Częstość występowania i czynniki ryzyka zespołu ponownego odżywienia

Kolejni pacjenci kierowani do Kliniki Otorynolaryngologii i Audiologii z podejrzeniem choroby nowotworowej w okresie badania od lutego do sierpnia 2011 roku. Pacjentów poproszono o udział, jeśli spełniali następujące kryteria włączenia: wiek ≥ 18 lat, podejrzenie lub rozpoznanie HNC oraz skierowanie po raz pierwszy. Wykluczono pacjentów, którzy nie rozumieli i nie mówili po duńsku, mieli ciężkie otępienie i/lub zaburzenia czynności nerek (kobiety: p-kreatynina > 180 μmol/l, mężczyźni: p-kreatynina > 200 μmol/l).

Każdy uczestnik był obserwowany przez osiem dni po przyjęciu lub skierowaniu do kliniki. Próbki krwi i wywiady przeprowadzono na początku badania oraz w dniach 2, 4 i 7.

Potencjalne czynniki definiujące wysokie ryzyko zostały przeanalizowane poprzez porównanie tych pacjentów, u których rozwinął się RFS lub RFF, z tymi, u których nie wystąpił. Informacje wyjściowe obejmowały dane z wywiadu oraz informacje uzupełniające w dokumentacji medycznej. W ramach wywiadu badany został zapytany o wywiad żywieniowy w celu oceny dziennego zwyczajowego spożycia białka i energii. Zmierzono siłę chwytu dłoni (HGS), a uczestnik wykonał test maksymalnego kroku na ławce o wysokości 20 cm. Stan odżywienia oceniono za pomocą narzędzia przesiewowego NRS-2002 (13) oraz ryzyko ponownego odżywienia zgodnie z wytycznymi NICE (14). Rejestrowano spożycie energii, białka i płynów oraz porównywano z szacowanym zapotrzebowaniem. Do wywiadów wykorzystano wystandaryzowane kwestionariusze, a próbki krwi były analizowane w ramach codziennej rutyny u pacjentów hospitalizowanych, podczas gdy pacjenci ambulatoryjni pobierali próbki krwi od lekarza pierwszego kontaktu lub akredytowanych laboratoriów szpitalnych w pobliżu ich domów. W przypadku uczestników ze wskaźnikiem masy ciała (BMI) < 30 kg/m2 zapotrzebowanie na energię obliczono za pomocą równań Harrisa i Benedicta odpowiednio dla mężczyzn i kobiet (15). Zastosowano współczynnik aktywności fizycznej wynoszący 1,1 dla uczestników obłożnie chorych i 1,3 dla uczestników nieobłożnie chorych. Zapotrzebowanie na białko obliczono jako 18 E-% całkowitego zapotrzebowania na energię. Dla uczestników z BMI ≥ 30 kg/m2 zastosowano następujące równania: Zapotrzebowanie na energię (przykuty do łóżka) = 85 kJ/kg masy ciała/dobę, Zapotrzebowanie na energię (bez obłożnie chorego) = 100 kJ/kg masy ciała/dobę, zapotrzebowanie na białko ( obłożnie chory) = 0,9 g/kg mc/dobę, zapotrzebowanie na białko (nieobłożnie) = 1,1 g/kg mc/dobę (16). Spożycie energii i białka oszacowano na podstawie 24-godzinnego wywiadu żywieniowego za pomocą programu komputerowego „Dankost 3000” (Dankost 3000, wersja 2.5, Danish Catering Centre, Herlev, Dania).

W teście krokowym do dyktowania rytmu wykorzystano plik audio, podobny do pliku dźwiękowego użytego w The Danish Step Test (17). HGS mierzono na prawej ręce za pomocą hydraulicznego dynamometru ręcznego Jamar® (skala 0-200 funtów). Wykonano trzy pomiary z 15-sekundową przerwą pomiędzy każdym pomiarem, a do analizy wykorzystano wartość średnią. Ból głowy i szyi mierzono dwukrotnie za pomocą wizualnej skali analogowej (VAS) (18) z dodanymi ocenami dla stałego bólu i dla bólu podczas jedzenia.

Wszystkie analizy statystyczne przeprowadzono przy użyciu STATA/IC 10.0 dla Windows i Microsoft Excel 2003. Do porównań grup zastosowano test sumy rang Manna-Whitneya, a zależności dawka-odpowiedź testowano za pomocą testu korelacji rang Spearmana. Potencjalne czynniki ryzyka analizowano odpowiednio za pomocą testu Chi2 z poprawką Yatesa lub dokładnego testu Fishera.

Głównymi wynikami były zmiany stężenia p-fosforanu i rozwój objawów RFS po rozpoczęciu przyjmowania pokarmu. Wartość dyskryminacyjną dla klinicznie istotnej hipofosfatemii lub spadku stężenia p-fosforanu oszacowano na podstawie spójności między rozwojem objawów klinicznych a najniższym stężeniem p-fosforanu, jak również zmianą stężenia p-fosforanu od wartości wyjściowej do dnia badania z najniższym p-fosforanem -liczba fosforanowa.

W przypadku istotnych różnic między grupami obliczono iloraz szans (OR) i zastosowano test korelacji rang Spearmana w celu zbadania korelacji między potencjalnym czynnikiem ryzyka a zmianą p-fosforanu, a korelacje zbadano pod kątem liniowości za pomocą analizy regresji liniowej. Czułość, swoistość i wartości predykcyjne obliczono odpowiednio dla całkowitego wyniku NRS-2002 ≥ 3, wyniku A NRS-2002 = 1 i wytycznych NICE.

Maksymalny dopuszczalny wzrost spożycia energii bez powodowania RFS analizowano korelując zmiany p-fosforanów i zmiany spożycia w procentach obliczonego zapotrzebowania energetycznego.