Ipotensione intraoperatoria e danno renale acuto dopo chirurgia non cardiaca in neonati e bambini: un'analisi di coorte retrospettiva
Mar 01, 2022
L'ipotensione intraoperatoria è comune nei neonati, con l'incidenza che varia ampiamente a seconda dell'età del paziente e di come viene definita l'ipotensione.1 Sono stati pubblicati nomogrammi di riferimento specifici per età e sesso per la pressione arteriosa intraoperatoria,2 ma non identificano soglie di danno. Né è chiaro se l'ipotensione pediatrica intraoperatoria debba essere definita da soglie assolute o relativa alla pressione arteriosa basale individuale.3 In uno studio, ad esempio, la maggior parte degli anestesisti pediatrici ha definito l'ipotensione intraoperatoria come una riduzione relativa del 20-30% della pressione arteriosa sistolica basale .4 Tuttavia, non ci sono dati a supporto di questa soglia e, forse, di conseguenza, non esiste una definizione di consenso per l'ipotensione intraoperatoria per i pazienti pediatrici. L'ipotensione durante la chirurgia non cardiaca è legata al danno d'organo negli adulti, con soglie distinte di pressione arteriosa media assoluta e relativa (MAP) al di sotto delle quali il rischio di danno renale(AKI) e aumento del danno miocardico.5–8 Sebbene l'AKI sia comune dopo la cardiochirurgia nei bambini,9–12 si sa poco sulla relazione tra pressione sanguigna intraoperatoria e AKI per la chirurgia non cardiaca pediatrica.13,14 Abbiamo quindi testato l'ipotesi che è probabile che i bambini con ipotensione intraoperatoria sviluppino un AKI postoperatorio e miravano a valutare la relazione tra le varie caratterizzazioni assolute e relative dell'ipotensione e dell'AKI nei bambini sottoposti a chirurgia non cardiaca. Come in precedenti studi sugli adulti,6 l'ipotensione assoluta è stata definita come la MAP intraoperatoria più bassa sostenuta per 5 minuti cumulativi. L'ipotensione relativa è stata determinata dalla riduzione percentuale massima della MAP rispetto al basale preoperatorio, ancora una volta mantenuta per 5 minuti cumulativi. Il nostro obiettivo principale era stimare la relazione tra le pressioni intraoperatorie più basse e l'AKI postoperatorio in bambini di varie età e valutare le soglie di danno apparente.
Parole chiave:trapianto renale; danno renale; malattie renali; renale; rene
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Materiali e metodi
Con le approvazioni del Comitato di revisione istituzionale della Cleveland Clinic (Cleveland, Ohio) e dell'Università del Texas Southwestern Medical Center (Dallas, Texas) e la rinuncia al consenso, abbiamo condotto uno studio di coorte retrospettivo utilizzando i dati elettronici del Cleveland Clinic Perioperative Health Documentation System e del Children's Health Medical Center a Dallas, Texas Epic (USA) cartelle cliniche elettroniche. Sono stati inclusi pazienti ricoverati di età inferiore a 18 anni che hanno subito un intervento chirurgico non cardiaco con anestesia generale tra il 2010 e il 2017. Abbiamo anche richiesto un'età gestazionale maggiore di 37 settimane alla nascita, se disponibile, durata chirurgica maggiore di 60 minuti, preoperatoria e almeno una misurazione della creatinina sierica postoperatoria entro 7 giorni dall'intervento e almeno una pressione arteriosa preoperatoria basale. La pressione sanguigna di base è stata rilevata da una visita preoperatoria, se disponibile, o dall'area preoperatoria il giorno dell'intervento.
Abbiamo definito condizioni mediche preesistenti utilizzando la Classificazione Internazionale delle Malattie, Nona Revisione o Decima Revisione, codici di fatturazione, e abbiamo incluso solo quelle che soddisfano almeno uno dei seguenti: (1) è apparso nell'"elenco dei problemi" del paziente con la data precedente la data di chirurgia; (2) è apparso negli elenchi della Classificazione Internazionale delle Malattie, Nona Revisione o Decima Revisione, prima dell'intervento chirurgico all'indice; o (3) sono stati contrassegnati come classificazione internazionale cronica delle malattie, nona revisione o decima revisione, condizione basata sulle definizioni dei costi sanitari e del progetto di utilizzo utilizzando codici diagnostici riferiti al software Elixhauser Comorbidity. Sono stati esclusi i pazienti che avevano (1) cronico notomalattie renali, definita come velocità di filtrazione glomerulare stimata preoperatoria inferiore a 60 ml ∙ min–1 ∙ 1,73 m–2 o che richiede dialisi; (2) sottoporsi a procedure urologiche otrapianto renale; (3) ricovero in unità di terapia intensiva preoperatoria; (4) precedente intervento chirurgico durante il ricovero in corso; (5) nutrizione parenterale totale preoperatoria; (6) meno di sei pressioni del sangue registrate per ora di intervento chirurgico; e (7) potenziali fattori di confusione mancanti necessari per l'analisi primaria (tabella 1 del contenuto digitale supplementare, http://links.lww.com/ALN/C744).
L'AKI postoperatorio è stato definito utilizzando ilMalattie renaliMiglioramento delle definizioni dei risultati globali in base alle concentrazioni sieriche di creatinina (tabella 2 del contenuto digitale supplementare, http://links.lww.com/ALN/C745). Abbiamo utilizzato la concentrazione di creatinina preoperatoria più prossimale come riferimento e la concentrazione di creatinina postoperatoria più alta registrata entro 7 giorni dall'intervento chirurgico come concentrazione postoperatoria. Secondo ilMalattie renaliMigliorando la definizione dei risultati globali, i pazienti erano considerati affetti da AKI se il valore postoperatorio era superiore a 1,5 volte il valore basale o aumentava di oltre 0,3 mg/dl in qualsiasi 48- periodo di ore. Il nostro risultato primario era una variabile binaria definita come avente AKI (stadio da 1 a 3) rispetto a ndanno renale.Abbiamo diviso i bambini nelle seguenti cinque categorie in base all'età: 28 giorni o meno, da 29 giorni a 2 anni, da 2 a 6 anni, da 6 a 12 anni e da 12 a 18 anni.
Le mappe intraoperatorie sono state registrate elettronicamente nel sistema di documentazione di ciascun centro medico. Quando la pressione sanguigna veniva misurata in modo non invasivo, veniva generalmente registrata a intervalli da 2- a 5-min. Quando veniva utilizzato un catetere arterioso, la MAP era disponibile ogni minuto. È stato utilizzato un algoritmo di rimozione degli artefatti per pulire i dati di monitoraggio della pressione sanguigna grezza in base all'intervallo e al cambiamento improvviso (dettagli nella tabella 3 del contenuto digitale supplementare, http://links.lww.com/ALN/C746). Le misurazioni della pressione sanguigna con un gap inferiore a 10 minuti sono state interpolate linearmente per costruire dati minuto per minuto. Nel tentativo di identificare le soglie di danno AKI.
Metodi statistici
Il piano di analisi statistica è stato sviluppato a priori e incluso nelle nostre applicazioni originali dell'Institutional Review Board. abbiamo esplorato potenziali soglie AKI per la MAP più bassa in assoluto o la più grande riduzione della MAP dal basale per 5 minuti cumulativi. Poiché ci sono stati così pochi eventi di AKI nei bambini di età pari o inferiore a 28 giorni, tutti i pazienti di età pari o inferiore a 2 anni sono stati aggregati. Abbiamo utilizzato grafici a media mobile uniforme univariata per ciascuno dei restanti quattro gruppi di età: bambini di età pari o inferiore a 2 anni, da 2 a 6 anni, da 6 a 12 anni e da 12 a 18 anni. Il grafico della media mobile levigata univariata ha calcolato iterativamente la probabilità AKI grezza in ciascun punto di esposizione levigato utilizzando k punti (dimensione della finestra) più vicini al punto di esposizione levigato. Il passaggio dall'ultimo punto levigato a quello successivo è stato determinato spostando la dimensione. Abbiamo utilizzato il 10 percento della dimensione del campione del gruppo corrispondente come dimensione della finestra e l'1 percento della dimensione del campione corrispondente come dimensione mobile.
Per ogni MAP minima assoluta o riduzione MAP relativa più grande, abbiamo adattato un modello di regressione logistica multivariabile con funzione spline cubica ristretta avente tre nodi situati al 10°, 50} e 90° percentile di esposizione, aggiustamento per potenziali fattori confondenti. Al modello è stata aggiunta anche un'interazione tra gruppo di età e termini di spline per vedere se la forma della relazione tra esposizione e AKI in ogni gruppo di età differiva (termine di interazione P <0,15). se="" non="" fosse="" stata="" trovata="" alcuna="" interazione,="" valuteremmo="" i="" termini="" di="" esposizione="" della="" spline="" in="" tutti="" i="" gruppi="" di="" età.="" se="" non="" trovassimo="" una="" relazione="" non="" lineare="" tra="" l'esposizione="" e="" l'aki,="" ci="" adatteremmo="" a="" un="" modello="" di="" regressione="" logistica="" aggiustato="" per="" i="" fattori="" di="" confondimento,="" con="" interazioni="" tra="" il="" gruppo="" di="" età="" e="" l'esposizione="" corrispondente.="" riporteremo="" l'associazione="" tra="" esposizione="" e="" aki="" separatamente="" per="" ciascun="" gruppo="" di="" età="" se="" l'interazione="" età="" per="" esposizione="" fosse="" significativa="" (p=""><0,15). in="" caso="" contrario,="" riporteremo="" un="" rapporto="" di="" probabilità="" aggiustato="" per="" 5-modifiche="" di="" mmhg="" nella="" map="" più="" bassa="" o="" una="" variazione="" del="" 5%="" nella="" diminuzione="" della="" map="" più="">
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In un'analisi secondaria, abbiamo considerato i gradi didanno renaleseparatamente come nessun AKI, stadio 1 e stadio 2/3 (aggregato a causa di un piccolo numero di eventi) ed ha esplorato le relazioni tra esposizioni e risultati, adattandosi ai fattori di confondimento. Le statistiche riassuntive sono presentate come medie ± DS, mediane [quartile 1, quartile 3] o N (percentuale) a seconda dei casi e il corrispondente odds ratio univariato dell'AKI associato al cambiamento di unità (variabile continua) o con questa esposizione (variabile binaria) era anche segnalato. Il valore P dell'associazione univariata tra variabili riassuntive e AKI è stato ottenuto da ANOVA, test di Kruskal-Wallis, test del chiquadrato di Pearson o test esatto di Fisher, a seconda dei casi. Tutti i potenziali fattori di confondimento sono stati corretti per ciascuna analisi multivariata, comprese le caratteristiche demografiche e morfometriche, le comorbidità preoperatorie, i valori di laboratorio preoperatori e l'uso preoperatorio di farmaci, insieme allo stato fisico dell'American Society of Anesthesiologists (ASA; Schaumburg, Illinois), tipo e durata dell'intervento chirurgico, e variabili intraoperatorie (vedi dettaglio nella tabella 1). Abbiamo aggiustato per la pressione sanguigna di base quando si considerano le soglie assolute, ma non per le soglie relative, perché la MAP di base è stata incorporata nella definizione di riduzione relativa.
Analisi post hoc Abbiamo anche condotto due analisi post hoc. Le prime interazioni ignorate con la fascia di età. Per ciascuna esposizione, è stato adattato un modello di regressione logistica con spline di MAP più bassa o di riduzione MAP massima rispetto al basale al 10°, 5{10}}° e 90° percentile, ignorando qualsiasi interazione tra il termine spline di esposizione corrispondente e fascia di età. In particolare, abbiamo considerato l'età come un fattore di confondimento continuo, insieme agli altri fattori di confondimento utilizzati nell'analisi primaria, per determinare se esistesse una soglia di esposizione complessiva. La seconda analisi post hoc ha considerato un'interazione sito di studio-esposizione. Per ciascuna esposizione, è stato adattato un modello di regressione logistica con termini spline di esposizione al 10°, 50° e 90° percentile e un termine di interazione per il sito di studio e l'esposizione (MAP più bassa o riduzione della MAP più grande dal basale) per valutare se le soglie di esposizione differivano tra i due siti di studio. Abbiamo condotto un'analisi di sensibilità, inoltre, regolando la perdita di sangue intraoperatoria. Tuttavia, tale analisi era limitata ai dati della Cleveland Clinic poiché questa variabile mancava in più di 800 casi dal sito di Dallas. Tutti i test di ipotesi erano uguali a due code con un livello di significatività di 0,15 per l'interazione e 0,05 per la relazione marginale sia nell'analisi primaria che secondaria. Tutte le analisi sono state condotte in SAS studio 3.7 Basic Edition (dal 2012 al 2017; SAS Institute Inc., USA).
Considerazioni sulla dimensione del campione A priori, ci aspettavamo di avere tra 50,000 e 150,000 pazienti che soddisfacevano i criteri di inclusione/esclusione dello studio. Con almeno 50,{5}} pazienti e un'incidenza di AKI di stadio 1 del 2% o più, avremmo una potenza statistica del 90% o più per rilevare un odds ratio di AKI maggiore di 1,05 associato con ogni diminuzione di 5-mmHg nella MAP più bassa, supponendo che la MAP più bassa abbia una distribuzione normale con una media di 60 mmHg e una SD di 12 mmHg. Un terzo sito originariamente previsto per la partecipazione allo studio non è stato incluso a causa della difficoltà di raccolta dei dati, con conseguente minor numero di pazienti ammissibili. Abbiamo anche eseguito un'analisi post hoc per valutare la dimensione dell'effetto che potremmo rilevare in base ai dati effettivi. La MAP più bassa aveva una distribuzione normale con una media di 60 mmHg e una SD di 12 mmHg, e l'incidenza di AKI è stata stimata essere dell'11%. Con la nostra attuale dimensione del campione, avevamo una potenza di 0,9 o più per rilevare un odds ratio di AKI maggiore di 1,08 associato a ciascuna diminuzione di 5-mmHg nella MAP più bassa con un errore di tipo I di 0,05. La nostra precisione raggiunta ha prodotto un CI stretto, compreso tra 0,94 e 1,05.
RisultatiTra i 64.412 pazienti pediatrici sottoposti a chirurgia non cardiaca tra il 2010 e il 2017, 5.618 hanno soddisfatto i nostri criteri di inclusione ed esclusione (fig. 1). Abbiamo ulteriormente escluso 1.112 pazienti a cui mancavano i dati sulla pressione sanguigna intraoperatoria, mancavano variabili confondenti o avevano meno registrazioni intraoperatorie della pressione arteriosa del necessario. Infine, nella nostra analisi finale sono stati inclusi un totale di 4.506 casi, 2.324 casi dalla Cleveland Clinic e 2.182 da Children's Health. Le caratteristiche basali, preoperatorie, intraoperatorie e postoperatorie sono riassunte nella tabella 1 per i pazienti che hanno sviluppato e non hanno sviluppato AKI. Le caratteristiche sono state anche riassunte dai terzili della MAP intraoperatoria più bassa per un cumulativo di 5 minuti (Contenuto digitale supplementare
DiscussioneL'incidenza complessiva di AKI postoperatorio tra i nostri pazienti ricoverati in chirurgia pediatrica che avevano valutazioni della creatinina era dell'11% (449 su 4.506). Al contrario, Wingert et al. hanno riportato un'incidenza di AKI di solo il 3% nei bambini sottoposti a chirurgia non cardiaca.14 Tuttavia, solo il 70% dei pazienti nella loro coorte aveva l'anestesia generale e includevano procedure più brevi, procedure ambulatoriali e solo un terzo in più di operazioni di emergenza. L'importanza delle caratteristiche di base e procedurali è illustrata dalla sorprendente differenza nell'incidenza di AKI presso Children's Health, 395 su 2.182 (18 percento), e la Cleveland Clinic, 104 su 2.324 (4,5 percento). La maggiore incidenza al Children's Health rifletteva presumibilmente più interventi chirurgici d'urgenza, più pazienti designati ASA Physical Status III o superiore e più ipertensione preesistente. Tuttavia, nell'analisi post hoc non è stata rilevata alcuna interazione per sito. I bambini più piccoli avevano un'incidenza maggiore di AKI: ad esempio, i bambini di età inferiore a 6 anni avevano un'incidenza di AKI del 17% (258 su 1.484), i bambini di età compresa tra 6 e 12 anni avevano un'incidenza dell'11% (122 su 1.062) e gli adolescenti avevano un'incidenza un'incidenza simile a quella riportata negli studi sugli adulti, circa il 6% (119 su 1.960).6,15,16 Ciò può riflettere una vulnerabilità intrinseca, ma potrebbe essere dovuto a errori di misurazione poiché il prelievo di sangue a volte è difficile nei bambini più piccoli, al campionamento preferenziale nei pazienti più malati. La dipendenza dall'età dell'AKI è coerente con un rapporto secondo cui l'incidenza è del 34% nei neonati sottoposti a chirurgia addominale o toracica
procedure.13 Solo una piccolissima frazione dei nostri pazienti erano neonati; di conseguenza, i nostri risultati non sono informativi per questo gruppo di età unico. Attualmente, non esiste una definizione consensuale di ipotensione in anestesia pediatrica. Negli adulti, il danno si accumula agli estremi. Di conseguenza, non è la MAP media che conta; invece, sono i pochi minuti di estrema ipotensione. Pertanto, abbiamo definito l'ipotensione come assoluta (MAP più bassa) o relativa (riduzione della MAP massima) sostenuta per almeno 5 minuti cumulativi. In netto contrasto con gli adulti, dove sono associate soglie assolute e relative relativamente chiaredanno renale, non vi era alcuna soglia apparente nell'intervallo di pressioni osservato. Pertanto, anche pressioni minime sorprendentemente basse non erano associate all'AKI. I nostri risultati sono coerenti con un recente studio monocentrico che non ha osservato alcuna associazione significativa aggiustata per il fattore confondente tra ipotensione intraoperatoria e AKI, con ipotensione definita da MAP almeno 1 DS al di sotto della media aggiustata per età e sesso.14 L'AKI era l'unico risultato abbiamo considerato, ma Gleich et al. segnalano la mancanza di associazione tra ipotensione intraoperatoria e scarsi risultati dello sviluppo neurologico nei bambini di età inferiore a 3 anni che hanno avuto esposizioni multiple ad anestesia generale.17 Sicuramente ci sono gradi di ipotensione che provocano lesioni d'organo nei pazienti chirurgici pediatrici, ma i nostri risultati suggeriscono che i bambini sono relativamente resistente all'ipotensione intraoperatoria, conclusione che contrasta nettamente con gli adulti che appaiono sensibili anche a gradi modesti di ipotensione.Renalela resilienza all'ipotensione nei bambini può derivare da efficaci meccanismi di autoregolazione. La teoria è coerente con le menomazioni inrenaleautoregolazione conseguente all'ipertensione arteriosa cronica,18 aterosclerosi generalizzata,19 e diabete mellito di tipo 220, tutti rari nei bambini e comuni negli adulti.
Il confondimento e il pregiudizio sono limiti intrinseci di qualsiasi analisi osservazionale nonostante i nostri sforzi per adeguarci ai potenziali fattori di confondimento. Tuttavia, il confondimento genererebbe più probabilmente false soglie di danno piuttosto che spiegare un'apparente assenza di una relazione tra ipotensione erenalelesione. Pur essendo in grado di includere meno pazienti del previsto, il nostro potere statistico è rimasto eccellente perché l'incidenza di AKI era superiore al previsto. La nostra popolazione di studio era ristretta a bambini che avevano misurazioni della creatinina prima e dopo l'intervento, presumibilmente spiegando l'elevata incidenza di AKI. L'incidenza nei pazienti da noi segnalati non va quindi assunta come incidenza complessiva nei pazienti chirurgici pediatrici, che è sicuramente inferiore. Inoltre, escludere i pazienti per dati mancanti (fig. 1) può falsare i risultati in diversi modi.Alla maggior parte dei bambini è stata valutata la pressione sanguigna intraoperatoria in modo non invasivo (3.282 su 4.506; 73 percento; tabella 1). Non abbiamo dati sul fatto che la misurazione sia stata presa dal braccio o dal polpaccio, una limitazione ai risultati del nostro studio poiché le misurazioni della MAP possono differire, specialmente nei bambini piccoli. Infine, abbiamo incluso solo la componente creatinina delMalattie renaliMigliorare la definizione di AKI dei risultati globali. È probabile che qualche AKI aggiuntivo sarebbe stato identificato se fossimo stati in grado di valutare accuratamente la produzione di urina. Tuttavia, sembra improbabile che l'inclusione della componente di produzione di urina dell'AKI possa cambiare la nostra conclusione generale secondo cui c'è poca o nessuna relazione tra ipotensione e AKI nei bambini.
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Hanno partecipato solo due centri terziari, ma sembra improbabile che l'ipotensione sia significativamente correlata all'AKI nei pazienti più sani sottoposti a operazioni più piccole. Abbiamo incluso meno pazienti rispetto alle precedenti analisi negli adulti; tuttavia, i nostri risultati sono robusti e la mancanza di associazione tra ipotensione e AKI non è semplicemente conseguente a un potere statistico inadeguato. In sintesi, in netto contrasto con gli adulti, non abbiamo trovato alcuna associazione tra ipotensione intraoperatoria come definita in questo articolo e AKI postoperatorio. L'ipotensione può contribuire alla lesione di altri organi e, a un certo livello, presumibilmente provoca AKI. Tuttavia, i nostri risultati suggeriscono che brevi durate dell'ipotensione non dovrebbero essere la preoccupazione principale dei medici quando cercano di prevenire l'intraoperatoriadanno renalenei pazienti pediatrici.
