem z modelami prognostycznymi. Zbyt du a liczba fa³szywie ujemnych testów niesie z sob¹ ryzyko z³ej oceny (braku klinicznej efektywnoœci), zbyt du a liczba fa³szywie pozytywnych wyników zmusza do szukania innych metod rozwi¹zania sytuacji (z uwagi na wzrost kosztów leczenia). W praktyce klinicznej preferowane s¹ modele o wysokiej czu³oœci 19 Przegl¹d Lekarski 212 / 69 / 5 K. Zaj¹c i wsp.

8 bez zatoru zator Rycina 11 Prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu () u pacjentów z zatorowoœci¹ naczyniow¹ i u pozosta³ych pacjentów. Probability of death rate () in patients with and without thrombo-pulmonary embolism. bez niewydolnoœci le w oko mo ro w ej niewydolnoœæ lewokomorowa 36,9 41,2 41, Rycina 12 Prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu () u pacjentów, u których wyst¹pi³a niewydolnoœæ lewokomorowa serca i u pozosta³ych pacjentów. Probability of death rate () in patients with and without left heart failure ASA 2 ASA 3 ASA 4 ASA 5 34,8 36,9 41,6 41,5 49,1 5,2 5, ,2 5,4 5,9 58,6 52,9 SAPS 2 6, ,9 54,9 54,1 P-PO SSU M MPM ,2 MPM C ancer œr 1dz œr 3dz Rycina 13 Zestawienie prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu () w poszczególnych grupach ASA. Collation of predicted death rate () with the ASA groups. 62,3 73,1 71,7 63,2 63,6 63,4 74, ,9 77,6 72,9 84,4 (wykrywanie wiêkszej liczby pacjentów z wysokim ryzykiem, nawet kosztem w³¹czenia do tej grupy fa³szywie pozytywnych wyników), gdy one warunkuj¹ bezpieczeñstwo; odbywa siê to jednak kosztem swoistoœci i w³aœciwej dodatniej wartoœci predykcyjnej modelu. W celu redukcji ryzyka wynikaj¹cego z zastosowania niedoskona³ych modeli prognostycznych stosuje siê wszystkie strategie minimalizuj¹ce ryzyko (m.in. implementacja standardów i wytycznych postêpowania) [28,31]. W niniejszym opracowaniu nale y zwróciæ uwagê na potencjaln¹ mo liwoœæ b³êdnej interpretacji wyniku obliczenia ilorazu szans (OR; odds ratio), czyli stosunku szansy wyst¹pienia zgonu w obu analizowanych grupach chorych. Przy p=,5 istnieje tylko 5% prawdopodobieñstwa, e zaobserwowana ró nica jest spowodowana czystym przypadkiem, a a 95%-owe prawdopodobieñstwo, e inna hipoteza ("niezerowa", czyli ró nicy nie spowodowa³ czysty przypadek) jest prawdziwa. Aby zredukowaæ rolê intuicji w analizie wyników, oblicza siê przedzia³y ufnoœci dla ró nicy miêdzy œrednimi badanego zjawiska w obu grupach. Poniewa badane grupy s¹ jedynie niewielk¹ czêœci¹ populacji, ró nica w rzeczywistoœci mo e byæ wiêksza lub mniejsza. Ró nica bêdzie wynosiæ zero, jeœli obie œrednie s¹ równe; ujemna, jeœli œrednia w drugiej grupie bêdzie wy sza od œredniej w pierwszej grupie, i dodatnia, gdy bêdzie odwrotnie. CI pozwala obliczyæ zasiêg wartoœci, które z prawdopodobieñstwem np. 95% (CI = 95%) zawieraj¹ prawdziwe zró nicowanie populacji w zakresie mierzonego parametru. W statystycznym znaczeniu, jeœli spoœród wielu badañ przeprowadzonych na tej samej populacji, w ka dym badaniu wyliczony zostanie CI 95% dla ró nicy miêdzy badanymi grupami, to ostatecznie 95% wszystkich CI bêdzie zawiera³o dok³adny punkt ró nicuj¹cy populacjê [5]. Zatem, przedzia³ ufnoœci, CI = 95%, jest tym zakresem liczb (wartoœci), w którym zawieraj¹ siê prawdziwie istotne dla badanej populacji ró nice w wartoœciach mierzonego parametru (np. ). Precyzjê obliczenia punktu ró nicuj¹cego zdarzenia / parametry okreœla szerokoœæ CI; im wê - szy zakres CI, tym bardziej celne wyznaczenie punktu (obserwator pok³ada w takim badaniu wiêksz¹ ufnoœæ). Oczywiœcie, im wiêksza grupa, tym wiêksza precyzja oznaczenia i wê szy zakres CI. Przedzia³y ufnoœci powinny znajdowaæ siê w ca³oœci (tj. oba ramiona, czyli w¹sy, dodatnie i ujemne) poza wyznaczon¹ przez oceniaj¹cego, graniczn¹ wartoœci¹ istotnej klinicznej ró nicy, po to, aby mia³y dla obserwatora znaczenie w ostatecznej ocenie; jeœli przekraczaj¹ tê wartoœæ graniczn¹, wówczas - mimo znamiennoœci statystycznej - wartoœæ kliniczna bêdzie s³absza [45,46]. St¹d, najwiêksze znaczenie w wyst¹pieniu zgonu mia³y w tym opracowaniu sepsa, powtórne operacje, choroba nowotworowa i pobyt w oddziale intensywnej terapii (rycina 4). Badania porównawcze skal prognostycznych powinny braæ pod uwagê dodatkowo jeszcze dwa problemy: przydatnoœæ kliniczn¹ mierzonych parametrów (okreœlan¹ w piœmiennictwie jako reliability), oraz wiarygodnoœæ kliniczn¹ systemu (content Przegl¹d Lekarski 212 / 69 / 5 191

9 Tabela IV Iloraz szans wyst¹pienia zgonu po zabiegu chirurgicznym dla wybranych czynników ryzyka. Odds ratio (OR) with a 95% CI (confidence interval) for death occurrence following surgery in selected risk factors. Wnioski 1. Uniwersalny system oceny stanu pacjentów pooperacyjnych nie istnieje. Wspó³czeœnie stosowane skale, choæ dzielone s¹ na trzy grupy systemowe (oceniaj¹ce ciê - koœæ stanu pacjenta (severity of illness scoring systems), prognostyczne (prognostic scoring systems) i oceniaj¹ce stopieñ nie- c zynnik ryzyka, który spowodowa³ wyst¹pienie zgonu iloraz szans (OR) 95% przedzia³ ufnoœci niewydolnoœæ lewokomorowa serca 7,56 1,81 66,96 niewydolnoœæ wielonarz¹dowa 6,8 3,9 12,64 uraz 4,53 1,31 24,1 choroba nowotworowa 4,7 2,28 7,44 pobyt w oddziale IT 2,43 1,29 4,56 powtórne operacje 2,37 1,35 4,21 stan septyczny 2,12 1,18 3,9 choroby serca,37,22,64 zapalenie p³uc,27,13,55 nag³y tryb zabiegu,17,7,36 validity) [36,38,39]. Pierwsza cecha uwzglêdnia b³¹d w pomiarze danego parametru (np. w najgorszym przypadku parametr móg³ w ogóle nie byæ zmierzony, ale uwzglêdniony w ostatecznym wyniku). Zatem im model jest mniej precyzyjny (parametry niesprecyzowane), tym powinien byæ mniej przydatny klinicznie, poniewa na ostateczny wynik du y wp³yw ma osoba wprowadzaj¹ca parametry do prognozy [52]. Druga cecha to ca³oœciowa spójnoœæ skali. Jeœli brakuje w niej wiele istotnych klinicznie elementów, wp³ywaj¹cych na ostateczny wynik leczenia (np. immunosupresja lub inna terapia przed przyjêciem do oddzia³u intensywnej terapii, czas trwania niewydolnoœci wielonarz¹dowej itp.) to wówczas system jest mniej przydatny [53]. Z drugiej jednak strony, wprowadzenie zbyt wielu czynników ryzyka w metodzie regresji logistycznej (wstêpna kalkulacja przed powstaniem ka dego modelu), prowadzi do zredukowania wiarygodnoœci modelu, bo nadmierna liczba nie bêdzie korelowaæ statystycznie, lecz jedynie przypadkowo, z ostatecznym wynikiem (zgonem) [54,55]. Sugeruje siê, e dopóki potencjalny czynnik ryzyka nie spowoduje przynajmniej 1-ciu zdarzeñ (zgonów / prze yæ), nie ma sensu wprowadzaæ metody regresji logistycznej do oceny jego wp³ywu na zdarzenie [41,43]. W oparciu o wy ej przeprowadzone rozwa ania, wiele oœrodków stosuje znacznie prostsze systemy. Przyk³adami mo e byæ model SMS (Surgical Mortality Score) oparty na szacowaniu ilorazu szans wynikaj¹cego z wzoru zawieraj¹cego takie elementy ryzyka jak: wiek, p³eæ, rodzaj zabiegu, tryb operacji [pilny lub planowy], godziny rozpoczêcia i czasu trwania zabiegu. Skala ta dzieli pacjentów na 5 grup ryzyka; dwie ostatnie cechuje zawy ona œmiertelnoœæ (grupa czwarta 17-2,5 punktów = 8,8% œmiertelnoœæ, grupa pi¹ta > 21 punktów = 25,1% œmiertelnoœæ) [23]. D³ugoterminowe prognostyczne badania pacjentów leczonych w oddzia³ach intensywnej terapii po operacjach brzusznych wskazuj¹ e, spoœród 79%, którzy prze yli leczenie w oddziale intensywnej terapii i 67% wypisanych po hospitalizacji do domu, 37% populacji prze y³o > 2 lata (z czego ponad po³owa wróci³a do czynnego ycia). Czynnikami maj¹cymi wp³yw na ponad dwuletnie prze ycie po pobycie w oddziale intensywnej terapii by³y: brak chorób towarzysz¹cych, brak choroby nowotworowej oraz ni - sze wskaÿniki w skalach SAPS 2 i SOFA [56]. Prospektywne badanie pacjentów urazowych wykaza³o 17% œmiertelnoœæ ogóln¹ i 14% w oddzia³ach intensywnej terapii, oraz 78% prze ycie d³ugoterminowe (1 do 7 lat po wypisaniu ze szpitala). G³ównymi czynnikami ryzyka okaza³y siê uraz g³owy, wiek > 5 lat oraz wysokie w skalach SAPS 2 i SOFA [57]. Niektórzy autorzy wskazuj¹ na niedogodnoœci w praktycznym zastosowaniu wspomnianych ogólnych modeli prognostycznych, spowodowanych wykonywaniem koniecznych testów laboratoryjnych w sytuacji zagro enia ycia [11]. W specyficznych sytuacjach korzystniejszy u ytek mo na otrzymaæ z mniej znanych skal jak Glasgow Aneurysm Score z 1994 r. lub Hardman Index z 1996 r w przypadku pêkniêtego têtniaka aorty [24, 32, 5, 51], Boey Score z 1987 r. u pacjentów z perforowanym wrzodem górnego odcinka przewodu pokarmowego [3,8], Pancreatitis Outcome Prediction Score z 27 r., gdy konieczne jest prognozowanie przebiegu ostrego zapalenia trzustki [25], albo Fitness Score z 1987 r. [42] lub Reiss Index z 1992 r w okresie przedoperacyjnym u pacjentów przewidzianych do laparotomii [26,49]. Te skale maj¹ jednak zastosowanie w specyficznych sytuacjach, st¹d ich wartoœæ porównawcza jest znikoma [37]. Utworzenie prostego wczesnego systemu ostrzegania [13], zawieraj¹cego elementy skali prognostycznej opisali Duckitt i wsp.; jako zmienne niezale ne do modelu wielowymiarowej regresji logistycznej w³¹czyli wiek, czêstoœæ oddechów, têtno, skurczowe ciœnienie têtnicze krwi, temperaturê, saturacjê hemoglobiny i stan przytomnoœci [16] Worthing Physiological Scoring System (Worthing PSS), mimo ubogiej listy parametrów, wykaza³ wed³ug autorów du ¹ zdolnoœæ prognostyczn¹ (np. w przewidywaniu zgonów), porównywaln¹ ze skal¹ APACHE 2. Nowe modele prognostyczne jednak, mimo efektywnych porównañ dokonywanych ad hoc, zwykle nie posiadaj¹ wiarygodnie udokumentowanej czu³oœci i swoistoœci, wartoœci odciêcia (cut-off values) obrazuj¹cych ca³oœæ populacji poddanej ryzyku, (czyli mianownik w u³amku obrazuj¹cym œmiertelnoœæ) oraz punktów odciêcia (cut-off points) wyra aj¹cych wartoœci mierzonego parametru aktywuj¹ce system prognostyczny. Dopiero wówczas, wykonanie powtórnej walidacji na ró nych grupach chorych powoduje, e model staje siê powszechnie stosowany (58). Wieloœæ systemów prognostycznych nie jest równoznaczna z ich precyzj¹ i zdolnoœci¹ przewidywania rozwoju wypadków. Omawiane w niniejszej pracy skale s¹ systemami skorygowanymi, czyli tak skonstruowanymi, aby mog³y uwzglêdniæ ró nice w czynnikach ryzyka (risk adjustment) wœród wielu populacji pacjentów leczonych w oddzia³ach intensywnej terapii z powodu z³o onych (case-mix) stanów patologicznych [6]. Innymi s³owy, oszacowane ryzyko po matematycznym przetworzeniu w liczbê okreœlaj¹c¹ prawdopodobieñstwo wyst¹pienia zgonu (), po kilkuletnich lub (lepiej) wieloletnich analizach porównawczych miêdzy ró nymi jednostkami (szpitalami, oddzia³ami) lecz¹cymi podobne przypadki (najczêœciej case-mix) zostaje przedstawione jako œmiertelnoœæ standaryzowana (standardized mortality) [61]. St¹d prosty wniosek: ka dy oddzia³, który przedstawi ni sz¹ od standaryzowanej œmiertelnoœæ, bêdzie lepszy od pozosta³ych. To za³o enie ma jednak kilka uwarunkowañ; ograniczenia wynikaj¹ z czterech Ÿróde³: a) zale nych od pacjentów, poniewa z up³ywem czasu zmienia siê ogólna charakterystyka chorych; b) zale nych od samego modelu prognostycznego, poniewa z biegiem lat zmienia siê system diagnostyczno-monitoruj¹cy i pewnych parametrów bêdzie brakowaæ; c) zale nych od szacuj¹cego ryzyko lekarza, gdy mo e pope³niaæ ró nego rodzaju b³êdy podczas zbierania danych; oraz d). zale nych od wczeœniejszego leczenia pacjenta w innym oddziale, np. w tzw. high dependency unit [7,9,15]. Czêœæ tych elementów wp³ywa na ostateczny wynik leczenia, najczêœciej zmieniaj¹c œmiertelnoœæ obserwowan¹ w stosunku do prognozowanej (np. poprzez nie uwzglêdnienie brakuj¹cych parametrów koniecznych do obliczenia wed³ug danej skali lub przyjmowanie do oddzia³u intensywnej terapii podleczonych wczeœniej pacjentów) [62]. Niniejsza praca wykaza³a, e zastosowanie u tych samych pacjentów kilku skal oceny powoduje du e rozbie noœci w prognozie. Poniewa systemy zawieraj¹ ró norodne parametry okreœlaj¹ce stan chorego, dodatkowo o zró nicowanej wadze obrazuj¹cej ciê koœæ zmian patologicznych, dlatego próbowano wyjaœniæ, czy œrednia wartoœæ prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu, wyliczona z tych e skal jest najbardziej obiektywnym wskaÿnikiem. Wydaje siê, e przy ³atwoœci dokonywania obliczeñ, kalkulacja œredniej wartoœci jest godna polecenia. 192 Przegl¹d Lekarski 212 / 69 / 5 K. Zaj¹c i wsp.

10 wydolnoœci wielonarz¹dowej (organ dysfunction scoring systems), umo liwiaj¹ matematyczn¹ kalkulacjê prawdopodobieñstwa wyst¹pienia zgonu,, zatem maja cechê prognostyczn¹. 2. Wartoœci wyliczone z ka dej skal s¹ niespójne; œrednia wartoœæ wyliczona z kilku skal najlepiej ocenia stan chorego i jego rokowanie. 3. Najwa niejszymi czynnikami ryzyka okaza³y siê: sepsa, powtórne operacje, pobyt w oddziale intensywnej terapii i choroba nowotworowa. Piœmiennictwo 1. Akhtar J.I.: Prognostic models: Are these models health fortune-telling tools? Crit. Care Med. 21, 38, Annett J.: Subjective rating scales: science or art? Ergonomics 22, 45, Anwar M.A., D'Souza F., Coulter. et al.: Outcome of acutely perforated colorectal cancers: Experience of a single district general hospital. Surg. Oncol. 26, 15, ASA. New Classification of Physical Status. Anesthesiology 1963, 24, Asai T.: Confidence in statistical analysis (editorial). Br. J. Anaesthesia 22, 89, Bion J.F., Abrusci T., Hibbert P.: Human factors in the management of the critically ill patient. Brit. J. Anaesth. 21, 15, Bishop M.J., Souders J.E., Peterson C.M. et al.: Factors associated with unanticipated day of surgery deaths in Department of Veterans Affairs Hospitals. Anesth. Analg. 28,17, Boey J., Choi S.K.Y., Alagaratnam T.T., Poon A.: Risk stratification in perforated duodenal ulcers. Ann. Surg. 1987, 25, Boots R..J, Lipman J., Bellomo R. et al.: Disease Risk and Mortality Prediction in Intensive Care Patients with Pneumonia. Australian and New Zealand Practice in Intensive Care (ANZPIC II) Anaesthesia Intensive Care 24, 33, Bouch D.C., Thompson J.P.: Severity scoring systems in the critically ill. Continuing Education in Anaesthesia, Critical Care & Pain 28, 5, Charlson M.E., Pompei P., Ales K.L., MacKenzie C.R.: A method of classifying prognostic comorbidity in longitudinal studies: development and validation. J. Chron. Dis. 1987, 4, Copeland G.P., Jones D., Walters M.: POSSUM: a scoring system for surgical audit. Br. J. Surg. 1991, 78, Cuthbertson B.H., Smith G.B.: A warning on earlywarning scores! (editorial). Br. J. Anaesth. 27, 98, Dellinger R.P., Levy M.M., Carlet J.M. et al.: Surviving Sepsis Campaign: International guidelines for management of severe sepsis and septic shock: 28. Intensive Care Med. 28, 34, den Boer S., de Keizer N.F., de Jonge E.: Performance of prognostic models in critically ill cancer patients - a review. Crit. Care 25, 9, R Duckitt R.W., Buxton-Thomas R., Walker J. et al.: Worthing physiological scoring system: derivation and validation of a physiological early-warning system for medical admissions. An observational, population-based single-centre study. Brit. J. Anaest. 27, 98, Fagon J.Y., Chastre J., Novara A. et al.: Characterization of intensive care unit patients using a model based on the presence or absence of organ dysfunctions and/or infection: the model. Int. Care Med. 1993, 19, Fleisher L.A.: Improving Perioperative Outcomes: My Journey into Risk, Patient Preferences, Guidelines and Performance Measures. Anesthesiology 21, 11, Gayat E., Pirracchio R., Resche-Rigon M. et al.: Propensity scores in intensive care and anaesthesiology literature: a systematic review. Intensive Care Med. 21, 36, Grocott M.P.W., Pearse R.M.: Prognostic studies in perioperative risk: robust methodology is needed. Editorial. Brit. J. Anaesth. 21, 15, Grocott M.P.W.: Monitoring surgical outcomes: How and why? Curr. Anaesth. & Crit. Care 21, 21, Groeger J.S., Lemeshow S., Price K. et al.: Multicenter outcome study of cancer patients admitted to the intensive care unit: a probability of mortality model. J. Clin. Oncol. 1998, 16, Hadjianastassiou V.G., Tekkis P.P., Poloniecki J.D. et al.: Surgical Mortality Score: risk management tool for auditing surgical performance. World J. Surg. 24, 28, Hardman D.T.A., Fisher C.M., Patel M.I. et al.: Ruptured abdominal aortic aneurysms: who should be offered surgery? J. Vasc. Surg. 1996, 23, Harrison D.A., D'Amico G., Singer M.: The Pancreatitis Outcome Prediction (POP) Score: A new prognostic index for patients with severe acute pancreatitis. Crit. Care Med. 27, 35, Hightower C.E., Riedel B.J., Feig B.W. et al.: A pilot study evaluating predictors of postoperative outcomes after major abdominal surgery: physiological capacity compared with the ASA physical status classification system. Brit. J. Anaesth. 21, 14, Hung O., Mills J.: Predictions and clinical decisions: a fine balance. Can. J. Anesth. 2, 47, Jokinen J.J.: Why do we have to predict mortality rates? Editorial. Acta Anesthesiol. Scand. 211, 55, Le Gall J.R., Lemeshow S., Saulnier F.: A new simplified acute physiology score (SAPS II) based on a European / North American multicentre study. JAMA 1993, 27, Le Gall J.R., Klar J., Lemeshow S. et al.: The Logistic Organ Dysfunction System. A New Way to Assess Organ Dysfunction in the Intensive Care Unit. JAMA 1996, 276, Le Gall J.R.: The use of severity scores in the intensive care unit. Intensive Care Med. 25, 31, Leo E., Biancari F., Nesi F. et al.: Risk-scoring methods in predicting the immediate outcome after emergency open repair of ruptured abdominal aortic aneurysm. Am. J. Surg. 26, 192, Lemeshow S., Teres D., Klar J. et al.: Mortality probability models (MPM II) based on an international cohort of intensive care patients. JAMA 1993, 27, Mak P.H.K., Campbell R.C.H., Irwin M.G.: The ASA Physical Status Classification: Inter-observer Consistency. Anaesth. Int. Care 22, 3, Mallampati S.R., Gatt S.P., Gugino L.D. et al.: A clinical sign to predict difficult tracheal intubation: a prospective study. Can Anaesth Soc J 1985, 32, Mantz J., Dahmani S., Paugam-Burtz C.: Outcomes in perioperative care. Curr. Opin. Anaesthesiol. 21, 23, McDermid R.C., Bagshaw S.M.: ICU and critical care outreach for the elderly. Best Practice & Research Clinical Anesthesiology 211, 25, Moreno R., Morais P.: Outcome prediction in intensive care: Results of a prospective, multicentre, Portuguese study. Int. Care Med. 1997, 23, Moreno R.P., Metnitz G.H.: Severity Scoring Systems: Tools for the Evaluation of Patients and Intensive Care Units [in:] Parillo J.E., Dellinger R.P. (ed): Critical Care Medicine. Principles of Diagnosis and Management in the Adult. 3rd ed Mosby Elsevier Philadelphia 28, Moreno R.P., Metnitz P.G., Almeida E. et al.: SAPS 3. From evaluation of the patient to evaluation of the intensive care unit. Part 2: Development of a prognostic model for hospital mortality at ICU admission. Intensive Care Med. 25, 31, Pace N.L., Eberhart L.H.J., Kranie P.R.: Quantifying prognosis with risk predictions. Eur. J. Anaesthesiol. 212, 29, Playforth M.J., Smith G.M.R., Evans M., Pollock A.V.: Pre-operative assessment of fitness score. Brit. J. Surg. 1987, 74, Polderman K.H., Metnitz P.G.H.: Using risk adjustment systems in the ICU: avoid scoring an "own goal" (editorial). Intensive Care Med. 25, 31, Prytherch D.R., Whiteley M.S., Higgins B. et al.: POSSUM and Portsmouth POSSUM for predicting mortality. Br. J. Surg. 1998, 85, Raftery S.: Confidence intervals. Curr. Anaesth. Crit. Care 1999, 1, Raftery S.: Evaluating risks for unlikely events. Current Anaesthesia & Critical Care 22, 12, Ridley S.: Severity of illness scoring systems and performance appraisal. Anaesthesia 1998, 53, Ridley S.A.: Uncertainty and scoring systems. Anaesthesia 22, 57, Rix T.E., Bates T.: Pre-operative risk scores for the prediction of outcome in elderly people who require emergency surgery. World J. Emerg. Surg. 27, 2, Samy A.K., Murray G., MacBain G.: Glasgow aneurysm score. Cardiovasc. Surg. 1994, 2, Samy A.K., Murray G., MacBain G.: Prospective evaluation of the Glasgow Aneurysm Score. J. College Surg. Edinburgh 1996, 41, Schellongowski P., Benesch M., Lang T. et al.: Comparison of three severity scores for critically ill cancer patients. Intens. Care Med. 24, 3, Scholz N., Baesler K., Saur P. et al.: Outcome prediction in critical care: physicians' prognoses vs. scoring systems. Europ. J. Anaesthesiol. 24, 21, Sessler D.L., Sigl J.C., Manberg P.J. et al.: Broadly applicable risk stratification system for predicting duration of hospitalization and mortality. Anesthesiology 21, 113, Sinuff T., Adhikari N.K.J., Cook D.J. et al.: Mortality predictions in the intensive care unit: Comparing physicians with scoring systems. Crit. Care Med. 26, 34, Soares M., Fontes F., Dantas J. et al.: Performance of six severity-of-illness scores in cancer patients requiring admission to the intensive care unit: a prospective observational study. Crit. Care 24, 8, R Story D.A., Leslie K., Myles P.S. et al.: Complications and mortality in older surgical patients an Australia and New Zealand (the REASON study): a multicentre, prospective, observational study. Anaesthesia 21, 65, Story D.A.: Postoperative mortality and complications. Best Practice & Research Clinical Anesth. 211, 25, Strand K., Strand L.I., Flaatten H.: The interrater reliability of SAPS II and SAPS 3. Intensive Care Med. 21, 36, Timsit J.F., Fosse J.P., Troche G. et al.: Accuracy of a composite score using daily SAPS II and LOD scores for predicting hospital mortality in ICU patients hospitalized for more than 72 h. Int. Care Med. 21, 27, Vincent J.L., Moreno R., Takala J. et al.: The SOFA (Sepsis-related Organ Failure Assessment) score to describe organ dysfunction/failure. On behalf of the Working Group on Sepsis-related Problems of the European Society of Intensive Care Medicine. Int. Care Med. 1996, 22, Winters B.D., Eberlein M., Leung J. et al.: Longterm mortality and quality of life in sepsis: A systematic review. Crit. Care Med. 21, 38, Williams T.A., Ho K.M., Dobb G.J. et al.: Effect of length of stay in intensive care unit on hospital and long-term mortality of critically ill adult patients. Brit. J. Anaesth. 21, 14, Zaj¹c K., Zaj¹c M.: Zapewnienie bezpieczeñstwa anestezjologicznego podczas operacji. Ogólnopolski Przegl¹d Medyczny 211, 8, 32. Przegl¹d Lekarski 212 / 69 / 5 193