Vaikean hengitysteiden hallinnan kokeilu: "DIFFICAIR-koe" (DIFFICAIR)

Koko kokeiluprotokolla on julkaistu julkaisussa Trials (2013) Volume: 14, Issue: 1, Sivut: 347 ISSN: 1745-6215 DOI: 10.1186/1745-6215-14-347 PubMed: 24152537 http://wwwurnal.com.com /content/14/1/347/abstract

Yksityiskohtainen tilastollinen analyysisuunnitelma vaikeaa hengitysteiden hallintaa (DIFFICAIR) varten:

Johdanto Vaikea hengitysteiden hallintatutkimus (DIFFICAIR) on ositettu, rinnakkainen ryhmä-, klusteri- (klusteri = osasto) satunnaistettu ja monikeskustutkimus, johon osallistuu 28 anestesian osastoa Tanskassa. DIFFICAIR-tutkimuksessa verrataan kahden preoperatiivisen hengitysteiden arviointiohjelman vaikutusta odottamattomien vaikeiden hengitysteiden hallinnan esiintymistiheyteen.

Vaikean hengitysteiden hallinnan ennustaminen on edelleen keskeinen haaste anestesian alalla. Vaikea henkitorven intubaatio ja vaikea maskiventilaatio voivat aiheuttaa vakavia potilaskomplikaatioita [1-6]. Kohdistamalla kokenutta henkilökuntaa ja tarvittavia laitteita vaikean hengitysteiden hallinnan parempi ennustaminen voi vähentää komplikaatioita ja siten niihin liittyviä sairastuvuutta ja kuolleisuutta. Ei ole olemassa yhtä ainoaa ennustajaa, joka olisi riittävän validi vaikean henkitorven intubaation ennustamiseen[7-12]. Useat tutkimukset osoittavat kuitenkin, että yhdistämällä useita vaikean henkitorven intubaation ennustajia arvioinnin positiivinen ja negatiivinen ennustearvo kasvaa[12]. Tanskassa ja kansainvälisesti ei ole selkeää suositusta hengitysteiden arvioinnin suorittamisesta. Näin ollen hengitysteiden arviointi Tanskassa perustuu yksinomaan yksittäisen anestesialääkärin preoperatiiviseen kliiniseen arvioon. On huonosti dokumentoitu, kuinka tarkasti tämä preoperatiivinen kliininen arviointi ennustaa todelliset hengitysteiden hallintaolosuhteet.

"Simplified Airway Risk Index" (SARI)[13] perustuu El-Ganzourin ja kollegoiden kuvaamaan monimuuttujamalliin hengitysteiden arvioimiseksi, mikä mahdollistaa vaikean suoran laryngoskopian todennäköisyyden arvioinnin. SARI sisältää seitsemän yksittäistä ennustajaa vaikealle suoralle laryngoskopialle, joista jokaiselle annetaan painotettu pistemäärä 0-1 tai 0-2. SARI-pistemäärän > 3 yhteenvetoarvo osoittaa, että tuleva suora laryngoskoopia on vaikeaa. Ei tiedetä, ennustaako SARI-pistemäärä vaikeaa intubaatiota paremmin vai huonommin kuin kliininen arviointi. Tämän tutkimuksen perusteena oli verrata SARI:n vaikutusta määrittelemättömään kliiniseen hengitysteiden arviointiin odottamattomien vaikeiden hengitysteiden hallinnan esiintymistiheyteen.

Kohderyhmä oli aikuispotilaat, joille tehtiin anestesia. 28 anestesian osastoa satunnaistettiin yhteen kahdesta ryhmästä. Interventioosastot käyttivät SARI-pisteitä ennen leikkausta hengitysteiden arvioinnissa. Interventioryhmä arvioi lisäksi vaikean maskin ventilaation riskitekijöitä Kheterpalin ja kollegoiden kuvailemalla [14-16]. Kontrolliryhmän osastot jatkoivat normaalia ennen leikkausta hengitysteiden arviointia. Kaikki tiedot rekisteröitiin DAD:iin. Yksityiskohtaisempi tutkimusprotokolla, jossa kuvataan taustaa, suunnittelua ja perusteita, on julkaistu TRIALSissa[17].

Jotta voidaan estää tulosraportoinnin harha ja datalähtöiseen analyysiin perustuvia tuloksia, on yhä enemmän rohkaistava julkaisemaan prospektiivinen kokeiluprotokolla [18, 19]. Sama väite pätee tilastollisen analyysisuunnitelman tulevaan julkaisemiseen. Vastaavasti kansainvälisessä hyvän kliinisen käytännön harmonisointikonferenssissa (GCP) suositellaan, että kliiniset tutkimukset analysoidaan ennalta määritellyn suunnitelman mukaisesti[19].

Tämä analyysisuunnitelma on kirjoitettu, kun DIFFICAIR-tutkimuksen tiedonkeruu oli vielä kesken eikä koetietoja ollut saatavilla. Pääjulkaisun data-analyysi tapahtuu tämän suunnitelman mukaisesti. DIFFICAIR-ohjauskomitea hyväksyi tilastollisen analyysin 29.12.2013. Viimeinen tiedonkeruupäivä oli 31.12.2013. Asianomaisille osastoille annettiin yksi lisäkuukausi varmistaakseen kaikkien potilaiden rekisteröinnin Tanskan anestesiatietokantaan. 31.1.2014 tietokanta lukittiin ja tiedot poimittiin. Tilastollinen analyysisuunnitelma julkaistiin osoitteessa www.clinicaltrials.gov ennen viimeistä tiedonsyöttöä ja ennen tietojen poimimista ja tiedonhallinnan aloittamista.

DIFFICAIR-kokeiluprotokolla on kirjoitettu SPIRIT-ohjeiden mukaisesti ja se on ollut julkinen osoitteessa www.dufficair.com kokeen alusta lähtien ja on rekisteröity osoitteessa www.clinicaltrials.gov (NCT01718561). Tanskan anestesiatietokanta ja Danish Society of Anesthesiology and Intensive Care Medicine (DASAIM) tukivat tutkimusta.

Oikeudenkäynti suoritetaan Helsingin julistuksen mukaisesti. Kööpenhaminan läänin tieteellinen eettinen komitea on ilmoittanut, että sitä pidetään laadunvarmistusprojektina, eikä sitä siksi pitäisi raportoida komiteajärjestelmään (lehti nro: H-3-2012-FSP2). Kokeilun on hyväksynyt Tanskan tietosuojavirasto (J.No.: 2007-58-0015/HIH-2011-10, I-Suite nro: 02079)

Tavoite DIFFICAIR-tutkimuksen ensisijainen tavoite on verrata systemaattisen hengitysteiden arvioinnin käytön vaikutusta tavalliseen kliiniseen hengitystiearviointiin odottamattomien vaikeiden hengitysteiden hallinnan esiintymistiheyteen. Molemmat on rekisteröity tietokantaan. Ensisijainen nollahypoteesi on • Odottamattomien vaikeiden intubaatioiden osuudessa ei ole eroa, kun leikkausta edeltävä hengitystiearvio perustuu SARI-pisteisiin verrattuna yksittäisen anestesiologin arvioon perustuvaan ennen leikkausta suoritettuun hengitysteiden arviointiin.

Vaihtoehtoinen hypoteesi on

• Systemaattisen SARI-hengitystiearvioinnin käyttö, SARI:n ja vaikean maskihengityksen riskitekijöiden rekisteröinti sekä jatkuva koulutus hengitysteiden arvioinnissa vähentävät vaikean intuboinnin suhteellista riskiä 30 %, mikä vastaa 180 potilaan NNT:tä.

Menetelmät Satunnaistaminen ja otoskoko Otoskokolaskelmamme perustui ositteluun ja klusterin satunnaistettuun suunnitteluun [20, 21]. Koska tutkimuksen ensisijaisesta tulosmittauksesta ei ole aiempia tietueita, "odottamaton vaikea intubaatio", perustutkimus tehtiin Tanskan anestesiatietokannan (DAD) tietojen perusteella. 30 %:n suhteellisen riskin pienenemisen hylkäämiseksi tai havaitsemiseksi odottamattoman vaikean intuboinnin osuuksissa interventioryhmän ja kontrolliryhmän välillä tarvittiin noin 30 osastoa 15 kuukauden aikana. Laskelmat perustuivat tyypin 1 virheen maksimiriskiin 5 % ja tyypin 2 virheen maksimiriskiin 20 % (80 % teho).

Mukana oli yhteensä 28 osastoa ja satunnaistettiin 1:1 tietokoneella luodun listan avulla. Otoskoon laskenta perustui 1 611 potilaan keskimääräiseen klusterin kokoon. Arvioimme DIFFICAIR-tutkimuksen keskimääräiseksi klusterin koon noin 2 500 potilaaksi, jolloin tutkimusjakson aikana oli yhteensä 70 000 potilasta. Parannettu otoskoko mahdollistaa klustereiden mahdollisesti pienen menetyksen teholaskennan mukaan, 30:stä mahdollisesti 26:een. Otoskokoarviomme saattaa olla luonteeltaan konservatiivinen, ja se vaatii enemmän klustereita kuin on tarpeen[22].

Populaatiot DIFFICAIR-tutkimus keskittyy kahteen olennaiseen hengitysteiden hallinnan osa-alueeseen eli henkitorven intubaatioon suoralla laryngoskopialla ja maskiventilaatioon. Tämä tilastollinen analyysisuunnitelma käsittelee henkitorven intubaatiota koskevien tietojen analysointia. Vaikean maskin ventilaation ennustamista koskeva data-analyysi käsitellään vastaavalla tavalla, mutta sitä ei käsitellä enempää tässä asiakirjassa.

DIFFICAIR-tutkimuksen vaikean intubaation ennustamista koskeva osa käsittää kaksi populaatiota; 1) potilaat, joita yritettiin ensisijaisesti intuboida suoralla laryngoskopialla; 2) potilaat, joita yritettiin ensisijaisesti intuboida suoralla laryngoskopialla (populaatio 1), sekä potilaat, joiden intuboinnin uskottiin olevan vaikeaa ja jotka on siksi suunniteltu ja intuboitu edistyneellä menetelmällä (esim. videolaryngoskooppinen tai valokuituintubaatio).

Populaatioiden 1 ja 2 tulokset esitetään yhdessä julkaisussa. Tietojen laajuudesta johtuen DIFFICAIR-tutkimuksen tietoja esitteleviä julkaisuja tulee myöhemmin, mutta data-analyysin jatkokehitys ylittää tämän artikkelin sisältökehyksen.

Muuttujien säätö- ja osiointi Jokainen klusteri (osasto) satunnaistettiin kontrolli- tai interventioryhmään, jolloin tästä tuli interventioryhmän indikaattori. Kokeilupaikka voi selittää interventioiden lisäheterogeenisyyden, ja sitä käytetään interventiovaikutuksen analyysissä säätämiseen. Lisäksi ositusmuuttujaa, joka ryhmitteli osastot sen mukaan, oliko odottamattoman vaikean intubaation osuus lähtötilanteessa ≥ vai < 2 %, käytetään oikaisemiseen ositettujen kokeiden analyysin viimeaikaisten todisteiden lisääntyneestä tehosta[21].

Oletetut hämmentävät kovariaatit Määrittelemme iän; sukupuoli; ASA-luokitus; kiireellinen/vapaaehtoinen menettely; painoindeksi (BMI); ja neuromuskulaaristen salpaavien aineiden käyttö yhteismuuttujina, jotka ovat mahdollisia sekaannuksia, mikä edellyttää ensisijaisen tuloksen mukautettuja analyysejä ja ennalta määriteltyjä alaryhmäanalyysejä.

Ensisijaiset tulokset

Ensisijaiset tulosmittaukset ovat:

1. Osuus odottamattomista vaikeista intubaatioista = kaikki intubaatiot, joissa on odottamattomia vaikeuksia [väärä negatiivinen] / kaikki potilaat, jotka ensisijaisesti (yritetään) intuboida suoralla laryngoskopialla
2. Osuus odottamattomista helpoista intubaatioista = kaikki intubaatiot, joiden ennakoidut vaikeudet olivat helppoja [väärä positiivinen] / kaikki potilaat, jotka ensisijaisesti (yritettiin) intuboida suoralla laryngoskopialla

2. Kaksi ensisijaista lopputulosta ovat yhteydessä toisiinsa, ja samanaikaisesti alhaiset fraktiot ovat toivottavia vaikean intubaation optimaalisen ennustamisen kannalta.

Toissijaiset tulokset

1. 48 tunnin kuolleisuus
2. 30 päivän kuolleisuus
3. Fraktio = ennakoidut vaikeat intubaatiot, jotka on suunniteltu ja intuboitu edistyneellä menetelmällä / kaikki potilaat (yritettiin) intuboida.
4. Murto-osa = odottamattomat vaikeat intubaatiot [väärä negatiivinen] / kaikki vaikeat intubaatiot ([väärä negatiivinen] + [tosi positiivinen])
5. Herkkyys
6. Spesifisyys
7. Positiivinen ennustearvo
8. Negatiivinen ennustearvo
9. Positiivinen todennäköisyyssuhde = (herkkyys / (1-spesifisyys))
10. Negatiivinen todennäköisyyssuhde = ((1-herkkyys) / spesifisyys)
11. Vastaanottimen toimintaominaisuus (ROC) -käyrä. Graafinen esitys herkkyydestä (1-spesifisyyden) funktiona.

Tulokset 5-11 mitataan vaikean intuboinnin ennustamiseksi molemmissa interventioryhmissä.

Tietopisteet Perustason kovariaatit

Yksilötaso:

1. seksiä
2. Ikä
3. Korkeus
4. Paino
5. BMI
6. American Society of Anesthesiologists (ASA) -luokitus
7. Neuromuskulaaristen salpaavien aineiden käyttö
8. Sairaalan yksikkö
9. Alue
10. Odotettu vaikea henkitorven intubaatio
11. Odotettu vaikea maskin tuuletus
12. Suunniteltu hengitystie
13. Prioriteetti; Akuutti/valinnainen
14. Kirurgisten toimenpiteiden koodit
15. Intubaatiopisteet
16. Maskin ventilaatiopisteet

Interventiokovariaatit

1. Suun avaaminen
2. Kilpirauhasen henkinen etäisyys
3. Muokattu Mallampati-luokitus
4. Leuan ulkonema
5. Kaulan liikkuvuus
6. Aiempi vaikea hengitysteiden hallinta
7. Valmiiden riskitekijöiden lukumäärä
8. Laskettu SARI-pistemäärä
9. Dikotomisoitu SARI-pistemäärä (< tai ≥ 4)
10. Kuorsaus
11. Uniapnea
12. Parran esiintyminen
13. Säteilyn aiheuttamat muutokset niskassa

Klusteritason yhteenvedot

1. Keskimääräinen klusterin koko
2. Intuboitujen potilaiden keskimääräinen lukumäärä
3. Osa yksityisistä sairaaloista
4. Keskimääräinen osa odottamattomasta vaikeasta intubaatiosta
5. Ikä
6. BMI
7. ASA-luokitus

Vaikean intuboinnin määritelmä DAD:ssa intubaatiopistemäärä ohjelmoidaan intubaatioyritysten lukumäärän ja laitteiden käytön perusteella.

1. Enintään kaksi intubaatioyritystä - Vain suoralla laryngoskopialla
2. Enintään kaksi intubaatioyritystä, joissa käytetään muita intubaatiolaitteita tai apulaitteita suoraa laryngoskopiaa varten (esim. videolaryngoskooppi)
3. Kolme intubaatioyritystä tai enemmän - Intubaatiotavasta riippumatta
4. Intubaatio epäonnistui yrityksistä huolimatta

Henkitorven intubaatio suoralla laryngoskopialla on ennalta määritelty DAD:ssa ongelmattomaksi arvolla = 1 ja vaikeaksi arvolla ≥ 2. Ensisijaisissa analyyseissämme ja näytekoon laskennassa käytämme samaa määritelmää kuin DAD:ssa.

Yleiset analyysiperiaatteet

1. Ellei toisin mainita, kaikissa pääanalyyseissä verrataan kahta interventioryhmää käyttämällä ITT:tä [23].
2. Oikean tyypin 1 virhesuhteen varmistamiseksi kaikissa pääanalyysissä otetaan huomioon kokeen klusteroitu suunnittelu ja ositusmuuttuja [24-26]. Analyysit perustuvat yksittäisten potilastason tietoihin, mutta potilaiden klusterointi ja kerrostusmuuttuja otetaan huomioon sekavaikutusmallissa.
3. Kaikissa analyyseissä korkeintaan 5 % (kaksipuolinen) tyypin 1 virhe katsotaan tilastollisesti merkitseväksi, ellei toisin mainita
4. Pääanalyysit tehdään klusteri- ja ositusmuuttujien mukaan oikaistun ITT:n mukaan. Herkkyysanalyysit suoritetaan säädettynä ja säätämättä aiemmin lueteltujen mahdollisten hämmentäviä kovariaatteja varten. Keskustelemme, eroavatko tulokset pääanalyyseistä. Kokeen johtopäätös perustuu ensisijaisiin analyyseihin.
5. Vuorovaikutustestiä sovelletaan alaryhmäanalyyseihin.
6. Riskit raportoidaan suhteellisina riskeinä. Kun suhteelliset riskit lasketaan kerroinsuhteista 95 %:n luottamusvälillä (CI), se tehdään Zhang et Yun[27] mukaan.
7. Puuttuville tiedoille, joiden osuus ylittää 5 %, ja tilastollisesti merkitsevällä Littlen testillä, joka osoittaa, että puuttuvat tiedot eivät ole täysin satunnainen otos kokonaistiedoista, pisteestimaatit 95 % CI:llä lasketaan käyttämällä pahimman/parhaan tapauksen skenaariota. puuttuvien arvojen laskeminen. Jos pahimman/parhaan skenaarion imputointi edellyttää erilaisia ​​johtopäätöksiä, puuttuville arvoille suoritetaan useita imputointeja olettaen, että ne puuttuvat satunnaisesti[28]. Myös mukauttamattomia ja täydellisiä tapausanalyysejä esitetään.
8. Välttääksemme hylkäämästä todellista nollahypoteesia käsittelemme monikertaisuuden ongelmaa Bonferronin oikaisuilla toissijaisissa tulosmittauksissa. Jos korjaamattomat analyysit ovat merkityksettömiä (P>0,05), Bonferroni-korjauksia ei sovelleta. Jos oikaisu muuttaa korjaamattoman merkittävän P-arvon ei-merkittäviksi P-arvoksi, tästä keskustellaan.
9. Täydellisen objektiivisuuden varmistamiseksi tilastotieteilijä sokennetaan interventioryhmälle ensisijaisessa tulosanalyysissä. Tiedonkeruun jälkeen kolmannen osapuolen tietovastaava luo täydellisen tietojoukon, jossa on sokkokoodattu interventioryhmät ja muut muuttujat, jotka mahdollisesti paljastavat toimenpiteen. Tilastomies suorittaa ensisijaisen tulosanalyysin tälle tietojoukolle. Jos ensisijainen tulos eroaa ryhmien välillä, teemme erilaisia ​​tuloksia heijastavia johtopäätöksiä ottaen huomioon, että interventioiden merkittävät erot voivat olla sekä hyötyä että haittaa. Johtopäätösten kirjoittamisen jälkeen paljastamme sokaisukoodin, ja sen jälkeen käytetään oikeaa johtopäätöstä[29].

Tilastolliset analyysit Kokeiluprofiili Tutkimukseen osallistuneiden virta näytetään Consolidated Standards of Reporting Trials (CONSORT) -kaaviossa klusteritasolla ja yksilötasolla. Esitetään sisällyttämiskriteerin täyttävien klusterien määrä sekä primaari- ja sekundaarianalyyseihin sisältyvien klusterien lukumäärä. Niiden potilaiden määrä, jotka täyttivät tutkimukseen osallistumiskriteerit, sekä primaari- ja toissijaisiin analyyseihin sisältyneiden potilaiden lukumäärä raportoidaan. Syyt klusterien ja potilaiden poissulkemiseen primaarisessa ja toissijaisessa analyysissä raportoidaan.

Ensisijainen tulos Ryhmäkohtaiset esiintymistiheydet ja prosenttiosuudet ilmoitetaan 95 %:n luottamusvälillä. Ensisijainen tulos esitetään todennäköisyyksinä ja suhteellisina riskisuhteina.

Ensisijaisen tuloksen ensimmäinen analyysi mukautetaan ITT-periaatteen mukaisesti suoritettavalle kerrostumis- ja klusterimuuttujalle mukaan lukien potilaat, jotka täyttivät inkluusio- eikä poissulkemiskriteerit. Käytetään logistista regressiota, joka sisältää sekavaikutteisen mallin. Interventioryhmä ja kerrostusmuuttuja katsotaan mallissa kiinteiksi vaikutuksiksi ja koepaikka satunnaisvaikutuksiksi.

Ensisijaisen tuloksen toista analyysiä mukautetaan ositus- ja klusterimuuttujien sekä perusviivan kovariaattien perusteella, jotka oletetaan sekavaikutusmalliin sisällytettyinä sekatekijöinä.

Kolmannessa ensisijaisen tuloksen analyysissä verrataan niitä kontrolliryhmän potilaita, jotka täyttivät sisällyttäminen eikä poissulkemiskriteerit interventioryhmän potilaisiin, jotka saivat protokollan mukaisen toimenpiteen. Toisin sanoen protokollakohtainen analyysi kontrolliryhmästä verrattuna interventioryhmän alaryhmään, jolla oli riittävästi rekisteröity SARI. Interaktiotesti suoritetaan interventioryhmässä potilaille, jotka saavat riittävän/ei riittävän SARI-rekisteröinnin.

Ensisijaisen tuloksen ensimmäisen analyysin vaihtoehtoisessa herkkyysanalyysissä käytämme erilaista raja-arvoa vaikealle intubaatiolle käyttämällä ≥ 3:a ≥ 2:n sijaan vaikean intuboinnin määritelmänä.

Toissijaiset tulokset Toissijaiset tulokset, osuudet, prosenttiosuudet, todennäköisyydet ja riskisuhteet esitetään 95 % luottamusvälillä jokaiselle ryhmälle. Chi- squared -testiä käytetään arvioimaan interventiovaikutusta binäärituloksiin. Kategorisille tuloksille ja mukautetuille analyyseille suoritetaan logistinen regressioanalyysi.

Potilaiden ominaisuuksien vertailut Lähtötilanteen ominaisuudet esitetään kullekin interventioryhmälle. Taajuuksia, suhteita ja prosenttiosuuksia käytetään erillisten muuttujien yhteenvetoon. Jos arvot puuttuvat, prosenttiosuudet esitetään todellisen nimittäjän kanssa ja lasketaan muutoin osallistuvien potilaiden lukumäärän mukaan. Jatkuvista muuttujista tehdään yhteenveto käyttämällä keskiarvon ja hajaantumisen vakiomittauksia käyttäen joko keskiarvoa ± SD normaalijakauman datalle tai mediaani- ja kvartiiliväliä epänormaalisti jakautuneille tiedoille.

Klusterin ominaisuuksien perusvertailut Klusterin ominaisuudet esitetään jokaiselle ryhmälle, kontrollille ja interventiolle. Ellei toisin mainita, tiedot esitetään keskiarvoina, joissa on SD normaalijakauman tiedoilla tai mediaani- ja kvartiilivälillä ei-normaalijakauman tiedoilla.

Kuvien ja taulukoiden pääpiirteet Ensimmäinen kuva on CONSORT-vuokaavio yksittäisen potilastason ja klusterin tasolla. Toinen kuva havainnollistaa SARI-pisteitä ja opetusvälineitä. Kolmas kuva osoittaa rekisteröinnin DAD:ssa, mukaan lukien intubaatiopisteet. Neljännessä kuvassa esitetään perustiedot kustakin interventioryhmästä yksilö- ja klusteritasolla ja viides kuva hahmotellaan kunkin interventioryhmän päätulostuloksia.

Keskustelu Välttääkseen tulosraportoinnin harhaa ja dataan perustuvia tuloksia tässä asiakirjassa esitetään yksityiskohtainen tilastollinen analyysisuunnitelma DIFFICAIR-tutkimuksen pääjulkaisua varten. DIFFICAIR-tutkimus herättää kaksi tärkeää kysymystä, eli onko interventiolla mahdollista vähentää vaikean intuboinnin ja/tai vaikean maskiventiloinnin tiheyttä? Tämä suunnitelma koskee vain intuboitujen potilaiden populaation tilastollista analyysiä. Tämä johtuu siitä, että otoskokolaskelmamme perustuivat samaan populaatioon; SARI kehitettiin ennustetyökaluksi vaikeaan intubaatioon; ja tiedon laajuuden vuoksi.

Muokkaamalla ensisijaista tulosanalyysiämme erilaisille suunnittelumuuttujille, kuten klusterille ja kerrostumiselle, pyrimme eliminoimaan koesuunnittelun seurauksena suurentuneet tyypin 1 virhesuhteet. Sovelletaan sekavaikutelmamallia, joka perustuu kunkin muuttujan arvioon, onko sillä satunnaisia ​​tai kiinteitä vaikutuksia[30, 31].

Kun kahden ryhmän välillä suoritetaan useita vertailuja, saatat hyväksyä interventiovaikutuksen virheellisesti (tyypin 1 virhe). On olemassa useita lähestymistapoja, jotka käsittelevät useita testauksia. Päätimme käyttää Bonferroni-oikaisua toissijaisiin tulosmittauksiin arvioidaksemme, tunnistaaksemme ja keskustellaksemme arveluttavia merkittäviä tuloksia, jotka voivat johtua tilastollisesta moninaisuudesta.

Diagnostisen testin arvo esitetään yleensä herkkyytenä ja spesifisyytenä. Olemme valinneet (1 - kokonaistarkkuus) eli odottamattomien vaikeiden intubaatioiden osuuden (False Negative, FN) ja odottamattomien helppojen intubaatioiden osuuden (False Positive, FP). Molemmilla skenaarioilla on kliinistä merkitystä, koska FN:llä on hypoksian, lisääntyneen sairastuvuuden ja jopa kuoleman riski, kun taas FP:llä on riski saada tarpeetonta epämukavuutta mm. hereillä oleva intubaatio. Samaan aikaan sekä FN että FP voivat viedä tarpeettomia resursseja. Herkkyyttä ja spesifisyyttä on vaikeampi tulkita intuitiivisesti. Näin ollen päätimme esittää avoimempia ensisijaisia ​​tuloksia. Odottamattoman vaikean intuboinnin osuuksien käyttäminen antoi meille mahdollisuuden suorittaa perustason kohorttitutkimuksen, johon perustuimme otoskoon ja teholaskelmamme.

Julkaisemalla tämän artikkelin, jossa määritämme etukäteen menetelmämme ja analyysimme, toivomme, että DIFFICAIR-tutkimuksen tulokset ovat mahdollisimman läpinäkyviä ja vankkoja.

Johtopäätös Tässä artikkelissa esitellään DIFFICAIR-tutkimuksessa käytettyjen analyysien periaatteet, kun julkaistiin intuboitujen potilaiden populaation tärkeimmät tulokset ensimmäisen kerran. Lähestymistapamme pyrkii minimoimaan tietoihin perustuvien tulosten ja tulosraportoinnin harhariskin.

Viitteet

1. Cooper GM, McClure JH: Anestesia-luku julkaisusta Saving äitien elämä; äitiyskuolemien tarkistaminen raskauden turvallisuuden parantamiseksi. Br J Anaesth 2008, 100:17-22.
2. Hove LD, Steinmetz J, Christoffersen JK, Møller A, Nielsen J, Schmidt H, Moller A: Analyysi anestesiaan liittyvistä kuolemantapauksista vuosina 1996-2004 Danish Patient Insurance Associationin rekisteröimistä suljetuista korvausvaatimuksista. Anesthesiology 2007, 106:675-680.
3. Peterson GN, Domino KB, Caplan RA, Posner KL, Lee LA, Cheney FW: Vaikean hengitysteiden hallinta - suljettu korvausanalyysi. Anesthesiology 2005, 103:33-39.
4. Rosenstock C, Møller J, Hauberg A: Anestesian ja tehohoidon lääketieteen hengitystietapahtumiin liittyvät valitukset vuosina 1994–1998 Tanskassa. Acta Anaesthesiol Scand 2001, 45:53-58.
5. McClure JH, Cooper GM, Clutton-Brock TH: Äitien pelastaminen: äitiyskuolemien tarkastelu äitiyden turvallisuuden parantamiseksi: 2006-2008: katsaus. Br J Anaesth 2011, 107:127-32.
6. Cook T, Woodall N, Frerk C: Suurimmat komplikaatiot hengitysteiden hallinnassa Yhdistyneessä kuningaskunnassa. Natl Audit Proj 2011.
7. Lundstrøm LH, Vester-Andersen M, Møller AM, Charuluxananan S, L'hermite J, Wetterslev J: Modifioidun Mallampati-pisteen huono prognostinen arvo: meta-analyysi, johon osallistui 177 088 potilasta. Br J Anaesth 2011, 107:659-67.
8. Lee A, Fan LTY, Gin T, Karmakar MK, Ngan Kee WD: Mallampati-testien tarkkuuden systemaattinen katsaus (meta-analyysi) vaikeiden hengitysteiden ennustamiseksi. Anesth Analg 2006, 102:1867-1878.
9. Lundstrøm LH, Møller AM, Rosenstock C, Astrup G, Wetterslev J: Korkea ruumiinmassaindeksi on heikko ennustaja vaikealle ja epäonnistuneelle henkitorven intubaatiolle: kohorttitutkimus 91 332 peräkkäisestä potilaasta, joille oli suunniteltu suora laryngoskoopia, joka on rekisteröity Tanskan anestesiatietokantaan. Anesthesiology 2009, 107:266-274.
10. Lundstrøm LH, Møller AM, Rosenstock C, Astrup G, Gätke MR, Wetterslev J: Neuromuskulaaristen salpaavien aineiden välttäminen voi lisätä vaikean henkitorven intubaatioriskiä: kohorttitutkimus, jossa oli 103 812 peräkkäistä aikuista potilasta, jotka on tallennettu Tanskan anestesiatietokantaan. Br J Anaesth 2009, 103:283-90.
11. Lundstrøm LH, Møller AM, Rosenstock C, Astrup G, Gätke MR, Wetterslev J: Dokumentoitu edellinen vaikea henkitorven intubaatio prognostisena testinä myöhemmän vaikean henkitorven intubaatiolle aikuisilla. Anesthesia 2009, 64:1081-8.
12. Shiga T, Wajima Z, Inoue T, Sakamoto S, Sakamoto A: Vaikean intuboinnin ennustaminen näennäisesti normaaleille potilaille. Anesthesiology 2005, 103:429-437.
13. El-Ganzouri AR, McCarthy RJ, Tuman KJ, Tanck EN, Ivankovich AD: Leikkausta edeltävä hengitysteiden arviointi: monimuuttujan riskiindeksin ennustearvo. Anesth Analg 1996, 82:1197-1204.
14. Kheterpal S, Han R, Tremper KK, Shanks AM, Tait AR, O'Reilly M, Ludwig TA, Martin L: Vaikean ja mahdoton maskin ventilaation esiintyvyys ja ennustajat. Anesthesiology 2006, 105:885-891.
15. Kheterpal S, Martin L, Shanks AM, Tremper KK: Ennuste ja tulokset mahdottomasta maskiventilaatiosta: katsaus 50 000 anestesiasta. Anesthesiology 2009, 110:891-897.
16. Kheterpal S, Healy D, Aziz M: Vaikean naamiohengityksen ilmaantuvuus, ennustajat ja lopputulos yhdistettynä vaikeaan kurkunpään tähystykseen: Multicenter Perioperative Outcomes Groupin raportti. Anestesiologia 2013:1-10.
17. Nørskov AK, Rosenstock CV, Wetterslev J, Lundstrøm LH: Odottamattomien vaikeiden hengitysteiden ilmaantuvuus objektiivista hengitystiepistemäärää käytettäessä verrattuna tavanomaiseen kliiniseen hengitysteiden arviointiin: DIFFICAIR-tutkimus – klusterin satunnaistetun kliinisen tutkimuksen tutkimusprotokolla. Kokeilut 2013, 14:347.
18. Chan A-W, Tetzlaff JM, Altman DG, Laupacis A, Gøtzsche PC, Hro A, Mann H, Dickersin K, Berlin JA, Dore CJ, Parulekar WR, Summerskill WSM, Groves T, Schulz KF, Sox HC, Rockhold FW, Rennie D , Moher D, Krleža-Jerić K, Hróbjartsson A, Doré CJ: Research and Reporting Methods SPIRIT 2013 Statement: Defining Standard Protocol Items for Clinical Trials. Ann Intern Med 2013, 158:200-7.
19. Dwan K, Gamble C, Williamson PR, Altman DG: Raportointi kliinisistä tutkimuksista: katsaus tutkimusrahoittajien ohjeisiin. Kokeilut 2008, 9:66.
20. Hayes RJ, Bennett S: Yksinkertainen otoskoon laskenta klusterisatunnaistetuille kokeille. Int. J. Epidemiol 1999, 28:319-26.
21. Kahan B, Morris T: Tutkimusten raportointi ja analysointi ositettua satunnaistamista käyttäen johtavissa lääketieteellisissä lehdissä: tarkastelu ja uudelleenanalyysi. BMJ 2012, 345:e5840.
22. Crespi CM, Wong WK, Wu S: Uusi riippuvuusparametrilähestymistapa parantaakseen satunnaistettujen klusteritutkimusten suunnittelua binäärituloksilla. Clin Trials 2011, 8:687-98.
23. Fergusson D, Aaron SD, Guyatt G, Hébert P: Satunnaistamisen jälkeiset poissulkemiset: aikomus hoitaa periaatetta ja potilaiden poissulkeminen analyysistä. BMJ 2002, 325:652-4.
24. Klar N, Donner A: Nykyiset ja tulevat haasteet klusterin satunnaistuskokeiden suunnittelussa ja analysoinnissa. Stat Med 2001, 20:3729-3740.
25. Hayes RJ, Moulton LH: Cluster Randomized Trials (Chapman & Hall/CRC Interdisciplinary Statistics). Chapman ja Hall/CRC; 2009: 338.
26. Kahan BC, Morris TP: Mahdollisten klusterointilähteiden arviointi yksilöllisesti satunnaistetuissa kokeissa. BMC Med Res Methodol 2013, 13:58.
27. Zhang J, Yu KF: Mikä on suhteellinen riski? Menetelmä kerroinsuhteen korjaamiseksi yhteisten tulosten kohorttitutkimuksissa. JAMA 1998, 280:1690-1.
28. Schafer JL: Monikertainen imputointi: aluke. Stat Methods Med Res 1999, 8:3-15.
29. Gøtzsche PC: Sokeus data-analyysin ja käsikirjoitusten kirjoittamisen aikana. Control Clin Trials 1996, 17:285-90.
30. Kahan BC, Morris TP: Useiden prognostisten tekijöiden mukauttaminen satunnaistettujen kokeiden analysoinnissa. BMC Med Res Methodol 2013, 13:99.
31. Kahan BC, Morris TP: Analyysi monikeskuskokeista jatkuvilla tuloksilla: milloin ja miten meidän tulisi ottaa huomioon keskusvaikutukset? Stat Med 2013, 32:1136-49.