Niezależne predyktory śmiertelności u pacjentów z urazami wielonarządowymi

Protokół badania został zatwierdzony przez Institutional Medical Ethics Committee (CAPPesq 1081/09) i otrzymał wsparcie finansowe od São Paulo State Research Foundation (Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo – FAPESP) pod nr. 2010/03315-4.

Pod koniec poszukiwania danych, 334 pacjentów z ciężkimi urazami (Injury Severity Score, ISS, >15), wspomaganych przez system ratunkowy i przewiezionych do HCFMUSP-Hospital das Clínicas da Faculdade de Medicina da Universidade de São Paulo- (drogą lądową i helikopter) zostały włączone do badania. Ta strategia badań przesiewowych obejmowała pacjentów po urazach z ciężkim potwierdzonym krwawieniem, pacjentów z ciężkim urazowym uszkodzeniem mózgu (TBI) oraz pacjentów z urazem wysokoenergetycznym (wyraźna cecha tego centrum urazowego). Wykluczono pacjentów w wieku poniżej 18 lat (ryc. 1).

W sumie 78 pacjentów zostało wykluczonych, ponieważ nie spełniali powyższych kryteriów, pozostawiając 256 pacjentów do analizy. Spośród tej liczby 34 pacjentów zmarło przed przybyciem na izbę przyjęć, a 22 usunięto z analizy z powodu niekompletnych danych, niepodpisania formularza świadomej zgody lub z powodu jakiejkolwiek sytuacji, w której gromadzenie danych mogłoby zagrozić opiece nad ofiarą (rysunek opieki ( Rysunek 1).

Wszyscy pacjenci mieli dane rejestrowane w następujących momentach: 1, na miejscu urazu; 2, w izbie przyjęć; 3, po 3 godzinach od przyjęcia do szpitala; i 4, w 24 godziny po hospitalizacji.

Rejestrowano dane dotyczące płci, wieku, urazu i mechanizmu urazu, wykonanych zabiegów medycznych na wszystkich etapach, czasu do przybycia do szpitala oraz chorób współistniejących. Zebrane dane kliniczne były następujące: skurczowe ciśnienie krwi (SBP); rozkurczowe ciśnienie krwi (DBP); tętno (HR); częstość oddechów (RR); wysycenie tlenem hemoglobiny tętniczej (SAT); Skala Glasgow Coma Scale (GCS); i wzór źrenicy. Następujące dane laboratoryjne zebrano przez nakłucie żyły obwodowej na etapach szpitalnych: pH (potencjał wodorowy); nadmiar zasady (BE); wodorowęglan (BIC); cząstkowe ciśnienie tlenu (pO2); cząstkowe ciśnienie dwutlenku węgla (pCO2); nasycenie tlenem hemoglobiny tętniczej; mleczan; sód (Na+); potas (K+); zjonizowany wapń (Ca2+); glukoza; hemoglobina (Hb); hematokryt (Ht); fosfokinaza kreatynowa w surowicy (CPK); płytki krwi i leukocyty. Zbierano również dane dotyczące ekspansji objętościowej [krystaloidy (CRYSTAL), koloidy (COLO)], diurezy i bilansu wodnego. Obliczono zużycie produktów krwiopochodnych [koncentraty krwinek czerwonych (PRBC), osocze świeżo mrożone (FFP), koncentraty płytek krwi (PLAT), koncentraty krioprecypitatu (koncentraty (CRYO)], a użycie leków wazoaktywnych (VAD) oceniono na odpowiednie czasy. Obserwację chorego prowadzono na oddziale intensywnej terapii (OIOM), czas pobytu na OIT (dni na OIT), dni wentylacji mechanicznej (dni pod MV), obecność lub brak sepsy, koagulopatii i ostrej niewydolności nerek ( ARF) zostały nagrane.

Dane dotyczące krzepnięcia krwi zbierano w następujący sposób: punkt czasowy 1, międzynarodowy współczynnik znormalizowany (INR) i czas protrombinowy (PT); i punkty czasowe 2, 3 i 4, INR, PT, czas częściowej tromboplastyny ​​po aktywacji (aPTT), odpowiedni stosunek między aPTT pacjentów i kontroli (R) i czasem trombinowym (TT).

Obliczono następujące wskaźniki ciężkości: ISS, skorygowana skala urazu (RTS); skala ciężkości urazów i urazów (TRISS); oraz punktacja uproszczonej ostrej fizjologii (SAPS) 3 (ta ostatnia, gdy pacjent przebywał na OIT).

W punkcie czasowym 1 przeprowadzono badania krwi za pomocą urządzenia i-STAT® (Abbott, USA; zestawy PT/INR oraz CG4+ i CG8+). Na etapach szpitalnych w analizach wykorzystano metodologię analizy klinicznej HCFMUSP.

Obserwację kliniczną prowadzono przez 30 dni po początkowym urazie.

Analizy statystyczne Analizę mocy próby przeprowadzono przy poziomie istotności 0,05, mocy 0,80, umiarkowanej korelacji między okresami 0,5 i założeniu równej zmienności w obrębie każdego czynnika (niesferyczność). Ze względu na wielkość efektu między 0,1 a 0,5 nie było potrzeby stosowania próbek większych niż 140 pacjentów. W sumie 200 pacjentów zdefiniowano zachowawczo, z marginesem na możliwe zgony. Oprogramowanie G*Power 3.1.7 wykorzystano do obliczenia wielkości próby.

Analizę danych podzielono na trzy powiązane ze sobą części. Pierwsza część odnosi się do opisowej analizy danych i testów związku ze śmiercią. Druga część dotyczyła profili miar zależnych od czasu i ich związku ze śmiercią poprzez analizę wariancji nieparametrycznej dla powtarzanych pomiarów. Trzecia część zawiera zestaw wszystkich poprzednich analiz, które doprowadziły do ​​uogólnionego równania estymującego (GEE).

W pierwszej części analizy przeprowadzono z ogólną próbą (n=200) podzieloną na dwie grupy: zgony (n=52) i niezgody (n=148). Dla zmiennych jakościowych zastosowano dwustronny dokładny test Fishera, a dla zmiennych ilościowych dwustronny test t lub dwustronny test Manna-Whitneya zgodnie z normalnością zmiennej, co zweryfikowano testem Andersona -Kochana próba.

W drugiej części przeanalizowano profile każdej miary w czasie dla grup ocalałych i nieocalałych. Przeprowadzono nieparametryczne analizy wariancji (NPar ANOVA).

Wreszcie w trzeciej części opracowano model GEE uwzględniający rodzinę rozkładów dwumianowych (dychotomiczna zmienna odpowiedzi) z funkcją łączenia logitowego. Uwzględniono tylko główne efekty każdego środka. ANOVA NPar (p>0,1) była testem zastosowanym do włączenia do modelu. Zmienne do ostatecznych modeli zostały dobrane metodą wsteczną, z wyjściem alfa równym 0,05. Wszystkie wyniki części 3 zinterpretowano poprzez oszacowanie ilorazów szans (OR), odpowiadających im 95% przedziałów ufności i testów istotności (wartość p).

Poziom istotności ustalono na 0,05, a wolne oprogramowanie R 3.0.2 posłużył do wykonania analiz statystycznych.