Gli infermieri critici valutano in modo inadeguato i punteggi SAPS II di pazienti molto malati nella vita reale

Abstract

Background. Punteggi di gravità ICU affidabili sono stati raggiunti da vari operatori sanitari, ma nulla è noto per quanto riguarda l’accuratezza nella vita reale dei punteggi di gravità registrati da infermieri non addestrati. Metodo. In questo audit multicentrico retrospettivo, tre revisori hanno rivalutato in modo indipendente 120 punteggi SAPS II. La correlazione e l’accordo della somma-punteggi / variabili tra i revisori e tra infermieri e il gold standard dei revisori sono stati valutati a livello globale e per i terzi. Bland e Altman (gold standard—infermieri) di punteggi sum e regressione della differenza sono stati determinati. È stato calcolato un modello di regressione logistica che identifica i fattori di rischio per valutazioni errate. Risultato. La correlazione per i punteggi sum tra i revisori era quasi perfetta (media IC = 0.985). Il punteggio medio (±SD) sum SAPS II registrato da infermiere era rispetto al gold standard (per differenza) con unC inferiore (0,81). Il test Bland e Altman era + con una significativa regressione tra la differenza e il gold standard, indicando nel complesso una sovrastima (sottostima) di minore (maggiore; >32 punti) punteggi. L’accordo più basso è stato trovato nei livelli elevati di SAPS II per l’emodinamica (k = 0,45–0,51). Conclusione. Nella vita reale, i punteggi SAPS II registrati da infermiere di pazienti molto malati sono imprecisi. L’accuratezza dei punteggi non è stata associata alle caratteristiche degli infermieri.

1. Introduzione

Il punteggio di fisiologia acuta semplificato II (SAPS II) è probabilmente ancora il punteggio più comunemente usato in Europa per confrontare la gravità di un paziente gravemente malato e—con la sua forma estesa —per valutare il decorso clinico e l’esito . Inoltre, il SAPS II è diventato un elemento chiave per definire il grado di rimborso ospedaliero in Germania e una procedura analoga è prevista in Svizzera per l’inizio del 2012 . Considerando le varie implicazioni, l’accuratezza nella valutazione dei punteggi SAPS II è della massima importanza.

In pochi studi è stata riportata un’adeguata affidabilità interrater di SAPS II e piccole differenze nei valori di alcune variabili SAPS II tra gli osservatori hanno determinato importanti differenze nei punteggi . Il sistema di punteggio II per la valutazione della fisiologia acuta e della salute cronica (APACHE II) è stato studiato in modo più approfondito e i punteggi generali affidabili di APACHE II sono stati raggiunti da vari operatori sanitari (astrattori ospedalieri addestrati, infermieri, medici residenti e intensivisti). L’affidabilità è stata dimostrata per aumentare ulteriormente con la formazione e con un intervento di miglioramento della qualità multiforme e multidisciplinare . Tuttavia, questi risultati si riferiscono tutti a impostazioni di studio ben definite con osservatori specificamente addestrati, e solo uno studio ha finora misurato l’accuratezza dei punteggi di gravità registrati dal medico nella vita reale.

Nelle nostre unità di terapia intensiva (ICU) il punteggio SAPS II viene valutato manualmente da infermieri specializzati in terapia intensiva. Questa procedura è richiesta esattamente 24 ore dopo l’ammissione o il nostro sistema di cartella clinica elettronica inibisce qualsiasi ulteriore utilizzo per il paziente in questione. Valutazione da parte degli infermieri è stato scelto al fine di conformarsi con i medici e le carenze organizzative (piccole unità di terapia intensiva con inesperti junior medici, a breve termine, la rotazione e la contemporanea attività extra su tutti durante i turni di notte, no permanente ICU specialista) e perché specializzata infermieri sono presenti in unità di terapia intensiva a tutte le ore e i giorni e che sono abituati a gestire personalmente la maggior parte delle SAPS II variabili (recupero di dati fisiologici e prove di laboratorio con la loro registrazione nelle tabelle dei pazienti).

Lo scopo del nostro studio era (1) valutare l’affidabilità dei punteggi SAPS II registrati dall’infermiere nella vita reale, (2) riconoscere le variabili soggette a errori e (3) concepire un intervento di miglioramento appropriato.

2. Metodi

2.1. Pazienti e setting

Si tratta di uno studio multicentrico retrospettivo, condotto all’interno del Dipartimento di Medicina Intensiva dell’Ente Ospedaliero Cantonale, Ticino, Svizzera. Il nostro reparto raggruppa le ICU miste da 4 ospedali didattici regionali (Bellinzona, Locarno, Lugano e Mendrisio), ha un totale di 34 posti letto e cura circa 3.200 pazienti adulti all’anno. Tra i 159 infermieri (con diversi gradi di occupazione), il 70% è registrato critical-care, mentre il restante sono infermieri registrati con una formazione specifica in corso. Il rapporto infermiere / paziente è di solito 1 : 1,5. Nessun programma di formazione strutturato per quanto riguarda SAPS II è offerto agli infermieri.

Il punteggio SAPS II viene eseguito in modo semiautomatico: (1) acquisizione manuale dei dati: per le informazioni diagnostiche (tipo di ammissione, variabili di malattia di base) gli infermieri hanno accesso completo alle cartelle cliniche. I dati fisiologici (frequenza cardiaca, pressione arteriosa sistolica, frequenza urinaria, temperatura corporea, stato di ossigenazione e scala del coma di Glasgow) e i risultati di laboratorio (accesso completo a tutte le variabili sul sistema di cartelle cliniche elettroniche) sono consecutivamente documentati dagli infermieri sui grafici di indagine giornaliera del paziente, da cui vengono infine recuperati per la registrazione del punteggio SAPS II. (2) Per ogni variabile l’infermiere deve selezionare l’opzione più ponderata (tra il valore più basso e più alto), che viene eventualmente inserita nel sistema di cartella clinica elettronica. Consecutivamente, questo sistema calcola automaticamente il punteggio finale. L’identificazione dell’infermiere-registratore è assicurata mediante un codice personale.

I pazienti di età ≥ 18 anni, ricoverati nella nostra terapia intensiva tra gennaio 2010 e ottobre 2010, erano idonei. Considerando la progettazione retrospettiva e non convenzionale di questo studio sulla garanzia della qualità, il Comitato etico cantonale non ha richiesto il consenso informato.

2.2. Protocollo di studio

Tra 2386 pazienti eleggibili lo sperimentatore principale casualmente selezionati 30 pazienti per la terapia intensiva si presenta con i seguenti principali di scarico diagnostica (numero di pazienti): shock settico (5), ictus ischemico acuto (3) infarto miocardico acuto (3), arresto cardio-polmonare (3), insufficienza cardiaca acuta (3), insufficienza respiratoria acuta a causa di polmonite (3), malattia polmonare ostruttiva cronica (2), pancreatite acuta (2), polytrauma (2), aritmie (2), e i pazienti di terapia intensiva soggiorno meno di 24 ore (2). I grafici dei pazienti sono stati quindi ottenuti dai dipendenti dei corrispondenti servizi locali di controllo della qualità e collocati per la revisione “in loco.”

Due esperti intensivisti registrati a bordo e un’infermiera registrata critical-care specificamente addestrata per l’uso di SAPS II hanno creato un modulo strutturato per la revisione basato principalmente sulle definizioni originali delle variabili necessarie per SAPS II . I seguenti problemi sono stati specificati in modo più accurato al fine di riflettere correttamente la disfunzione d’organo: (1) in caso d’interruzione vasoattive terapia per instabilità emodinamica durante il primo giorno, le definizioni sono state adattate in base agli elementi proposti nel punteggio di DIVANO , (2) arresto cardiaco conseguente ricovero in terapia intensiva è stata considerata pari a un arresto cardiaco all’interno di ICU per riflettere l’aumento del tasso di mortalità; (3) l’utilizzo di prove di laboratorio eseguite immediatamente prima del ricovero in terapia intensiva, è stato consentito, come test di follow-up all’interno della nostra unità di terapia intensiva sono generalmente eseguita da una attenta e selettiva; (4) l’afasia sensoriale e motoria dovuta a ictus ischemico acuto in un paziente con una mentazione altrimenti adeguata è stata ignorata per il calcolo della scala del coma di Glasgow.

2.3. Raccolta e valutazione dei dati

L’analisi è stata effettuata dai tre ricercatori mediante il modello sopra menzionato. Il processo di revisione è stato eseguito in due fasi. Durante la prima fase i ricercatori hanno esaminato in modo indipendente i grafici di tutti e 30 i pazienti e valutato i punteggi SAPS II. I risultati sono stati valutati, le differenze tra i giudizi dei revisori sono state infine risolte dalla discussione e un consenso finale (gold standard) è stato raggiunto. Il secondo passo è servito per la valutazione dell’accordo tra i punteggi SAPS II registrati dall’infermiere (recuperati dal sistema di cartelle cliniche elettroniche dallo sperimentatore primario) e il gold standard.

Questa procedura è stata ripetuta in tutte e quattro le UCI per un totale di 120 pazienti. Per ogni paziente sono stati registrati i seguenti dati: (1) Punteggio sum SAPS II, (2) ogni elemento del punteggio SAPS II, (3) differenze nei giudizi dei revisori e (4) differenze tra il punteggio SAPS II registrato dall’infermiera e il gold standard. Le seguenti variabili sono state recuperate per gli infermieri che hanno fatto il punteggio SAPS II: centro, genere, certificazione, e la durata della specifica esperienza professionale.

2.4. Analisi statistica

Le variabili sono espresse come media ± deviazione standard (SD) se non specificato diversamente. A è stato considerato statisticamente significativo. Tutte le analisi sono state eseguite con Stata statistical software, release 11.0 (Stata Corporation, College Station, TX, USA) e Statview (SAS institute Inc., Cary, NC, Stati Uniti d’America).

2.4.1. La convalida dell’accordo Gold Standard

tra i revisori è stata valutata con il coefficiente di correlazione interclass (average) (correzione Spearman-Brown) per variabili continue (punteggi sum) e con statistiche kappa ponderate (e intervallo di confidenza del 95%) per l’analisi delle diverse voci SAPS II. I kappas sono stati calcolati solo per gli elementi in cui oltre il 20% dei valori differiva dal basale . L’accordo medio per i punteggi di somma e per gli elementi tra i revisori è stato valutato calcolando la loro percentuale media di classificazioni identiche tra una coppia di revisori. L’accordo perfetto è stato definito come categorizzazione identica di punteggi e articoli sum. Le differenze tra i revisori sono state analizzate in base al SAPS II tertile (basso, medio e alto) e in base al loro meccanismo.

2.4.2. Il confronto tra i punteggi SAPS II valutati dall’infermiere e le differenze Gold Standard

nei punteggi sum è stato valutato da un t-test accoppiato. Sono state calcolate la differenza media (con IC al 95%) e la differenza assoluta media (cioè la media del valore della differenza) tra i punteggi sum SAPS II (gold standard meno infermieri).

Accordo tra infermieri e il gold standard è stato valutato come tra i revisori. L’accordo è stato definito come categorizzazione identica di punteggi e articoli sum. Kappas e l’accordo sono stati analizzati secondo il SAPS II terile (basso, medio e alto) e l’IC dei punteggi sum sono stati analizzati secondo il SAPS II terile e al centro. Per quanto riguarda il punteggio sum SAPS II è stata eseguita un’analisi Bland e Altman modificata con sull’asse il gold standard e sull’asse la differenza tra i due punteggi sum (gold standard meno il valore nurse), completata da un’analisi di regressione tra il gold standard SAPS II e il gold standard SAPS II meno il punteggio nurse value sum. È stato eseguito un grafico a dispersione tra la differenza nella mortalità prevista calcolata con il punteggio di somma gold-standard SAPS II meno la mortalità prevista dal punteggio di somma registrato da infermiere SAPS II (sull’asse) e il punteggio di somma gold standard SAPS II (sull’asse). La differenza tra le mortalità previste (derivanti da SAPS II sum-scores: gold-standards minus nurse-valued values) è stata modelizzata, utilizzando la formula identificata nell’analisi di regressione sopra descritta.

È stata eseguita un’analisi univariata per definire i fattori di rischio per il verificarsi di un errore negli articoli o nei punteggi di somma, inclusi i centri e le caratteristiche degli infermieri (genere, esperienza professionale e certificazione). I risultati sono mostrati come odds ratio (O; 95% CI) al fine di stimare la dimensione dell’effetto dei fattori di rischio associati a una stima errata. È stata eseguita una regressione logistica multivariata al fine di ottenere stime corrette delle RUP e di identificare i fattori associati indipendentemente agli errori, includendo per il modello sempre le 3 variabili nurse e i 4 centri. L’analisi multivariata è stata eseguita solo per quegli elementi con errori sufficienti che consentono l’analisi: supponendo che per ciascuna delle 6 variabili predittive considerate (centri e caratteristiche infermiere) dovrebbero essere disponibili circa 5-10 eventi, abbiamo avuto bisogno di un minimo di 30 e un massimo di 90 errori.

3. Risultati

3.1. Gold Standard Creato dai revisori

Sono stati valutati un totale di 120 diversi punteggi SAPS II (1800 variabili) e per 171 casi di divergenza (9% di tutte le variabili) è stato necessario definire un gold standard per consenso. Il punteggio minimo-massimo (mediano) gold standard SAPS II complessivo, di basso, medio e alto SAPS II tertiles era 6-111 (38), 6-31 (22), 32-47 (38), e 48-111 (70), rispettivamente. L’accordo per i punteggi sum tra i revisori era quasi perfetto (media IC = 0.985; correlazione significativa ; per differenza significativa > 0.05). La tabella 1 mostra l’affidabilità dei revisori per quanto riguarda le singole variabili valutate; la precisione è stata massima per temperatura e bilirubina (accordo perfetto = 1.0 e 0.99, risp.) e più basso per la pressione arteriosa sistolica (accordo perfetto = 0,75). Errori nella valutazione dei revisori (Tabella 2) sono stati osservati più frequentemente nel terile alto SAPS II (79 errori), seguito dal terile medio (52) e dal terile basso (40). Il verificarsi di errori è stato fondamentalmente dovuto a negligenza (49% dei casi), seguito da un problema relativo alla definizione della variabile (22%), al calcolo errato (16%) e ad altri (13%). La tabella 2 elenca le differenze tra i giudizi dei revisori in base al tipo di errore.

3.2. Accuratezza dei punteggi SAPS II registrati da infermiere

La somma media (±SD) del punteggio SAPS II registrato da infermiere era pari a punti rispetto ai punti del gold standard (). Circa il 90% dei punteggi sommari SAPS II (112/120) erano errati in almeno una variabile (87,5% (35/40) nel basso, 97,5% (39/40) nel medio e 95% (38/40) nei terili SAPS II alti). La tabella 3 mostra l’accuratezza nella valutazione delle singole variabili rispetto al gold standard. Nel complesso, c’era un buon accordo nelle variabili sodio, temperatura, età, malattie croniche, leucociti, potassio e bilirubina (0,83–0,97); l’accordo più basso è stato trovato nella frequenza cardiaca e nella pressione sistolica (0,45–0,51). I kappa calcolati erano i migliori per età e i più bassi per frequenza cardiaca e pressione sistolica (0,32–0,37). In generale, accordo e Kappas erano peggiori nel terzo alto SAPS II.

Sebbene i punteggi sum SAPS II siano stati sottolineati in tutto l’intervallo, vi sono state notevoli differenze tra i terili SAPS II, in bias e bias dispersion della differenza (SD of difference) e differenze minime e massime (Tabella 4). Le differenze (differenze assolute) sono cambiate anche a seconda del terzo SAPS II. La tabella 5 mostra l’origine della sovra – e sottostima dei terili punteggio somma SAPS II basso e alto. La figura 1 conferma una tendenza generale a sovrastimare il punteggio basso (≤32 punti) e a sottovalutare i punteggi di somma più elevati, evidenziando una significativa regressione tra la differenza e il punteggio di somma gold standard SAPS II (regressione dell’analisi Bland e Altman: = -10.183 + 0.317*; = 0.34, ). Il punto di cut-off tra over-e sottostima era a 32 SAPS II punti gold standard.

Figura 1

Regressione lineare tra la differenza (valore di infermiera gold standard) del punteggio sum SAPS II e del punteggio sum SAPS II gold-standard. SAPS II tertiles sono illustrati.

Il tasso medio di mortalità previsto dall’infermiere era % rispetto al % del gold standard (). La differenza media tra la mortalità prevista dal gold standard e la mortalità prevista dagli infermieri era del 6,28% (CI da -32,9 a 45,5%, intervallo da -50,7 a 56,9%) e una differenza assoluta media di 13.8% (CI da 0,0 a 30,6%, intervallo da 0 a 56,9%). Le figure 2 (a) (grafico a dispersione) e 2 (b) (modellizzazione provvisoria) illustrano l’eccesso e la sottostima della mortalità prevista in base ai valori del punteggio sum – score SAPS II (golden standard). Notevoli differenze sono state riscontrate in bias e bias dispersion della differenza (SD of difference) e differenze minime e massime tra i diversi centri (Tabella 4).

a)

(b)

(a)
(b)

Figura 2

(a) : grafico a Dispersione con la differenza che il predetto mortalità (b) : Modellizzazione della differenza nel predetto mortalityIn entrambe le figure il SAPS II tertiles sono illustrati.

La tabella 5 illustra le variabili che inducono la sovrastima dei punteggi inferiori di SAPS (ossigenazione, uscita urinaria, urea, bicarbonato e bilirubina) e la sottostima dei punteggi più alti di SAPS II (frequenza cardiaca, pressione arteriosa sistolica, urea e scala di coma di Glasgow).

Un totale di 78 infermieri ha registrato i 120 punteggi SAPS II. Nessuna associazione è stata trovata dall’analisi univariata e multivariata tra le caratteristiche degli infermieri (esperienza, certificazione, genere e centri) e il punteggio errato del punteggio totale SAPS II o delle sue variabili.

4. Discussione

Il nostro studio mostra che i punteggi sum SAPS II registrati da infermiere sono piuttosto imprecisi. Nel complesso, c’è stata una chiara sovrastima dei punteggi inferiori di SAPS II e una sottostima dei punteggi più alti di SAPS II con una tendenza di tendenza centrale (one fits all trend). Errori assoluti più grandi sono stati eseguiti nei punteggi più alti. L’emodinamica complessiva era la variabile più soggetta a errori e la valutazione errata era indipendente dalle caratteristiche degli infermieri. Tuttavia, nei livelli superiori di SAPS II, l’emodinamica, così come l’urea e la Scala del Coma di Glasgow hanno contribuito alla sottostima, mentre nei livelli inferiori di SAPS II gli errori nello stato di ossigenazione, la produzione urinaria, l’urea, i bicarbonati e la concentrazione di bilirubina hanno contribuito alla sovrastima dei punteggi di somma di SAPS II.

Sorprendentemente, l’accordo delle variabili emodinamiche—sebbene apparentemente semplice—era inadeguato. I nostri risultati sono paragonabili a quelli di Strand et al. , l’oms ha riportato difficoltà simili per i medici junior norvegesi nel valutare la frequenza cardiaca e la pressione sistolica. Una spiegazione matematica di questo problema potrebbe essere che cinque (quattro) scelte sono date per il punteggio della pressione arteriosa sistolica (frequenza cardiaca) mentre la valutazione delle altre variabili fisiologiche è generalmente meno impegnativa. Un’altra spiegazione può essere che non si tratta solo di scegliere la quantità di deviazione (dal valore normale) ma anche la direzione della ponderazione più alta (valore più basso rispetto al valore più alto).

Con questo audit retrospettivo non siamo stati in grado di rivelare con quali meccanismi infermieri creato errori nella valutazione dei punteggi SAPS II. Tuttavia, potremmo dimostrare che l’esperienza professionale e la certificazione non hanno avuto alcun impatto sul verificarsi di errori, né vi è stato un effetto centrale generale. L’analisi delle fonti più frequenti di problemi dei tre revisori nella definizione del gold standard potrebbe fornire alcune informazioni (Tabella 2). In questo senso, la negligenza era la fonte più comune di valutazione errata. Dovrebbero essere considerati anche problemi legati alla definizione delle variabili e al calcolo errato dei dati (rapporto di ossigenazione, uscita urinaria, età) e scarso interesse per il punteggio. È importante sottolineare che i nostri punteggi SAPS II registrati da infermiere si basano sull’acquisizione manuale dei dati. Gli infermieri si basano su dati fisiologici precedentemente registrati dai grafici di indagine del paziente giornaliero e dati amministrativi dai grafici del medico. Alla fine inseriscono manualmente le variabili nel sistema di cartelle cliniche elettroniche che calcola automaticamente il punteggio finale. SAPS II essendo un punteggio di gravità relativo alle prime 24 ore dopo l’ammissione in terapia intensiva, diversi care giver sono coinvolti nella raccolta delle diverse variabili e ognuno di essi è soggetto a errori.

Entrambi, revisori e infermieri, hanno sottovalutato globalmente i punteggi SAPS II. Più interessante, abbiamo trovato una relazione negativa tra l ” altezza della somma infermiere registrato punteggi e la loro affidabilità, rispetto al gold standard: più alto è il punteggio somma più sono stati sottovalutati. Esclusione dei dati critici pre-ICU (ad es., arresto cardiaco) può influenzare seriamente i punteggi SAPS II e la mortalità prevista, tanto quanto alcuni dati patologici non vengono considerati (11 punti per la frequenza cardiaca; 13 e 26 punti per la pressione arteriosa sistolica e la scala del coma di Glasgow, resp.). Lo stesso potrebbe valere, anche se in misura minore, per l’omissione errata dei risultati patologici di laboratorio, ottenuti immediatamente prima del ricovero in terapia intensiva (ad esempio, in pronto soccorso, in reparto).

L’analisi della correlazione e degli accordi tra i punteggi SAPS II valutati dall’infermiere e i gold standard, calcolati senza considerare i dati pre-ICU, ha mostrato solo risultati leggermente migliori (non mostrati). L’impatto delle differenze nel punteggio (over – e sottovalutazioni) può essere importante. In effetti, possiamo identificare almeno 3 aree di preoccupazione. In primo luogo, la stratificazione o gli aggiustamenti a fini di ricerca sulla base di punteggi SAPS II valutati di routine (in particolare negli studi multicentrici con il supporto di sistemi diversi) potrebbero essere fuorvianti. In secondo luogo, il benchmarking tra le ICU può essere fortemente distorto. Infine, i rimborsi basati principalmente o secondariamente sul punteggio SAPS II come in Germania o in Svizzera possono risentire seriamente dell’inesattezza della valutazione SAPS, in particolare per la sottostima di punteggi SAPS II più elevati. In effetti, in uno studio europeo il 10% (12%) degli intervistati ha riferito che il loro rimborso si basava principalmente (secondariamente) sui punteggi di gravità .

È stato dimostrato che il recupero automatico delle variabili può aumentare i punteggi attraverso una frequenza di campionamento più elevata . Un tale approccio probabilmente diminuirebbe anche il numero di componenti mancanti che altrimenti potrebbero portare a una sottostima dei punteggi di somma e della mortalità prevista . Una corretta trasmissione dei dati pertinenti, se correttamente validata, potrebbe anche aumentare l’affidabilità. In questo senso stiamo adattando il nostro sistema di cartelle cliniche elettroniche al fine di prepopolare automaticamente i punteggi SAPS II con i risultati di laboratorio e l’età. Inoltre, attraverso un sistema di gestione dei dati, è possibile automatizzare il raggiungimento delle variabili emodinamiche e respiratorie. Questo sistema, tuttavia, è anche soggetto a diversi problemi. In primo luogo, l’importazione di dati incoerenti può verificarsi se le informazioni non vengono verificate manualmente. In secondo luogo, poiché i punteggi di gravità sono stati sviluppati e calibrati con dati acquisiti manualmente, l’estrazione assistita da computer dei dati può alterare la previsione dell’esito . L’acquisizione accurata e la corretta trasmissione dei dati correlati sono sicuramente essenziali, ma senza un’adeguata conoscenza delle definizioni e della loro esatta applicazione, i punteggi SAPS II difficilmente diventeranno molto affidabili. Pertanto, un programma di formazione strutturato sarà implementato nel nostro dipartimento al fine di aumentare la comprensione e la motivazione. Inoltre, l’introduzione di un programma interattivo che chiede in dettaglio il valore più alto e più basso di una variabile (magari richiedendo anche i dati esatti) può ottimizzare la valutazione SAPS II riducendo alcuni degli errori chiamati “negligenza.”

Il nostro studio presenta alcuni punti di forza e / o limitazioni: (1) il punteggio è un compito difficile, anche per i revisori specificamente addestrati. Di conseguenza, si potrebbe mettere in discussione il nostro gold standard. In realtà, crediamo che questo punto rappresenti un punto di forza. Il modo in cui abbiamo fatto questo audit (vedi Sezione 2) ha effettivamente escluso qualsiasi pregiudizio per quanto riguarda il background professionale, la formazione specifica per SAPS II e la pratica di valutazione. In definitiva, c’era un eccellente accordo tra i revisori per quanto riguarda i punteggi sum. L’analisi dei diversi sottoscori ha rivelato un accordo quasi perfetto per la maggior parte delle variabili e un accordo ancora sostanziale per la pressione arteriosa sistolica, la produzione urinaria e la scala del coma di Glasgow. Inoltre, la progettazione multicentrica di questo studio consente una certa generalizzazione dei risultati. (2) L’introduzione di definizioni adattate riguardanti l’instabilità emodinamica (vedi Sezione 2) potrebbe aver influenzato i nostri risultati. Tuttavia, l’analisi esatta della pressione arteriosa sistolica variabile ha rivelato che solo in circa il 30% dei casi c’era un sottolineamento dovuto al mancato rispetto della terapia vasopressiva continua. Inoltre, riteniamo che la definizione di questa variabile debba essere cambiata. Al fine di rilevare un aumento del rischio di mortalità non sembra adeguato per segnare i pazienti con pressione sanguigna sistolica normale sotto enormi quantità di vasopressori come “regolare.”(3) Si potrebbe anche criticare la nostra situazione di vita reale, dove gli infermieri fanno la valutazione dei punteggi SAPS II. Tuttavia, non ci sono dati inequivocabili nella letteratura in grado di confutare il nostro metodo. Nello studio unico che confrontava direttamente i residenti con gli infermieri non c’era alcuna differenza significativa tra i punteggi medi di APACHE II o i tassi di mortalità previsti medi . D’altra parte, l’accuratezza del punteggio tra i medici dipende piuttosto dall’istruzione che dall’esperienza professionale . (4) Infine, la generalizzazione dei nostri risultati potrebbe essere ulteriormente limitata in quanto si riferiscono a SAPS II, mentre il punteggio di gravità ICU più frequentemente utilizzato in tutto il mondo è il punteggio APACHE (Acute Physiology and Chronic Health Evaluation) II . Tuttavia, vorremmo sottolineare che i due punteggi di gravità divergono principalmente nell’attribuzione di punti per diversi gradi di disfunzione d’organo e molto meno nella scelta degli elementi richiesti (ad esempio, l’età e la maggior parte delle variabili fisiologiche sono sovrapponibili).

In conclusione, il nostro studio suggerisce che gli infermieri di assistenza critica non addestrati valutano in modo inadeguato i punteggi SAPS II nella vita reale e che l’affidabilità non è stata influenzata da diversi background, livelli di formazione e genere. I punteggi più alti sum SAPS II sono sottostimati e i punteggi più bassi sovrastimati. Queste differenze possono avere un impatto grave sul benchmarking, sui risultati della ricerca e sul rimborso dell’ICU. È garantito un intervento di miglioramento multiforme , basato sul recupero automatico (computerizzato) della maggior parte dei dati fisiologici e sull’implementazione di un programma di allenamento strutturato. Se queste osservazioni possono applicarsi anche ad altri punteggi di gravità o ad altri operatori sanitari rimane una domanda interessante a cui rispondere.

Disclosure

Questo lavoro è stato eseguito presso i quattro ospedali didattici regionali della Svizzera meridionale: Bellinzona, Locarno, Lugano e Mendrisio.