© Borgis - Anestezjologia Intensywna Terapia 3/2005, s. 181-187
Andrzej Mysiak, Małgorzata Kobusiak-Prokopowicz
Wykorzystanie skal niewydolności wielonarządowej APACHE II, MODS, SAPS II i SOFA w ocenie stanu chorych w okresie poresuscytacyjnym
Estimation of severity of illness of cardiac arrest victims with multiple organ dysfunction scores: APACHE II, MODS, SAPS II and SOFA
Katedra i Klinika Kardiologii Akademii Medycznej we Wrocławiu
kierownik: prof. dr hab. n. med. W. Mazurek
Summary
Background. In this prospective study, we used the organ dysfunction scores for assessment of the post-resuscitation clinical status of cardiac arrest victims. Methods. 96 adult CPR survivors who were treated in a cardiologic intensive care unit were allocated to two groups: group I – 38 patients who left the hospital alive, and group II – 58 patients who died in hospital. Patients of group II were further allocated to three subgroups: IIa – 9 patients who died within 48 hours after resuscitation, group IIb – 10 patients who died within 7 days after CPR, and group IIc – 32 patients who survived longer than 7 days, but ultimately died. 31 cardiac patients, who had not suffered a cardiac arrest, served as controls. All patients were rated during 7 consecutive days after CPR using APACHE II, MODS, SAPS II and SOFA scales. Results. The mean scores in all patients of the group II were significantly (p<0.05-p<0.001) higher than those in group I or in the control group. The APACHE and SAPS scores of patients of the subgroup IIa were higher than in all other subgroups (IIa>IIb>IIc). The scores in groups IIb and IIc decreased significantly over 7 days of treatment. Conclusions. All assessment scales used, were of significant clinical value in predicting the outcome of cardiac arrest victims. Scales APACHE II and SAPS II were more reliable for early assessment, compared to MODS and SOFA.
Wykorzystywanie skal klasyfikacyjnych, opartych o szczegółowe dane laboratoryjne i kliniczne, stanowi jeden z istotnych elementów oceny ciężkości ogólnego stanu chorych oraz rokowania. Podkreślana jest również przydatność tych sposobów oceny zarówno w badaniach prospektywnych jak i retrospektywnych [1].
Rokowanie u leczonych w oddziałach intensywnej terapii zależy od utrzymywania przez nich homeostazy, której zaburzenia wyrażone są liczbą punktów w skali APACHE II i III, zastosowanie tych skal pozwala z dużą czułością na przewidywanie przeżywalności chorych [2]. Małą czułością cechuje się jednak zastosowanie skal niewydolności wielonarządowej w celu określenia śmiertelności [3]. Paradoks wynika z faktu, że zgon u leczonych w oddziałach intensywnej terapii z powodu zawału mięśnia serca, zatorowości płucnej, krwawienia z przewodu pokarmowego czy udaru mózgu, chociaż wywołany stanem chorych, nie musi być ostatecznie pochodną jego ciężkości. Przykładem są niespodziewane nagłe zgony u osób z zachowaną homeostazą, na przykład z powodu zatrzymania krążenia z powodu migotania komór serca. Grupa chorych zmarłych w oddziałach intensywnej terapii cechuje się więc tylko teoretyczną jednorodnością w zakresie stopnia uszkodzeń wielonarządowych. Ogranicza to skuteczność rokowniczą skal oceniających stan chorych w oparciu o zaburzenia podstawowych parametrów fizjologicznych. Ci z większymi szansami na przeżycie cechują się jednak mniejszymi uszkodzeniami wielonarządowymi, co uzasadnia wykorzystywanie opisywanych skal do oceny ryzyka u chorych w oddziałach intensywnej terapii [3].
Wartość prognostyczna skal APACHE II, MODS, SOFA, SAPS II i GCS, u osób w stanach krytycznych była uzasadniana przez wielu autorów. Skale APACHE II i GCS wykorzystywano już wcześniej do klasyfikowania chorych po przywróceniu samoistnego krążenia (ROSC – Return of Spontaneous Circulation) uznając, że te sposoby oceny stanowią skuteczne narzędzie określające ciężkość ogólnego ich stanu po ROSC i ułatwiają rokowanie [1].
Celem badania była ocena różnic w zakresie ciężkości stanu ogólnego u chorych po ROSC, w zależności od wybranych czynników epidemiologicznych, okoliczności zatrzymania krążenia, długości przeżycia po ROSC oraz metody prowadzonego leczenia.
METODYKA
Prospektywnym badaniem objęto 96 kolejnych chorych, którzy byli leczeni w Oddziale Intensywnego Nadzoru Kardiologicznego po przebytym z przyczyn nieurazowych zatrzymaniu krążenia (CA – Cardiac Arrest) i przywróceniu krążenia spontanicznego (ROSC) w wyniku resuscytacji krążeniowo-oddechowej (CPR – Cardio-Pulmonary Resuscitation).
W warunkach pozaszpitalnego zatrzymania krążenia (OHCA – Out-of-Hospital Cardiac Arrest) akcja reanimacyjna (BLS – Basic Live Support) była podjęta przez przypadkowych świadków zdarzenia u 47 chorych, a następnie kontynuowana przez zespół reanimacyjny (ALS – Advanced Live Support) zgodnie z zaleceniami (AHA – American Heart Association) i (ERC – European Resuscitation Council). W 4 przypadkach OHCA czynności resuscytacyjne rozpoczynał personel karetki reanimacyjnej.
Wewnątrzszpitalne zatrzymanie krążenia (IHCA – In-Hospital Cardiac Arrest) wystąpiło u 19 chorych w oddziale intensywnej opieki kardiologicznej, u 22 w innych oddziałach klinicznych a u 4 w izbie przyjęć. W 36 przypadkach CPR została podjęta w pierwszej fazie przez pielęgniarki, w 6 przypadkach przez lekarza a w 3 przypadkach przez nieprzeszkolonych wcześniej świadków wydarzenia.
Wszyscy chorzy po uzyskaniu ROSC byli hospitalizowani w Oddziale Intensywnego Nadzoru Kardiologicznego i włączani do analizy zgodnie z przyjętym protokołem (tab. I, II, III).
Tab. I. Przyczyny zatrzymania krążenia
| Przyczyny zatrzymania | Chorzy n (%) | Przeżyli n (%) | Zmarli n (%) |
| Wstrząs kardiogenny | 10 (10,4) | 4 (40) | 6 (60) |
| Zawał mięśnia serca: | 28 (29,2) | 12 ( 42,9) | 16(57,1) |
| - ściany dolnej | 13 (46,4) | 7 (53,8) | 6 (46,2) |
| - ściany przedniej | 12 (42,9) | 4 (33,3) | 8 (66,7) |
| - ściany przedniej i bocznej | 2 (7,1) | 1 (50) | 1 (50) |
| - ściany przedniej i prawej | 1 (3,6) | | 1 (100) |
| Niestabilna dławica | 27 (28,1) | 11 (40,7) | 16 (59,3) |
| Blok a-v III stopnia bez zawału | 3 (3,1) | 2 (66,7) | 1 (33,3) |
| Przełom nadciśnieniowy | 6 (6,2) | | 6 (100) |
| Zator tętnicy płucnej | 4 (4,2) | 1 (25) | 3 (75) |
| Przewlekłe serce płucne zdekompensowane | 9 (9,4) | 2 (22,2) | 7 (77,8) |
| Zaburzenia elektrolitowe | 1 (1) | 1 (100) | |
| Przedawkowanie leków: dopamina, fenoterol, esmolol | 3 (3,1) | 3 (100) | |
| Przyczyna nieustalona | 5 (5,2) | 2 (40) | 3 (60) |
| Ogółem | 96 | 38 (39,6) | 58 (60,4) |
Tab. II. Charakterystyka badanych chorych
| | Wszyscy n (%) | Przeżyli - grupa I n (%) | Zmarli - grupa II n (%) | Istotność I vs II* -p<0,05 |
| 96 (100) | 38 (39,6) | 58 (60,4)
do 48 h - 9 (15,5)
do 7 doby - 23 (39,7)
po 7 dobie - 26 (44,8) | |
| Mężczyźni - M |
| M | 66 (68,8) | 29 ( 44) | 37 (56) | * |
| M do 65 r.ż. | 32 (48,5) | 19 (59,4) | 13 (40,6) | * |
| M > 65 r.ż. | 34 (51,5) | 10 (29,4) | 24 (70,6) | * |
| Kobiety - K |
| K | 30 (31,2) | 9 (30) | 21(70) | * |
| K do 65 r.ż. | 5 (16,7) | 3 (60) | 2 (40) | * |
| K> 65 r.ż | 25 (83,3 | 6 (24) | 19 (76) | * |
| Rytm wiodący podczas zatrzymania krążenia |
| VF | 53 (55,2) | 26 (49) | 27 (51) | |
| A | 38 (39,6) | 12 (31,6) | 26 (68,4) | * |
| EMD | 5 (5,2) | 0 | 5 (100) | |
| Dopamina po ROSC |
| Tak | 34 (35,4) | 7 (20,6) | 27 (79,4) | * |
| Nie | 62 (64,6) | 31(50) | 31(50) | |
| Respirator po ROSC |
| Tak | 63 (65,6) | 14 ( 36,8) | 49 (84,5) | * |
| Nie | 33 (34,4) | 24 (63,2) | 9 (15,5) | * |
Tab. III. Charakterystyka chorych z pozaszpitalnym (OHCA) i wewnątrzszpitalnym (IHCA) zatrzymaniem krążenia
| Wszyscy | Przeżyli | Zmarli | Mężczyźni | Kobiety | do 65 r.ż. | > 65 r.ż. |
| OHCA n (%) | 51 (53,1) | 19 (37,2) | 32 (62,8) | 32 (62,80 | 19 (37,2) | 23 (45,1) | 28 (54,9) |
| IHCA n (%) | 45 (46,9) | 19 (42,2) | 26 (57,8) | 34 (75,6) | 11 (24,4) | 20 (44,4) | 25 (55,6) |
| Istotność * -p < 0,05 | | * | * | * | * | * | * |
Badane parametry biochemiczne oraz inne dane niezbędne do określenia liczby punktów w poszczególnych skalach analizowano w odniesieniu do chorych sklasyfikowanych według następujących kryteriów:
grupa I – chorzy, którzy przeżyli do momentu wypisania ze szpitala, n=38 (wiek 58,9±14,3 lat),
grupa II – wszyscy objęci badaniem chorzy, którzy zmarli w trakcie pobytu w szpitalu po ROSC, n=58 (wiek 65,9±11,1 lat).
Wyodrębniono również podgrupy:
– II a - zmarli w okresie do 48 h po ROSC, n=9 (wiek 67,8±15,6 lat),
– II b - zmarli w 7 dobie po ROSC, n=10 (wiek 66,4±10,2 lat),
– II c - zmarli później niż w 7 dobie po ROSC, n=32 (wiek 65±9,1 lat).
Grupę kontrolną (n=31) stanowili chorzy hospitalizowani z przyczyn kardiologicznych, bez przebytego zatrzymania krążenia.
Niewydolność wielonarządową oceniano w kolejnych siedmiu dobach po ROSC w oparciu o uśrednione parametry, wymagane do wyliczeń według czterech wybranych skal, stosowanych u chorych w stanach krytycznych: APACHE II, MODS, SAPS II i SOFA.
Skala APACHE II uwzględnia: ciepłotę w odbytnicy, wymianę oddechową (PO2 , PaO2 ), częstość pracy serca, średnie ciśnienie tętnicze, częstość oddechu, pH krwi tętniczej, stężenie jonów K+, Na+ i kreatyniny w surowicy, hematokryt, leukocytozę, wiek, wykazaną obecność chorób przewlekłych, oraz wynik oceny stanu chorego wg skali GCS [4].
Skala MODS ( Multiple Organ Dysfunction Score) uwzględnia: PaO2 /FIO2 , stężenie kreatyniny, bilirubiny i mleczanów w surowicy, częstość rytmu serca, liczbę krwinek płytkowych, konieczność stosowania katecholamin, oraz wynik oceny stanu chorego wg skali GCS [5].
Skala SAPS II ( Simplified Acute Physiology Score) uwzględnia: wiek, częstość rytmu serca, skurczowe ciśnienie tętnicze, ciepłotę skóry, PaO2 /FIO2 , objętość dobową moczu, stężenie mocznika, bilirubiny, K+, Na+ w surowicy, stężenie HCO3- we krwi tętniczej, leukocytozę, wynik oceny stanu chorego wg skali GCS [6].
Skala SOFA ( Sepsis-related Organ Failure Assessment) uwzględnia: PaO2 /FIO2 , stężenie kreatyniny i bilirubiny w surowicy, liczbę krwinek płytkowych, średnie ciśnienie tętnicze, konieczność stosowania katecholamin oraz wynik oceny stanu chorego wg skali GCS [7, 8].
Wyliczano także liczbę punktów wg skali GCS [9].
Liczbę punktów u chorych wyliczano za pomocą programu Excel 7.0, osobno dla każdej wymienionej skali, opierając się na średnich wartościach parametrów oznaczanych lub mierzonych w kolejnych dobach.
Przyjęty sposób analizy danych statystycznych wymagał spełnienia szeregu warunków wstępnych, do których należało przetworzenie zgromadzonych danych rzeczywistych i ich ocena. Wyeliminowano obserwacje odbiegające od średniej, w oparciu o znaną konstrukcję przedziału (x - 3SD, x +3SD). Utworzone empiryczne rozkłady prawdopodobieństwa dla wartości analizowanych cech porównano z rozkładem normalnym o parametrach x, SD. Mała skala różnic pozwalała na przyjęcie ogólnego założenia o rozkładzie normalnym charakteryzującym się dużym rozproszeniem. Tezę tę sprawdzono dla wybranych cech testem zgodności c2 i testem l-Kołmogorowa-Smirnowa.
Analiza danych prowadzona była w oparciu o następujące miary i procedury statystyczne:
a) miary opisu zmienności danych: średnia arytmetyczna, odchylenie standardowe, wartość modalna oraz statystyki pozycyjne (mediana). Zrezygnowano z opisu według przedziałów ufności z uwagi na obserwowaną dużą zmienność wartości cech.
b) częstości występowania danych wartości analizowano w oparciu o test istotności różnic z wykorzystaniem rozkładu t-Studenta;
c) porównanie zgodności rozkładów, czyli częstości występowania wartości dwóch cech, przeprowadzone w oparciu o test zgodności rozkładów c2 .
Obliczenia były wykonane w oparciu o funkcje statystyczne dostępne w pakiecie Microsoft Excel 7.0. Korelacje obliczano w 1 dobie w odniesieniu skali do GCS. W badaniach przyjęto poziom istotności p<0,05.
WYNIKI
Powyżej zamieściliśmy fragment artykułu, do którego możesz uzyskać pełny dostęp.
Mam kod dostępu
- Aby uzyskać płatny dostęp do pełnej treści powyższego artykułu albo wszystkich artykułów (w zależności od wybranej opcji), należy wprowadzić kod.
- Wprowadzając kod, akceptują Państwo treść Regulaminu oraz potwierdzają zapoznanie się z nim.
- Aby kupić kod proszę skorzystać z jednej z poniższych opcji.
Opcja #1
29 zł
Wybieram
- dostęp do tego artykułu
- dostęp na 7 dni
uzyskany kod musi być wprowadzony na stronie artykułu, do którego został wykupiony
Opcja #2
69 zł
Wybieram
- dostęp do tego i pozostałych ponad 7000 artykułów
- dostęp na 30 dni
- najpopularniejsza opcja
Opcja #3
129 zł
Wybieram
- dostęp do tego i pozostałych ponad 7000 artykułów
- dostęp na 90 dni
- oszczędzasz 78 zł
Piśmiennictwo
1. Weingarten S, Bolus R, Riedinger MS, Maldonaldo L, Stein S, Ellrodt G: The principle parsimony: Glasgow Coma Scale Score predicts mortality as well as the APACHE II score for stroke patients. Stroke 1990; 21: 1280-1282.
2. Castella X, Artigas A, Bion J, Kari A: The European/Nort American Severity Study Group: A comparison of severity of illness scoring systems for intensive care unit patients; results of a multicenter, multinational study. Crit Care Med 1998; 23: 1327-1335.
3. Rothwell PM, Lawler PG: Prediction of outcome in intensive care patients using endocrine parameters. Crit Care Med 1995; 23: 78-83.
4. Knaus WA, Draper EA, Wagner DP, Zimmerman JE: APACHE II: A severity of disease classification system. Crit Care Med 1985; 13: 818-829.
5. Marshall JC, Cook DJ, Christou NV, Bernard GR, Sprung ChL, Sibbald WJ: Multiple Organ Dysfunction Score: A reliable descriptor of a complex clinical outcome. Crit Care Med 1995; 23: 138-1652.
6. Le Gall J, Lemeshow S, Saulnier F: A new simplified acute physiology score (SAPS II) based on a European/North American multicenter study. JAMA 1993; 270: 2957-2963.
7. Alvarez M, Nava JM, Rue M, Quintana S: Mortality prediction in head trauma patients: Performance of Glasgow Coma Score and general severity sytems. Crit Care Med 1998; 26: 142-148.
8. Vincent J-E, de Mendonca A, Cantraine F, Moreno R, Takala J, Suter PM, Sprung CL, Colardyn F, Blecher S: on behalf of the working group on "sepsis-related problems” of the European Society of Intensive Care Medicine: Use of the SOFA score to assess the incidence of organ dysfunction/failure in intensive care units. Results of multicenter prospective study. Crit Care Med 1998; 26: 1793-1800.
9. Marino PL: Intensywna terapia. Urban&Partner. Wrocław, 1994.
10. Steingrub JS, Teres D: Comorbidities and organ failure assessment. Curr Op Crit Care 1996; 2: 221-225.
11. Schwilk B, Wiedeck H, Stein B, Reinelt H, Treiber H, Bothner U: Epidemiology of acute renal failure and outcome of haemodiafiltration in intensive care. Intensive Care Med 1997; 23: 1204-1211.
12. Bialecki L, Woodward RS: Predicting death after CPR. Experience at nonteaching community hospital with a full-time critical care staff. Chest 1995; 108: 1009-1017.
13. Beer RJ, Teasdale TA, Ghusn HF, Taffet GE: Estimation of severity of illness with APACHE II: age-related implications in cardiac arrest outcomes. Resuscitation 1994; 27: 189-195.
14. Mullie A, Buylaert W, Michem N: Predictive value of Glasgow Coma Score for awakening after out-of-hspital cardiac arrest. Lancet 1988; 1: 137-140.
15. Cerchiari EL, Safar P, Klein E, Diven W: Visceral, hematologic and bacteriologic changes an neurologic outcome after cardiac arrest in dogs. The visceral post-resuscitation syndrome. Resuscitation 1993; 25: 119-136.
16. Gustafson I, Edgren E, Hulting J: Brain-oriented intensive care after resuscitation from cardiac arrest. Resuscitation 1992; 24: 245-261.
17. Kimman GP, Ivens EMA, Hartman JAM, Hart HN, Simoons ML: Long-term survival after successful out-of-hospital resuscitation. Resuscitation 1994; 28: 227-232.
