最近,醫院脆弱風險評分基於推導和驗證研究在英國已被建議作為一個低成本、係統檢測工具來識別,虛弱的患者的風險更大,不良結果,為誰frailty-attuned方法可能是有用的。我們旨在驗證這一點在一個獨立的隊列在瑞士。
潛在的二次分析,觀察研究(分類研究)。
一個600個床位的三級保健醫院在阿勞,瑞士。
連續住院病人年齡≥75歲,向應急部門或可選地承認2015年10月至2018年4月。
主要終點是全因30天死亡率。二次端點是住院時間、再入院、功能障礙和生活質量的措施。我們使用多元回歸分析。
4957年包括患者、3150例(63.5%)被分類為低風險,1663中間風險(33.5%)和144(2.9%)高脆弱的風險。與低風險組相比,患者中度風險和高危人群的風險增加30天死亡率(和(或)2.53,95%可信區間2.09到3.06,p < 0.001或4.40,95%可信區間2.94到6.57,p < 0.001)與整體溫和的歧視(ROC曲線下的麵積0.66)。對重要的混雜因素調整後結果依然強勁。同樣地,我們發現更長的住院時間,更嚴重的功能障礙和高風險組患者的生活質量較低。
我們的數據確認醫院脆弱的預後價值風險評分確定老,虛弱的人死亡率和不良結果的風險在一個獨立的患者人群。
NCT01768494;試。
這是第一個研究來驗證醫院脆弱風險評分後出版和初步驗證。
驗證在瑞士三級保健醫院的第一步是評估風險評分在跨國環境下的適用性。
除了與不良臨床結果關聯,我們評估協會高等醫院脆弱的風險分數與功能障礙,生活質量和postacute護理的必要性。
由於研究設計,沒有常規的弱點評估我們的病人和我們不能比較與其他弱點評估或檢查成績分數。
分數是依賴於文檔和代碼的國際疾病分類和相關的健康問題,10日修訂,編碼的變化可能導致誤分類。
人口老齡化的增加,multimorbidity病人,虛弱的病人的比例預計將進一步提高。
一些工具來識別弱點已經發展在過去的20年。
這是一個二級分類的分析研究中,前瞻性觀察性隊列研究最初旨在了解入學生物標誌物的價值預測後不良結果。
按照最初的研究中,我們選擇住院病人年齡≥75歲,承認2015年10月至2018年4月。隊列包括選擇性和緊急招生。在同一個病人的多個招生的情況下,隻有第一個承認是用於分析。
患者沒有參與研究問題的發展或研究的設計。
我們使用icd - 10診斷代碼事件的門票分配給病人出院後由專業程序員醫院根據醫療記錄的信息。電子記錄包含多達38診斷領域根據icd - 10編碼。關於後續,住院後30天,患者通過電話聯係獲取信息結構化麵試的重要地位,生活臨床結果、位置和功能測量。功能狀態是獲得使用EQ-5D-3L標準化程度的健康,這是管理的建議。
我們使用了Barthel指數來衡量日常生活活動(ADL),
所有信息被存儲在一個中央集權的password-secured數據庫(SecuTrial;交互式係統GmbH,柏林,德國)。
對於每個病人,醫院脆弱風險評分計算回顧使用所有可用的icd - 10診斷代碼,記錄特定的入學的推薦。
我們調查協會醫院弱點的風險與不良臨床結果。我們的主要終點是全因30天死亡率。次級終點包括醫院的住院時間,長期住院(> 10天),30天內再入院。此外,我們研究了使用Barthel聯想功能障礙指數(< 95點指示損傷),生活質量測量使用EQ-5D標準化測量和放電位置除了回家患者入院前住在家裏。
我們表示病人使用描述性統計特征包括與SD的意思是,中位數差和頻率,是適當的。使用χ頻率做了比較2測試。
調查協會醫院弱點的風險評分結果,我們使用單變量和多變量回歸分析。模型調整的年齡(模式1),年齡和性別(模型2),和年齡、性別和並發症,並不包括在脆弱的計算風險評分(模式3)。我們執行另一個分析調整結構早期預警評分新聞(國家早期預警評分)組成的生理參數,可能是一個重要的修飾符的結果。新聞回顧計算推薦
我們在預定義的子組重複分析年齡和性別分層。
所有測試都是雙尾,重要性水平在5%。分析與占據V.12.1。
共有4957名患者的中位年齡82年被包括在這個分析中。時承認,大部分患者(63.4%)住在家裏。總共63.5%(3150)的患者低脆弱性風險組中,33.5%(1663)的中間風險組和2.9%(144)的高危人群。最低分數是0分,最高分30.3分,四分位數分別為1.4,3.4和6.7分,平均4.5分4.3 (SD)。一般人群的基線特征和分層醫院脆弱的風險類別中列出
總人群的基線特征和脆弱的風險分層的集團
特征 | 總群 | 脆弱的風險(分) | P值 | ||
低風險(< 5) | 中間風險(5 - 15) | 風險很高(> 15) | |||
N (%) | 4957年 | 3150例(63.5%) | 1663例(33.5%) | 144例(2.9%) | |
男性性別,n (%) | 2426例(49.0%) | 1634例(52.0%) | 733例(44.2%) | 59 (41.0%) | < 0.001 |
年齡(年),中等(差) | 82 (78、86) | 82 (78、85) | 83 (79、87) | 83 (79、87) | < 0.001 |
生命體征、中值(差) | |||||
血壓的收縮壓(毫米汞柱) | 148 (129、168) | 149 (131、168) | 147 (125、166) | 151 (132,176.5) | 0.007 |
血壓diastolc(毫米汞柱) | 80 (68、93) | 80 (69、93) | 80 (68、92) | 80 (69、97) | 0.25 |
脈衝重複頻率(bpm) | 81.5 (70,95.2) | 80.5 (69,94.8) | 82 (70.9,96) | 85 (73、101) | 0.009 |
血氧飽和度(%) | 95.8 (92.8,98) | 96 (93.5,98) | 95.4 (92.1,97.6) | 95.05 (92,97.4) | < 0.001 |
溫度(°C) | 36.8 (36.4,37.3) | 36.8 (36.4,37.3) | 36.8 (36.4,37.4) | 36.6 (36.4,37.1) | 0.007 |
並發症,n (%) | |||||
糖尿病 | 698例(14.1%) | 486例(15.4%) | 205例(12.3%) | 7 (4.9%) | < 0.001 |
惡性疾病 | 494例(10.0%) | 354例(11.2%) | 131例(7.9%) | 9 (6.2%) | < 0.001 |
慢性心髒衰竭 | 699例(14.1%) | 436例(13.8%) | 249例(15.0%) | 14 (9.7%) | 0.17 |
慢性阻塞性肺病 | 257例(5.2%) | 178例(5.7%) | 75例(4.5%) | 4 (2.8%) | 0.099 |
癡呆 | 338例(6.8%) | 104例(3.3%) | 218例(13.1%) | 16 (11.1%) | < 0.001 |
慢性腎髒疾病 | 1282例(25.9%) | 715例(22.7%) | 540例(32.5%) | 27 (18.8%) | < 0.001 |
高血壓 | 2608例(52.6%) | 1726例(54.8%) | 826例(49.7%) | 56 (38.9%) | < 0.001 |
冠心病 | 531例(10.7%) | 424例(13.5%) | 100例(6.0%) | 7 (4.9%) | < 0.001 |
中風 | 668例(13.5%) | 193例(6.1%) | 396例(23.8%) | 79例(54.9%) | < 0.001 |
位置在入學之前,n (%) | |||||
回家 | 3144例(63.4%) | 2194例(69.7%) | 895例(53.8%) | 55 (38.2%) | < 0.001 |
家與援助服務 | 264例(5.3%) | 107例(3.4%) | 142例(8.5%) | 15 (10.4%) | |
養老院 | 370例(7.5%) | 161例(5.1%) | 190例(11.4%) | 19 (13.2%) | |
其他醫院 | 457例(9.2%) | 275例(8.7%) | 161例(9.7%) | 21 (14.6%) | |
未知或其他 | 722例(14.6%) | 413例(13.1%) | 275例(16.5%) | 34 (23.6%) |
慢性阻塞性肺病,慢性阻塞性肺疾病。
總共有524名(10.7%)患者在30天內死於承認,221(7.1%)組成的低風險組中,267(16.2%),中度風險組和36例(25.2%)在高危人群。回歸分析顯示相應的口服補液鹽為2.53 (95% CI 2.09 - 3.06, p < 0.001)中度風險組為4.40 (95% CI 2.94 - 6.57, p < 0.001)的高危人群,分別與低風險組。結果調整了混雜因素後仍然健壯(年齡,性別和並發症不包括在分數)(
協會的脆弱的風險升高組與不良臨床結果低脆弱的風險
結果 | 總的來說,n (%) | 低風險,n (%) | 中間的風險,n (%) | 高風險,n (%) | P值 | 中級風險,或(95% CI), P值 | 高風險,或者(95% CI), P值 | ||
未經調整的 | 全麵調整 | 未經調整的 | 全麵調整 | ||||||
全因30天死亡率 | 524例(10.7%) | 221例(7.1%) | 267例(16.2%) | 36 (25.2%) | < 0.001 | 2.53 (2.09 - 3.06),p < 0.001 | 2.65 (2.17 - 3.25),p < 0.001 | 4.4 (2.94 - 6.57),p < 0.001 | 4.83 (3.17 - 7.37),p < 0.001 |
住院時間、中值(差)* | 5 (2、9) | 4 (2、7) | 7 (12) | 11.5(7日18) | < 0.001 | 3.74 (3.34 - 4.14),p < 0.001 | 3.77 (3.39 - 4.15),p < 0.001 | 10.04 (8.92 - 11.16),p < 0.001 | 10.07 (9.02 - 11.13),p < 0.001 |
長期住院> 10天 | 1010例(20.4%) | 386例(12.3%) | 543例(32.7%) | 81例(56.2%) | < 0.001 | 3.47 (2.99 - 4.02),p < 0.001 | 3.66 (3.14 - 4.28),p < 0.001 | 9.21 (6.51 - 13.01),p < 0.001 | 9.75 (6.83 - 13.92),p < 0.001 |
30天重新接納 | 586例(11.8%) | 372例(11.8%) | 195例(11.7%) | 19 (13.2%) | 0.87 | 1.04 (0.88 - 1.24),p = 0.643 | 1.04 (0.87 - 1.24),p = 0.69 | 1.47 (0.95 - 2.26),p = 0.081 | 1.67 (1.08 - 2.59),p = 0.022 |
功能障礙,n (%) | |||||||||
Barthel指數,中值(差)* | 95 (70、100) | 100 (85、100) | 80 (100) | 50 (75) | < 0.001 | −13.64−15.76 (-17.87),p < 0.001 | −12.48−14.59 (-16.69),p < 0.001 | −34.09−40.55 (-47.01),p < 0.001 | −33.33−39.7 (-46.06),p < 0.001 |
Barthel指數< 95分 | 1052例(46.5%) | 529例(36.3%) | 472例(62.9%) | 51 (92.7%) | < 0.001 | 2.98 (2.48 - 3.58),p < 0.001 | 2.87 (2.37 - 3.47),p < 0.001 | 22.37 (8.04 - 62.23),p < 0.001 | 25.03 (8.91 - 70.32),p < 0.001 |
生活質量,n (%) | |||||||||
流動的障礙 | 408例(18.0%) | 162例(11.1%) | 217例(28.9%) | 29 (51.8%) | < 0.001 | 3.25(2.59 - 4.08),頁< 0.001 | 3.1 (2.46 - 3.92),p < 0.001 | 8.61 (4.97 - 14.91),p < 0.001 | 8.45 (4.82 - 14.81),p < 0.001 |
障礙的自我保健 | 1010例(44.5%) | 480例(32.9%) | 484例(64.4%) | 46 (82.1%) | < 0.001 | 3.69 (3.07 - 4.44),p < 0.001 | 3.63 (2.99 - 4.4),p < 0.001 | 9.40 (4.7 - 18.79),p < 0.001 | 9.59 (4.74 - 19.41),p < 0.001 |
平時活動的障礙 | 1366例(60.2%) | 767例(52.5%) | 553例(73.5%) | 46 (82.1%) | < 0.001 | 2.51 (2.08 - 3.05),p < 0.001 | 2.35 (1.92 - 2.87),p < 0.001 | 4.16 (2.08 - 8.31),p < 0.001 | 3.98 (1.97 - 8.06),p < 0.001 |
疼痛/不適 | 910例(42.7%) | 574例(40.8%) | 314例(46.3%) | 22 (48.9%) | 0.039 | 1.25 (1.04 - 1.51),p = 0.017 | 1.21 (1 - 1.47),p = 0.047 | 1.39 (0.77 - 2.52),p = 0.278 | 1.28 (0.7 - 2.33),p = 0.43 |
焦慮/抑鬱 | 629例(30.3%) | 394例(28.2%) | 213例(33.2%) | 22 (56.4%) | < 0.001 | 1.26 (1.03 - 1.55),p = 0.023 | 1.26 (1.02 - 1.55),p = 0.029 | 3.29 (1.73 - 6.26),p < 0.001 | 3.11 (1.62 - 5.99),p = 0.001 |
EQ-VAS,意味著(SD) * | 70.8 (18.3) | 72.1 (17.9) | 68.2 (19.0) | 61.8 (17.6) | < 0.001 | −1.97−3.9 (-5.83),p < 0.001 | −1.81−3.75 (-5.69),p < 0.001 | −3.08−10.3 (-17.53),p = 0.005 | −3.94−11.12 (-18.29),p = 0.002 |
家庭以外的放電 | 1092例(22.0%) | 504例(16.0%) | 530例(31.9%) | 58 (40.3%) | < 0.001 | 2.46 (2.13 - 2.83),p < 0.001 | 2.53 (2.18 - 2.92),p < 0.001 | 3.54 (2.5 - 5.01),p < 0.001 | 3.81 (2.68 - 5.42),p < 0.001 |
改編自EQ-5D生活質量的措施。我們二分水平到“沒有障礙”(級別1)和“障礙”(水平2和3)。報告的頻率障礙(水平2和3)進行分析。
全麵調整模型調整年齡、性別及並發症不包括在得分。
*線性回歸分析報告回歸係數,計算95%置信區間,p值。
EQ-VAS EuroQol視覺模擬健康量表。
kaplan meier生存估計三個醫院脆弱危險分數組分層。
我們也調查了歧視的表現得分,發現隻有溫和的死亡率(AUC 0.66)的結果(
歧視表現醫院的弱點有關臨床風險評分和功能結果
結果 | AUC(95%置信區間) |
臨床結果 | |
全因30天死亡率 | 0.66 (0.63 - 0.68) |
長期住院(> 10天) | 0.72 (0.70 - 0.74) |
30天重新接納 | 0.54 (0.51 - 0.56) |
功能障礙 | |
Barthel指數< 95點,n (%) | 0.69 (0.67 - 0.71) |
生活質量,n (%) | |
流動的障礙 | 0.71 (0.68 - 0.74) |
障礙的自我保健 | 0.71 (0.69 - 0.73) |
平時活動的障礙 | 0.66 (0.63 - 0.68) |
疼痛/不適 | 0.54 (0.51 - 0.56) |
焦慮/抑鬱 | 0.56 (0.53 - 0.58) |
家庭以外的放電,n (%) | 0.64 (0.63 - 0.66) |
改編自EQ-5D生活質量的措施。我們二分水平到“沒有障礙”(級別1)和“障礙”(水平2和3)。報告的頻率障礙(水平2和3)進行分析。
AUC,接收機操作曲線下的麵積。
我們還發現重要的結果對於住院時間和住院(> 10天)。相應較低風險組口服補液鹽長時間住院是3.47 (95% CI 2.99至4.02,為中度風險組p < 0.001)和9.21 (95% CI 6.51 - 13.01, p < 0.001)的高危人群。再一次,結果仍然健壯的混雜因素調整後提到。
關於再次入院後30天內,我們隻發現了一個重大協會高危組與低風險組完全調整模型(完全調整或1.67,95%可信區間1.08到2.59,p = 0.022) (
關於功能狀況,我們發現損傷的比例顯著高於高等弱點(Barthel指數< 95分)風險組對應的口服補液鹽為2.98 (95% CI 2.48 - 3.58, p < 0.001)和22.37(95%可信區間8.04到62.23,p < 0.001)。也發現類似的結果為入學後30天的生活質量的措施與相應的口服補液鹽的高危人群,8.61(95%可信區間4.97到14.91,p < 0.001)流動的障礙,9.40(95%可信區間4.7到18.79,p < 0.001)對受損的自我保健,4.16(95%可信區間2.08到8.31,p < 0.001),平時活動的障礙和3.29(95%可信區間1.73到6.26,p < 0.001),焦慮或抑鬱。
與低風險組的患者相比,患者的高危人群居住在家的時候入學的風險增加3.5倍不能夠出院回家(或3.54 (95% CI 2.5 - 5.01, p < 0.001) (
額外的結果調整了混雜因素的回歸分析模型與逐步網上所示
子組的分析顯示出類似的協會醫院的脆弱與30天死亡率風險評分,住院時間長,再次住院在不同年齡組和性別分層的效果修改(沒有證據
提升醫院協會脆弱的風險與不良臨床結果子組在年齡和性別分層。
ROC分析修改的否決的風險評分沒有顯示顯著差異的auc結果30天死亡率與初始的否決(在線
在這個獨立驗證的研究包括住院病人≥75歲在瑞士高等護理環境中,我們發現重要的醫院脆弱的風險分數之間的關聯和一些不良臨床結果,特別是全因30天死亡率、停留時間和長期住院的醫院(> 10天)。此外,我們發現中度風險的重要關聯和功能障礙的高危人群,衡量Barthel指數和降低生活質量,EQ-5D評估。最後,我們發現患者的高風險群承認在家裏明顯不太可能返回回家時放電。
與原出版的三個軍團(一個開發隊列和兩組驗證)吉爾伯特
關於醫院的歧視表現脆弱風險評分,我們吉爾伯特發現了類似的結果
當我們發現分數與強有力的預後能力很有幫助,在我們組隻有少數病人因此有限靈敏度最高的風險類別。因此可能分數可以進一步提高通過改變風險類別為特定患者群體。
我們所知,這是第一個研究來驗證醫院脆弱風險評分後出版和初步驗證。此外,驗證在瑞士三級保健醫院在一個沒有醫療群體包括緊急招生和選擇性招生是第一步在評估風險評分是否適用於跨國設置。
除了吉爾伯特
一般的分數是比較容易的計算使用常規醫院數據提供了一種係統的方法來篩選病人脆弱的風險沒有任何需要應用手動分帶上資源密集型評估和潛在interoperator可靠性問題。
然而,行政的icd - 10編碼數據庫的依賴也是一個軟弱的分數,因為他們是編碼後才出院,分數隻能應用在錄取過程的早期,那些之前icd - 10編碼記錄。除此之外,根據以往的招生分數計算有可能錯過或分類脆弱。此外,脆弱如複方用藥的重要組成部分,一般的軟弱和依賴日常生活活動可能不會充分反映在icd - 10編碼。他們的缺席可能部分解釋分數的相對貧窮的重疊與既定的弱點評估工具油炸
我們的報告也有一些局限性。首先,這是一個前瞻性研究前的二次分析。我們做了調整混雜因素解決這個限製。此外,我們能夠在外部驗證前麵的結果準確,我們相信,沒有額外的偏見。其次,由於研究設計,沒有常規的弱點評估我們的病人。因此,我們無法比較醫院脆弱風險評分與其他弱點評估或篩選的分數。然而,沒有獨特的接受金本位製在脆弱的篩選比較脆弱的主要有兩種模式(脆弱表型與脆弱指數)。
第三,雖然我們有一個大樣本的大小,隻有少數高脆弱性風險組的患者,可能影響CIs。最後,比分是依賴於文檔和icd - 10編碼。因此,編碼的變化可能導致誤分類。
脆弱的發展黃金標準風險評估已經被證明是一個具有挑戰性的任務。
脆弱的風險評分在各種各樣的病人需要進一步驗證設置。在老年患者的篩查,可能與其他弱點評估相結合的方法,以及臨床實踐的實用性還有待調查。此外,目前尚不清楚其理論收益是否可以轉化為改善病人護理和患者的結果。
醫院脆弱風險評分是一個易於使用的和低成本的工具使用管理醫院數據識別不良結果的風險虛弱的人可能受益於從特定frailty-adjusted標準化老年評估和治療的方法。我們的數據進一步驗證這一點在一個獨立的患者人群。
這個多學科和interprofessional審判是唯一可能的人員從多個部門密切合作,在Kantonsspital阿勞,包括社會服務(Regina施密德安雅·凱勒),護理(Susanne Schirlo,佩特拉Tobias),中心實驗室(瑪莎Kaeslin,雷·亨澤爾),醫療控製(Juergen Froehlich托馬斯·叫喊Christoph Reemts),和信息技術(業務主管羅傑·維勒庫爾特Amstad稱,可能Ralph Dahnke Sabine Storost),臨床試驗單位(反恐組)在巴塞爾大學醫院(Timo Tondelli Stefan鑲嵌地塊),和所有參與病人,護士和醫生。
AE和矽同樣起到了推波助瀾的作用。
PS完全訪問所有的研究數據,並負責數據的完整性和準確性的分析。BM和PS參與這項研究的構想和設計。SH,正義與發展黨,DK, BM和PS負責收購,數據的分析和解釋。AE、矽和PS進行統計分析和起草了手稿。TS,老媽和回顧了起草和修訂後的手稿重要的知識內容。所有作者批準了最終版本的手稿並決定提交出版的手稿。AE和矽氮的貢獻同樣工作。
ThermoFisher提供了無限製的研究資助的研究。PS是由瑞士國家科學基金會(SNSF教授,PP00P3_150531/1)和研究委員會的Kantonsspital阿勞(1410.000.044)。
沒有宣布。
Ethikkommission坎頓阿爾高。
不是委托;外部同行評議。
額外的數據可以通過森林女神訪問數據存儲庫