Trudna próba udrażniania dróg oddechowych: „Próba DIFFICAIR” (DIFFICAIR)

Pełny protokół badania został opublikowany w Trials (2013) Tom: 14, Wydanie: 1, Strony: 347 ISSN: 1745-6215 DOI: 10.1186/1745-6215-14-347 PubMed: 24152537 http://www.trialsjournal.com /content/14/1/347/streszczenie

Szczegółowy plan analizy statystycznej dla próby udrażniania dróg oddechowych (DIFFICAIR):

Wstęp Próba udrażniania dróg oddechowych (DIFFICAIR) jest warstwowym, równoległym grupowym, klastrowym (klaster = oddział) randomizowanym i wieloośrodkowym badaniem obejmującym 28 oddziałów anestezjologicznych w Danii. Badanie DIFFICAIR porównuje wpływ dwóch schematów przedoperacyjnej oceny drożności dróg oddechowych na częstość nieoczekiwanego trudnego udrażniania dróg oddechowych.

Przewidywanie trudnego udrożnienia dróg oddechowych pozostaje kluczowym wyzwaniem w anestezjologii. Trudna intubacja dotchawicza i utrudniona wentylacja przez maskę mogą powodować u pacjenta poważne powikłania [1-6]. Dzięki przydzieleniu doświadczonego personelu i odpowiedniego sprzętu lepsze przewidywanie trudnego postępowania w drogach oddechowych może zmniejszyć powikłania, a tym samym związaną z nimi chorobowość i śmiertelność. Nie ma jednego predyktora, który byłby wystarczająco trafny w przewidywaniu trudnej intubacji dotchawiczej [7-12]. Jednak w kilku badaniach wykazano, że połączenie wielu predyktorów trudnej intubacji dotchawiczej zwiększa dodatnią i ujemną wartość predykcyjną oceny [12]. Zarówno w Danii, jak i na świecie nie ma jasnych zaleceń dotyczących sposobu przeprowadzania oceny dróg oddechowych. W związku z tym ocena dróg oddechowych w Danii opiera się wyłącznie na przedoperacyjnej ocenie klinicznej indywidualnego anestezjologa. Słabo udokumentowano, jak dokładnie ta przedoperacyjna ocena kliniczna przewiduje rzeczywiste warunki udrażniania dróg oddechowych.

„Simple Airway Risk Index” (SARI) [13] opiera się na wieloczynnikowym modelu oceny dróg oddechowych opisanym przez El-Ganzouri i współpracowników, umożliwiającym oszacowanie prawdopodobieństwa trudnej bezpośredniej laryngoskopii. SARI zawiera siedem indywidualnych predyktorów trudnej laryngoskopii bezpośredniej, z których każdy ma ważoną ocenę 0-1 lub 0-2. Sumaryczna wartość wyniku SARI > 3 wskazuje, że w przyszłości laryngoskopia bezpośrednia będzie trudna. Nie wiadomo, czy wynik SARI lepiej czy gorzej przewiduje trudną intubację niż ocena kliniczna. Uzasadnieniem tego badania było prospektywne porównanie wpływu SARI z nieokreśloną kliniczną oceną dróg oddechowych na częstość nieoczekiwanego trudnego postępowania z drogami oddechowymi.

Populacją docelową byli dorośli pacjenci poddawani znieczuleniu. Dwadzieścia osiem oddziałów anestezjologicznych przydzielono losowo do jednej z dwóch grup. Oddziały interwencyjne wykorzystywały punktację SARI do przedoperacyjnej oceny dróg oddechowych. Grupa interwencyjna dodatkowo dokonała oceny czynników ryzyka trudnej wentylacji przez maskę, jak opisali Kheterpal i wsp. [14-16]. Oddziały w grupie kontrolnej kontynuowały normalną praktykę przedoperacyjnej oceny dróg oddechowych. Wszystkie dane zostały zarejestrowane w DAD. Bardziej szczegółowy protokół badania opisujący tło, projekt i uzasadnienie został opublikowany w TRIALS[17].

Aby zapobiec stronniczości w raportowaniu wyników i wynikach opartych na analizie opartej na danych, coraz częściej zachęca się do prospektywnego publikowania protokołu badania [18, 19]. Ten sam argument dotyczy prospektywnej publikacji planu analizy statystycznej. Zgodnie z tym Międzynarodowa Konferencja ds. Harmonizacji (ICH) Dobrej Praktyki Klinicznej (GCP) zaleca, aby badania kliniczne były analizowane zgodnie z wcześniej określonym planem[19].

Ten plan analizy został sporządzony w czasie, gdy zbieranie danych z badania DIFFICAIR było jeszcze w toku, a dane z badania nie były dostępne. Analiza danych z głównej publikacji będzie zgodna z tym planem. Analiza statystyczna została zatwierdzona przez komitet sterujący DIFFICAIR w dniu 29 grudnia 2013 r. Ostatnim dniem zbierania danych był 31 grudnia 2013 roku. Zaangażowane oddziały otrzymały dodatkowy miesiąc na zapewnienie rejestracji wszystkich pacjentów w Duńskiej Bazie Danych Anestezjologii. W dniu 31 stycznia 2014 r. baza danych została zablokowana i dane zostały wyodrębnione. Plan analizy statystycznej został opublikowany na stronie www.clinicaltrials.gov przed ostatnim wprowadzeniem danych i przed pobraniem danych i rozpoczęciem zarządzania danymi.

Protokół próbny DIFFICAIR został sporządzony zgodnie z wytycznymi SPIRIT i został opublikowany na stronie www.difficair.com od początku badania i jest zarejestrowany na stronie www.clinicaltrials.gov (NCT01718561). Duńska baza danych anestezjologicznych i Duńskie Towarzystwo Anestezjologii i Medycyny Intensywnej Terapii (DASAIM) poparły badanie.

Proces odbywa się zgodnie z deklaracją helsińską. Komisja ds. Etyki Naukowej Okręgu Kopenhaskiego oświadczyła, że ​​jest ona uważana za projekt zapewnienia jakości iw związku z tym nie powinna być zgłaszana do systemu komisji (Dziennik nr: H-3-2012-FSP2). Wersja próbna została zatwierdzona przez Duńską Agencję Ochrony Danych (J.No.: 2007-58-0015/HIH-2011-10, I-Suite nr: 02079)

Cel Głównym celem badania DIFFICAIR jest porównanie wpływu systematycznej oceny drożności dróg oddechowych ze standardową kliniczną oceną drożności dróg oddechowych na częstość nieoczekiwanego trudnego udrażniania dróg oddechowych. Oba są zarejestrowane w bazie danych. Podstawowa hipoteza zerowa brzmi: • Nie ma różnicy w odsetku nieoczekiwanych trudnych intubacji, gdy przedoperacyjna ocena dróg oddechowych oparta jest na skali SARI w porównaniu z przedoperacyjną oceną dróg oddechowych opartą na indywidualnej ocenie anestezjologa.

Hipoteza alternatywna brzmi

• Stosowanie systematycznej oceny SARI dróg oddechowych, rejestracja SARI i czynników ryzyka dla trudnej wentylacji przez maskę oraz ciągła edukacja w zakresie oceny dróg oddechowych zmniejszy względne ryzyko trudnej intubacji o 30%, co odpowiada NNT 180 pacjentów.

Metody Randomizacja i wielkość próby Nasze obliczenie wielkości próby opierało się na dostosowaniu do stratyfikacji i randomizacji klastrów [20, 21]. Ponieważ nie ma wcześniejszych zapisów dotyczących głównego wyniku badania, „nieoczekiwanej trudnej intubacji”, przeprowadzono podstawowe badanie w oparciu o dane z Duńskiej Bazy Danych Anestezjologii (DAD). W celu odrzucenia lub wykrycia względnego zmniejszenia ryzyka o 30% w proporcjach nieoczekiwanej trudnej intubacji między grupą interwencyjną a grupą kontrolną potrzebnych było około 30 oddziałów w okresie 15 miesięcy. Obliczenia oparto na maksymalnym ryzyku błędu typu 1 wynoszącym 5% i ryzyku błędu typu 2 maksymalnie 20% (moc 80%).

Łącznie uwzględniono 28 oddziałów i przydzielono je losowo w stosunku 1:1 przy użyciu listy wygenerowanej komputerowo. Obliczenia wielkości próby oparto na średniej wielkości klastra 1611 pacjentów. Oszacowaliśmy średni rozmiar klastra w badaniu DIFFICAIR na około 2500 pacjentów, co daje łącznie 70 000 pacjentów włączonych do badania w okresie próbnym. Zwiększona wielkość próby pozwala na potencjalnie niewielką utratę klastrów zgodnie z obliczeniem mocy, od 30 do potencjalnie 26. Nasze oszacowanie wielkości próby może mieć charakter konserwatywny, wymagając większej liczby klastrów niż to konieczne[22].

Populacje Badanie DIFFICAIR koncentruje się na dwóch zasadniczych elementach udrażniania dróg oddechowych, tj. intubacji dotchawiczej za pomocą bezpośredniej laryngoskopii i wentylacji za pomocą maski. Ten plan analizy statystycznej obejmie analizę danych dotyczących intubacji dotchawiczej. Analiza danych dotycząca przewidywania trudnej wentylacji przez maskę zostanie przeprowadzona w analogiczny sposób, ale nie będzie szerzej omawiana w niniejszym artykule.

Część badania DIFFICAIR dotycząca przewidywania trudnej intubacji obejmuje dwie populacje; 1) pacjenci, u których pierwotnie podjęto próbę intubacji za pomocą laryngoskopii bezpośredniej; 2) pacjenci, u których pierwotnie podjęto próbę intubacji za pomocą laryngoskopii bezpośredniej (populacja 1) oraz pacjenci, u których spodziewano się trudności w intubacji i dlatego zaplanowano i zaintubowano zaawansowaną metodą (np. wideolaryngoskopia lub intubacja światłowodowa).

Wyniki populacji 1 i 2 zostaną przedstawione w jednej publikacji. Ze względu na obszerność danych, pojawią się kolejne publikacje prezentujące dane z badania DIFFICAIR, jednak dalsze omówienie analizy danych wykracza poza ramy merytoryczne niniejszego artykułu.

Zmienne dopasowujące i stratyfikacyjne Każde skupienie (wydział) zostało losowo przydzielone do grupy kontrolnej lub grupy interwencyjnej, czyniąc to wskaźnikiem grupy interwencyjnej. Miejsce badania może odpowiadać za dalszą heterogeniczność interwencji i zostanie wykorzystane do dostosowania w analizie efektu interwencji. Ponadto zmienna stratyfikacyjna, która pogrupowała oddziały według tego, czy odsetek nieoczekiwanych trudnych intubacji na początku badania wynosił ≥ lub <2%, zostanie wykorzystana do dostosowania zgodnie z ostatnimi dowodami zwiększonej mocy w analizie prób warstwowych[21].

Założone współzmienne zakłócające Definiujemy wiek; płeć; klasyfikacja ASA; procedura awaryjna/planowa; wskaźnik masy ciała (BMI); oraz stosowanie środków blokujących przewodnictwo nerwowo-mięśniowe jako współzmiennych, które są możliwymi czynnikami zakłócającymi, co wymaga skorygowanych analiz pierwotnego wyniku i wcześniej zdefiniowanych analiz podgrup.

Podstawowe wyniki

Podstawowymi miernikami wyników są:

1. Odsetek nieprzewidzianych trudnych intubacji = wszystkie intubacje z nieprzewidzianymi trudnościami [fałszywie ujemny] / wszyscy pacjenci pierwotnie (podjęto próbę) intubacji przez bezpośrednią laryngoskopię
2. Odsetek nieoczekiwanych łatwych intubacji = wszystkie intubacje z przewidywanymi trudnościami, które były łatwe [fałszywie dodatnie] / wszyscy pacjenci pierwotnie (próbowani) intubowani przez bezpośrednią laryngoskopię

2. Dwa główne wyniki są ze sobą powiązane i jednocześnie pożądane są niskie frakcje w celu optymalnego przewidywania trudnej intubacji.

Wyniki drugorzędne

1. 48-godzinna śmiertelność
2. 30-dniowa śmiertelność
3. Frakcja = przewidywane trudne intubacje zaplanowane i zaintubowane przy użyciu zaawansowanej metody / wszyscy pacjenci (podjęto próbę) zaintubowani.
4. Ułamek = nieoczekiwane trudne intubacje [fałszywie ujemne] / wszystkie trudne intubacje ([fałszywie ujemne] + [prawdziwie pozytywne])
5. Wrażliwość
6. Specyficzność
7. Pozytywna wartość predykcyjna
8. Ujemna wartość predykcyjna
9. Pozytywny współczynnik wiarygodności = (czułość / (1-specyficzność))
10. Współczynnik wiarygodności ujemnej = ((1-czułość) / specyficzność)
11. Krzywa charakterystyki operacyjnej odbiornika (ROC). Graficzna reprezentacja czułości jako funkcji (1-Specyficzność).

Wyniki 5-11 są mierzone w celu przewidywania trudnej intubacji dla obu grup interwencyjnych.

Punkty danych Współzmienne linii bazowej

Poziom indywidualny:

1. Seks
2. Wiek
3. Wzrost
4. Waga
5. BMI
6. Klasyfikacja Amerykańskiego Towarzystwa Anestezjologicznego (ASA).
7. Stosowanie środków blokujących przewodnictwo nerwowo-mięśniowe
8. Jednostka szpitalna
9. Region
10. Przewidywana trudna intubacja dotchawicza
11. Przewidywana trudna wentylacja przez maskę
12. Zaplanowane drogi oddechowe
13. Priorytet; Ostre/wybiórcze
14. Kody procedur chirurgicznych
15. Wynik intubacji
16. Wynik wentylacji maski

Współzmienne interwencji

1. Otwarcie ust
2. Dystans tarczycowo-bródkowy
3. Zmodyfikowana klasyfikacja Mallampatiego
4. Wysunięcie szczęki
5. Ruchomość szyi
6. Wcześniejsze trudne zarządzanie drogami oddechowymi
7. Liczba ukończonych czynników ryzyka
8. Obliczony wynik SARI
9. Zdychotomizowany wynik SARI (< lub ≥ 4)
10. Chrapanie
11. Bezdech senny
12. Obecność brody
13. Zmiany w szyi spowodowane promieniowaniem

Podsumowania na poziomie klastra

1. Średni rozmiar klastra
2. Średnia liczba zaintubowanych pacjentów
3. Część prywatnych szpitali
4. Średnia część nieoczekiwanej trudnej intubacji
5. Wiek
6. BMI
7. Klasyfikacja ASA

Definicja trudnej intubacji W DAD programuje się ocenę intubacji na podstawie liczby prób intubacji i użycia sprzętu.

1. Maksymalnie dwie próby intubacji - Tylko przez bezpośrednią laryngoskopię
2. Maksymalnie dwie próby intubacji, w których używany jest inny sprzęt intubacyjny lub urządzenia wspomagające do bezpośredniej laryngoskopii (np. wideolaryngoskop)
3. Trzy próby intubacji lub więcej — niezależnie od metody intubacji
4. Intubacja nie powiodła się pomimo prób

Intubacja dotchawicza za pomocą laryngoskopii bezpośredniej jest wstępnie zdefiniowana w DAD jako bezproblemowa przez wynik = 1 i trudna przez wynik ≥ 2. W naszych pierwotnych analizach i obliczeniach wielkości próby użyjemy tej samej definicji co DAD.

Ogólne zasady analizy

1. O ile nie zaznaczono inaczej, wszystkie główne analizy będą porównywać dwie grupy interwencyjne przy użyciu zamiaru leczenia (ITT) [23].
2. Aby zapewnić prawidłowy poziom błędu 1. rodzaju, wszystkie główne analizy będą uwzględniały grupowy projekt badania i zmienną stratyfikacyjną [24-26]. Analizy będą oparte na danych na poziomie poszczególnych pacjentów, ale grupowanie pacjentów i zmienna stratyfikacyjna zostaną uwzględnione w modelu efektów mieszanych.
3. We wszystkich analizach maksymalny poziom 5% (dwustronnego) błędu typu 1 będzie uważany za istotny statystycznie, o ile nie zaznaczono inaczej
4. Główne analizy będą zgodne z ITT skorygowanym o zmienne klastrowe i stratyfikacyjne. Analizy wrażliwości zostaną przeprowadzone skorygowane i nieskorygowane dla wcześniej wymienionych potencjalnie zakłócających współzmiennych. Omówimy, czy wyniki różnią się od głównych analiz. Wnioski z badania będą oparte na analizach pierwotnych.
5. Test interakcji zostanie zastosowany do analiz podgrup.
6. Ryzyka są zgłaszane jako ryzyka względne. Gdy względne ryzyko jest obliczane z ilorazów szans z 95% przedziałem ufności (CI), zostanie to zrobione zgodnie z Zhang i Yu[27].
7. W przypadku braków danych przekraczających wskaźnik 5 % oraz przy statystycznie istotnym teście Little'a wskazującym, że brakujące dane nie stanowią całkowicie losowej próby ogółu danych, oszacowania punktowe z przedziałem ufności 95 % zostaną obliczone przy użyciu najgorszego/najlepszego scenariusza imputacja brakujących wartości. Jeżeli imputacja najgorszego/najlepszego scenariusza prowadzi do różnych wniosków, na brakujących wartościach zostaną przeprowadzone wielokrotne imputacje, przy założeniu losowego braku danych[28]. Przedstawione zostaną również nieskorygowane i kompletne analizy przypadków.
8. Aby uniknąć odrzucenia prawdziwej hipotezy zerowej, zajmiemy się problemem wielości za pomocą poprawek Bonferroniego na drugorzędowych miarach wyników. Jeśli nieskorygowane analizy są nieistotne (P>0,05), korekty Bonferroniego nie zostaną zastosowane. W przypadku, gdy korekta zmieni nieskorygowaną istotną wartość P na nieistotną wartość P, zostanie to omówione.
9. Aby zapewnić całkowitą obiektywność, statystyka będzie zaślepiona dla grupy interwencyjnej w pierwotnej analizie wyniku. Po zebraniu danych zewnętrzny menedżer danych wygeneruje kompletny zestaw danych z zaślepionym kodowaniem grup interwencji i innymi zmiennymi, które mogą ujawnić interwencję. Statystyk przeprowadza podstawową analizę wyniku na tym zbiorze danych. Jeśli główny wynik różni się między grupami, skonstruujemy różne wnioski odzwierciedlające wyniki, biorąc pod uwagę, że znaczące różnice w interwencji mogą przynieść zarówno korzyści, jak i szkody. Po napisaniu wniosków odkryjemy kod zaślepienia, a następnie zastosowany zostanie prawidłowy wniosek[29].

Analizy statystyczne Profil badania Przepływ uczestników badania zostanie przedstawiony na diagramie Consolidated Standards of Reporting Trials (CONSORT) na poziomie klastra i na poziomie indywidualnym. Przedstawiona zostanie liczba klastrów spełniających kryterium włączenia oraz liczba klastrów uwzględnionych w analizach pierwotnych i wtórnych. Zgłoszona zostanie liczba pacjentów, którzy spełnili kryteria włączenia do badania, a także liczba uwzględniona w analizach pierwotnych i wtórnych. Powody wykluczenia klastrów i pacjentów w analizach pierwotnych i wtórnych zostaną zgłoszone.

Pierwszorzędowy wynik Częstości i odsetki na grupę zostaną podane z 95% przedziałem ufności. Główny wynik jest przedstawiony jako iloraz szans i względny współczynnik ryzyka.

Pierwsza analiza pierwotnego wyniku zostanie dostosowana do stratyfikacyjnej i zmiennej klastrowej przeprowadzonej zgodnie z zasadą ITT, w tym pacjentów, którzy spełnili kryteria włączenia, a nie wykluczenia. Zastosowana zostanie regresja logistyczna obejmująca model efektów mieszanych. Grupa interwencji i zmienna stratyfikacyjna są traktowane jako efekty stałe, a miejsce badania jako efekty losowe w modelu.

Druga analiza pierwotnego wyniku zostanie dostosowana do zmiennych stratyfikacji i klastrów, jak również podstawowych współzmiennych przyjętych jako czynniki zakłócające włączone do modelu efektów mieszanych.

Trzecia analiza pierwotnego wyniku porówna pacjentów z grupy kontrolnej, którzy spełnili kryteria włączenia, a nie kryteria wykluczenia, z pacjentami z grupy interwencyjnej, którzy otrzymali protokołowaną interwencję. Oznacza to, że analiza protokołu grupy kontrolnej w porównaniu z podgrupą w grupie interwencyjnej, która miała wystarczająco zarejestrowany SARI. Test interakcji zostanie przeprowadzony w grupie interwencyjnej pomiędzy pacjentami, którzy uzyskali wystarczającą/niewystarczającą rejestrację SARI.

W alternatywnej analizie wrażliwości pierwszej analizy pierwotnego wyniku zastosujemy inną wartość odcięcia dla trudnej intubacji, stosując ≥ 3 zamiast ≥ 2 jako definicję trudnej intubacji.

Wyniki drugorzędne Częstości, proporcje, procenty, szanse i współczynniki ryzyka przedstawiono z 95% przedziałem ufności dla każdej grupy. Do oceny wpływu interwencji na wyniki binarne stosuje się test chi-kwadrat. Dla wyników kategorycznych i analiz skorygowanych zostanie przeprowadzona analiza regresji logistycznej.

Wyjściowe porównania cech pacjentów Wyjściowe charakterystyki przedstawiono dla każdej grupy interwencyjnej. Częstotliwości, proporcje i procenty zostaną użyte do podsumowania zmiennych dyskretnych. W przypadku braków wartości procenty są przedstawiane z rzeczywistym mianownikiem, aw przeciwnym razie obliczane zgodnie z liczbą uczestniczących pacjentów. Zmienne ciągłe podsumowuje się za pomocą standardowych miar tendencji centralnej i dyspersji przy użyciu średniej ± SD dla danych o rozkładzie normalnym lub mediany i rozstępu międzykwartylowego dla danych o rozkładzie innym niż normalny.

Podstawowe porównania charakterystyk klastrów Charakterystyki klastrów przedstawiono dla każdej grupy, kontroli i interwencji. O ile nie zaznaczono inaczej, dane zostaną przedstawione jako średnie z SD dla danych o rozkładzie normalnym lub medianą i rozstępem międzykwartylowym dla danych o rozkładzie innym niż normalny.

Zarys rysunków i tabel Pierwszy rysunek będzie schematem blokowym CONSORT na poziomie indywidualnego pacjenta i na poziomie klastra. Drugi rysunek ilustruje wynik SARI i instrumenty szkoleniowe. Trzecia liczba przedstawia rejestrację w DAD, w tym wynik intubacji. Czwarty rysunek przedstawia dane bazowe z każdej grupy interwencyjnej na poziomie indywidualnym i klastra, a piąty rysunek przedstawia główne wyniki końcowe dla każdej grupy interwencyjnej.

Dyskusja Aby uniknąć stronniczości w raportowaniu wyników i wyników opartych na danych, niniejszy artykuł przedstawia szczegółowy plan analizy statystycznej dla głównej publikacji badania DIFFICAIR. Badanie DIFFICAIR rodzi dwa ważne pytania, tj. czy poprzez interwencję możliwe jest zmniejszenie częstości trudnej intubacji i/lub trudnej wentylacji przez maskę? Plan ten dotyczy wyłącznie analizy statystycznej populacji pacjentów zaintubowanych. Wynika to z faktu, że nasze obliczenia wielkości próby były oparte na tej samej populacji; SARI został opracowany jako narzędzie przewidywania trudnej intubacji; oraz ze względu na zakres danych.

Dostosowując naszą pierwotną analizę wyników do różnych zmiennych projektowych, takich jak grupowanie i stratyfikacja, dążymy do wyeliminowania zawyżonych wskaźników błędów typu 1 w wyniku projektu badania. Model efektów mieszanych jest stosowany w oparciu o ocenę każdej zmiennej jako mającej efekty losowe lub stałe [30, 31].

W przypadku przeprowadzania wielokrotnych porównań między dwiema grupami istnieje ryzyko błędnego zaakceptowania efektu interwencji (błąd typu 1). Istnieje kilka podejść, które dotyczą wielu testów. Zdecydowaliśmy się zastosować korektę Bonferroniego na drugorzędnych miarach wyniku, aby ocenić, zidentyfikować i omówić wątpliwe istotne wyniki, które mogą wynikać z wielości statystycznej.

Wartość testu diagnostycznego jest zwykle przedstawiana jako czułość i specyficzność. Wybraliśmy (1 - całkowita trafność), tj. odsetek nieoczekiwanych trudnych intubacji (fałszywie ujemny, FN) oraz odsetek nieprzewidzianych łatwych intubacji (fałszywie dodatni, FP). Oba scenariusze mają znaczenie kliniczne, ponieważ FN są narażeni na niedotlenienie, zwiększoną chorobowość, a nawet śmierć, podczas gdy FP są narażeni na niepotrzebny dyskomfort, np. obudzona intubacja. Jednocześnie zarówno FN, jak i FP mogą zajmować niepotrzebne zasoby. Czułość i specyficzność są trudniejsze do interpretacji intuicyjnej. W związku z tym zdecydowaliśmy się przedstawić bardziej przejrzyste wyniki pierwotne. Wykorzystanie proporcji nieoczekiwanej trudnej intubacji pozwoliło nam przeprowadzić podstawowe badanie kohortowe, na którym oparliśmy naszą wielkość próby i obliczenia mocy.

Publikując ten artykuł, w którym wstępnie określamy nasze metody i analizy, mamy nadzieję, że wyniki badania DIFFICAIR będą tak przejrzyste i wiarygodne, jak to tylko możliwe.

Podsumowanie W pracy przedstawiono zasady analiz zastosowane w badaniu DIFFICAIR do pierwszej publikacji głównych wyników dla populacji pacjentów zaintubowanych. Nasze podejście ma na celu zminimalizowanie ryzyka wyników opartych na danych i stronniczości w raportowaniu wyników.

Bibliografia

1. Cooper GM, McClure JH: Rozdział dotyczący znieczulenia w książce Ratowanie życia matek; przegląd zgonów matek, aby ciąża była bezpieczniejsza. Br J Anaesth 2008, 100:17-22.
2. Hove LD, Steinmetz J, Christoffersen JK, Møller A, Nielsen J, Schmidt H, Moller A: Analiza zgonów związanych ze znieczuleniem w latach 1996-2004 z zamkniętych roszczeń zarejestrowanych przez Duńskie Stowarzyszenie Ubezpieczeń Pacjentów. Anestezjologia 2007, 106:675-680.
3. Peterson GN, Domino KB, Caplan RA, Posner KL, Lee LA, Cheney FW: Zarządzanie trudnymi drogami oddechowymi - analiza zamkniętych roszczeń. Anestezjologia 2005, 103:33-39.
4. Rosenstock C, Møller J, Hauberg A: Skargi związane ze zdarzeniami oddechowymi w anestezjologii i intensywnej terapii w latach 1994-1998 w Danii. Acta Anaesthesiol Scand 2001, 45:53-58.
5. McClure JH, Cooper GM, Clutton-Brock TH: Ratowanie życia matek: przegląd zgonów matek, aby uczynić macierzyństwo bezpieczniejszym: 2006-8: recenzja. Br J Anaesth 2011, 107:127-32.
6. Cook T, Woodall N, Frerk C: Główne powikłania leczenia dróg oddechowych w Wielkiej Brytanii. Natl Audit Proj 2011.
7. Lundstrøm LH, Vester-Andersen M, Møller AM, Charuluxananan S, L'hermite J, Wetterslev J: Słaba wartość prognostyczna zmodyfikowanej skali Mallampatiego: metaanaliza obejmująca 177 088 pacjentów. Br J Anaesth 2011, 107:659-67.
8. Lee A, Fan LTY, Gin T, Karmakar MK, Ngan Kee WD: Systematyczny przegląd (metaanaliza) dokładności testów Mallampati do przewidywania trudnych dróg oddechowych. Anesth Analg 2006, 102:1867-1878.
9. Lundstrøm LH, Møller AM, Rosenstock C, Astrup G, Wetterslev J: Wysoki wskaźnik masy ciała jest słabym predyktorem trudnej i nieudanej intubacji dotchawiczej: badanie kohortowe 91 332 kolejnych pacjentów zaplanowanych na bezpośrednią laryngoskopię zarejestrowanych w Duńskiej Bazie Danych Anestezjologii. Anestezjologia 2009, 107:266-274.
10. Lundstrøm LH, Møller AM, Rosenstock C, Astrup G, Gätke MR, Wetterslev J: Unikanie środków blokujących przewodnictwo nerwowo-mięśniowe może zwiększać ryzyko trudnej intubacji dotchawiczej: badanie kohortowe 103 812 kolejnych dorosłych pacjentów zarejestrowanych w duńskiej bazie danych anestezjologicznych. Br J Anaesth 2009, 103:283-90.
11. Lundstrøm LH, Møller AM, Rosenstock C, Astrup G, Gätke MR, Wetterslev J: Udokumentowana wcześniejsza trudna intubacja dotchawicza jako test prognostyczny dla późniejszej trudnej intubacji dotchawiczej u dorosłych. Znieczulenie 2009, 64:1081-8.
12. Shiga T, Wajima Z, Inoue T, Sakamoto S, Sakamoto A: Przewidywanie trudnej intubacji u pozornie normalnych pacjentów. Anestezjologia 2005, 103:429-437.
13. El-Ganzouri AR, McCarthy RJ, Tuman KJ, Tanck EN, Ivankovich AD: Przedoperacyjna ocena dróg oddechowych: wartość predykcyjna wielowymiarowego wskaźnika ryzyka. Anesth Analg 1996, 82:1197-1204.
14. Kheterpal S, Han R, Tremper KK, Shanks AM, Tait AR, O'Reilly M, Ludwig TA, Martin L: Częstość występowania i predyktory trudnej i niemożliwej wentylacji maski. Anestezjologia 2006, 105:885-891.
15. Kheterpal S, Martin L, Shanks AM, Tremper KK: Przewidywanie i wyniki niemożliwej wentylacji za pomocą maski: przegląd 50 000 środków znieczulających. Anestezjologia 2009, 110:891-897.
16. Kheterpal S, Healy D, Aziz M: Częstość występowania, czynniki prognostyczne i wyniki trudnej wentylacji przez maskę w połączeniu z trudną laryngoskopią: raport z wieloośrodkowej grupy wyników okołooperacyjnych. Anestezjologia 2013:1-10.
17. Nørskov AK, Rosenstock CV, Wetterslev J, Lundstrøm LH: Występowanie nieoczekiwanych trudnych dróg oddechowych przy użyciu obiektywnej oceny dróg oddechowych w porównaniu ze standardową kliniczną oceną dróg oddechowych: badanie DIFFICAIR — protokół badania dla klastrowego randomizowanego badania klinicznego. Próby 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: Metody badań i raportowania SPIRIT 2013 Oświadczenie: Definiowanie elementów protokołu standardowego dla badań klinicznych. Ann Intern Med 2013, 158:200-7.
19. Dwan K, Gamble C, Williamson PR, Altman DG: Raportowanie z badań klinicznych: przegląd wytycznych fundatorów badań. Próby 2008, 9:66.
20. Hayes RJ, Bennett S: Proste obliczenie wielkości próby dla badań z randomizacją klastrową. Int J Epidemiol 1999, 28:319-26.
21. Kahan B, Morris T: Raportowanie i analiza badań z wykorzystaniem randomizacji warstwowej w wiodących czasopismach medycznych: przegląd i ponowna analiza. BMJ 2012, 345:e5840.
22. Crespi CM, Wong WK, Wu S: Nowe podejście do parametrów zależności w celu ulepszenia projektu randomizowanych prób klastrowych z wynikami binarnymi. Clin Trials 2011, 8:687-98.
23. Fergusson D, Aaron SD, Guyatt G, Hébert P: Wykluczenia po randomizacji: zamiar leczenia i wykluczenie pacjentów z analizy. BMJ 2002, 325:652-4.
24. Klar N, Donner A: Obecne i przyszłe wyzwania w projektowaniu i analizie badań z randomizacją klastrów. Stat Med 2001, 20:3729-3740.
25. Hayes RJ, Moulton LH: Cluster Randomized Trials (Chapman & Hall/CRC Interdyscyplinarne statystyki). Chapmana i Halla/CRC; 2009:338.
26. Kahan BC, Morris TP: Ocena potencjalnych źródeł grupowania w indywidualnie randomizowanych badaniach. BMC Med Res Methodol 2013, 13:58.
27. Zhang J, Yu KF: Jakie jest względne ryzyko? Metoda korygowania ilorazu szans w badaniach kohortowych wspólnych wyników. JAMA 1998, 280:1690-1.
28. Schafer JL: Wielokrotne imputacje: elementarz. Stat Methods Med Res 1999, 8:3-15.
29. Gøtzsche PC: Zaślepienie podczas analizy danych i pisania manuskryptów. Control Clin Trials 1996, 17:285-90.
30. Kahan BC, Morris TP: Dostosowanie do wielu czynników prognostycznych w analizie badań z randomizacją. BMC Med Res Methodol 2013, 13:99.
31. Kahan BC, Morris TP: Analiza badań wieloośrodkowych z ciągłymi wynikami: kiedy i jak należy uwzględniać efekty centralne? Stat Med 2013, 32:1136-49.