Regístrese
Buscar en
Cirugía Española
Toda la web
Inicio Cirugía Española Variabilidad interhospitalaria de la dehiscencia anastomótica en el Proyecto de...
Información de la revista
Vol. 94. Núm. 4.
Páginas 213-220 (Abril 2016)
Compartir
Compartir
Descargar PDF
Más opciones de artículo
Visitas
2372
Vol. 94. Núm. 4.
Páginas 213-220 (Abril 2016)
Original
DOI: 10.1016/j.ciresp.2015.11.008
Acceso a texto completo
Variabilidad interhospitalaria de la dehiscencia anastomótica en el Proyecto del Cáncer de Recto de la Asociación Española de Cirujanos: La influencia del volumen quirúrgico
Hospital variation in anastomotic leakage after rectal cancer surgery in the Spanish Association of Surgeons project: The contribution of hospital volume
Visitas
2372
Héctor Ortiza,
Autor para correspondencia
hhortiz@telefonica.net

Autor para correspondencia.
, Sebastiano Biondob, Antonio Codinac, Miguel Á Cigad, José Enríquez-Navascuése, Eloy Espínf, Eduardo García-Granerog, José Vicente Roigh
a Departamento Ciencias de la Salud, Universidad Pública de Navarra, Pamplona, España
b Unidad de Coloproctología, Departamento de Cirugía, Hospital Universitario de Bellvitge, Barcelona, España
c Unidad de Coloproctología, Departamento de Cirugía, Hospital Universitario Josep Trueta, Gerona, España
d Unidad de Coloproctología, Departamento de Cirugía, Complejo Hospitalario de Navarra, Pamplona, España
e Unidad de Coloproctología, Departamento de Cirugía, Hospital Universitario Donostia, San Sebastián, España
f Unidad de Coloproctología, Departamento de Cirugía, Hospital Universitario Vall d’Hebron, Barcelona, España
g Unidad de Coloproctología, Departamento de Cirugía, Hospital Universitario La Fe, Valencia, España
h Unidad de Coloproctología, Hospital Nisa 9 de Octubre, Valencia, España
Información del artículo
Resumen
Texto completo
Bibliografía
Descargar PDF
Estadísticas
Figuras (1)
Tablas (2)
Tabla 1. Descripción y resultados del análisis univariante de la muestra de población estudiada
Tabla 2. Resultados del análisis de los 3 modelos
Mostrar másMostrar menos
Resumen
Introducción

El objetivo de este estudio observacional multicéntrico fue determinar la tasa de dehiscencia anastomótica en los hospitales que participan en el Proyecto del Cáncer de Recto de la Asociación Española de Cirujanos y evaluar si había diferencias atribuibles al volumen quirúrgico entre los hospitales que participan en él.

Métodos

La variación interhospitalaria se cuantificó mediante un estudio multinivel realizado con una base de datos prospectiva de los pacientes operados por un adenocarcinoma de recto con una resección anterior en 84 hospitales, entre marzo de 2006 y diciembre de 2013. En los análisis se incluyeron: las variables demográficas, la clasificación de la American Society of Anaesthesiologists, la utilización de un estoma de derivación, la localización y el estadio del tumor, la administración de tratamiento neoadyuvante y el volumen quirúrgico anual del hospital.

Resultados

Se analizó a 7.231 pacientes operados consecutivamente. La tasa de dehiscencia anastomótica fue del 10,0%. Los porcentajes de dehiscencia de los hospitales, estratificados por el volumen quirúrgico annual, variaron entre el 9,9 y el 11,3%. En el análisis de regresión multinivel el sexo masculino, los tumores localizados por debajo de 12cm medidos desde el margen anal y los estadios T avanzados favorecieron la aparición de la dehiscencia, mientras que la presencia de un estoma de derivación la previno. El volumen quirúrgico anual del hospital no se asoció con la dehiscencia (OR: 0,852; [0,487-1,518]; p=0,577). Además, se observó una variación significativa de la tasa de dehiscencia entre los hospitales (MOR: 1,475; [1,321-1,681]; p<0,001).

Conclusión

La dehiscencia anastomótica varía de forma estadísticamente significativa entre los hospitales incluidos en el proyecto, y esta diferencia no se puede atribuir al volumen quirúrgico anual.

Palabras clave:
Cáncer de recto
Dehiscencia anastomótica
Comparación de hospitales
Volumen quirúrgico anual
Base de datos multicéntrica
Educación médica
Abstract
Objective

This multicentre observational study aimed to determine the anastomotic leak rate in the hospitals included in the Rectal Cancer Project of the Spanish Society of Surgeons and examine whether hospital volume may contribute to any variation between hospitals.

Methods

Hospital variation was quantified using a multilevel approach on prospective data derived from the multicentre database of all adenocarcinomas of the rectum operated by an anterior resection at 84 surgical departments from 2006 to 2013. The following variables were included in the analysis; demographics, American Society of Anaesthesiologists classification, use of defunctioning stoma, tumour location and stage, administration of neoadjuvant treatment, and annual volume of elective surgical procedures.

Results

A total of 7231 consecutive patients were included. The rate of anastomotic leak was 10.0%. Stratified by annual surgical volume hospitals varied from 9.9 to 11.3%. In multilevel regression analysis, the risk of anastomotic leak increased in male patients, in patients with tumours located below 12cm from the anal verge, and advanced tumour stages. However, a defunctioning stoma seemed to prevent this complication. Hospital surgical volume was not associated with anastomotic leak (OR: 0.852, [0.487-1.518]; P=.577). Furthermore, there was a statistically significant variation in anastomotic leak between all departments (MOR: 1.475; [1.321-1.681]; P<0.001).

Conclusion

Anastomotic leak varies significantly among hospitals included in the project and this difference cannot be attributed to the annual surgical volume.

Keywords:
Rectal cancer
Anastomotic leak
Comparison of departments
Case-mix
Multicentre database
Education
Texto completo
Introducción

El tratamiento estándar del cáncer de recto, cuando es posible, es la resección anterior baja con escisión total del mesorrecto1. Este procedimiento quirúrgico se asocia con una tasa de dehiscencia de la anastomosis que varía entre el 10 y el 15%2,3.

Se ha estudiado la contribución de múltiples factores en la aparición de esta complicación. Sin embargo, la investigación de la influencia del volumen quirúrgico de un hospital y de la subespecialización en la frecuencia de la dehiscencia anastomótica es limitada y controvertida4,5. Además, los resultados de los registros de Escandinavia6,7, en los que se inspira el Proyecto del Cáncer de Recto de la Asociación Española de Cirujanos, también son controvertidos.

El objetivo de este estudio fue determinar la tasa de dehiscencia anastomótica en el Proyecto del Cáncer de Recto de la Asociación Española de Cirujanos durante el periodo 2006-2013, y evaluar, mediante un estudio multinivel, la influencia del volumen quirúrgico del hospital en la dehiscencia de la anastomosis en los hospitales participantes.

Métodos

Este estudio observacional multicéntrico se ha realizado con la base de datos prospectiva del Proyecto del Cáncer de Recto de la Asociación Española de Cirujanos. Esta iniciativa docente iniciada en 2006 tuvo por objetivo introducir inicialmente la cirugía de escisión del mesorrecto y, posteriormente, la amputación abdominoperineal extendida a los grupos multidisciplinares de los hospitales del Sistema Nacional de Salud que lo solicitaron y que cumplían las condiciones requeridas: disponer de unidades de Coloproctología con los medios técnicos de diagnóstico imprescindibles, y que realizaran 12 o más resecciones de recto al año, incluyendo bajo este concepto las siguientes operaciones: resección anterior, amputación abdominoperineal, intervención de Hartmann y proctocolectomía.

Los datos recogidos prospectivamente en los hospitales por los cirujanos responsables del proyecto se enviaban a un registro centralizado. Este informaba anualmente a cada centro de los resultados de su actividad con relación al conjunto de los hospitales participantes. Una descripción más detallada del proyecto ha sido publicada previamente8,9.

Criterios de inclusión y exclusión de los pacientes

Se incluyó a los pacientes intervenidos con una resección anterior realizada de forma electiva entre el 1 de marzo de 2006 y el 31 de diciembre de 2013 en 84 hospitales integrados en el proyecto.

Se excluyó a los pacientes operados de urgencia, a los pacientes que no tenían los resultados de alguna de las variables de interés y a aquellos en los que los resultados eran incongruentes.

Técnica quirúrgica

La escisión total del mesorrecto fue el procedimiento estándar para tratar los tumores situados a 12cm o menos del margen anal. Los tumores situados por encima de 12cm fueron tratados con una escisión parcial del mesorrecto, incluyendo la fascia mesorrectal hasta 5cm por debajo del tumor, o una escisión total del mesorrecto a criterio del cirujano. La realización de una ileostomía de derivación también dependió de la preferencia del cirujano.

Variables de estudio

La variable de resultado del estudio fue la dehiscencia de la anastomosis. Las variables de confusión se dividieron en fijas y aleatorias. Las siguientes variables demográficas se consideraron como variables de confusión fijas: edad, categorizada en 3 grupos (<65, 65-80, >80 años), y género; el grado del riesgo quirúrgico (medido mediante el grado del riesgo anestésico ASA); la localización del tumor, que se categorizó en 3 grupos (0-6, 7-12, 13-15cm); la utilización de ileostomía de derivación; el estadio patológico tumoral; la utilización de tratamiento neoadyuvante y la casuística del hospital categorizada en 4 grupos según la mediana del número de pacientes tratados anualmente con una resección anterior: 11, 12-23, 24-35 y>36 pacientes. El centro hospitalario fue considerado como una variable de confusión aleatoria.

Definiciones

Se consideraron tumores de recto (CIE20) los situados en los últimos 15cm medidos desde el margen anal mediante rectoscopia rígida en la retirada o mediante resonancia magnética10.

El estadio tumoral patológico se clasificó con la quinta versión de la clasificación TNM (American Joint Committee on Cancer [AJCC] stages IIV; 5th edition)11.

La dehiscencia de la anastomosis se definió como un evento de la anastomosis que requirió radiología intervencionista o una intervención quirúrgica en el postoperatorio. Los abscesos pélvicos sin evidencia radiológica de una dehiscencia y las fístulas recto- vaginales precoces también se consideraron dehiscencias de la anastomosis. Las dehiscencias subclínicas detectadas en el enema de contraste soluble antes del cierre del estoma no fueron consideradas como una dehiscencia de la anastomosis, al igual que hacen los registros de Escandinavia, a los que este proyecto imita y con los que compara sus resultados12,13.

Al estar anonimizado el nombre de los hospitales y los pacientes incluidos, no se consideró necesaria la aprobación por los comités de ética de los centros incluidos, aunque el proyecto sí había sido avalado por estos comités.

Análisis estadístico

Las variables categóricas fueron analizadas mediante los test χ2 y la comparación de las muestras no paramétricas se realizó mediante la prueba U de Mann-Whitney.

Para determinar la variación de la variable de resultado, dehiscencia de la anastomosis, entre los hospitales incluidos se construyeron 3 modelos: un modelo de efectos fijos que incluía las variables de confusión fijas, un modelo completo que incluía las variables de confusión fijas y la variable aleatoria hospital, y un modelo nulo que incluía exclusivamente la variable aleatoria hospital. En el primero se realizó una regresión logística y en los 2 últimos una regresión logística multinivel.

Para cada modelo se calculó el criterio de información de Akaike (AIC)14 y el test de la devianza. En los modelos multinivel se calcularon la varianza aleatoria (σ2) y sus intervalos de confianza, la mediana de la odds ratio (MOR)15 y la odds ratio (OR) entre el peor y el mejor, excluyendo el 5% de los centros extremos. La MOR cuantifica la variación entre hospitales en mediana, comparando pares de pacientes seleccionados al azar con los mismos valores de las variables confusoras16.

Resultados

De los 7.231 pacientes operados electivamente con una resección anterior en el periodo de estudio, 727 (10,0%) presentaron una dehiscencia anastomótica.

En la tabla 1 se describen las características de la población estudiada y el riesgo de dehiscencia expresado en OR para cada una de las variables estudiadas mediante un estudio univariante. En ella puede verse que los porcentajes de dehiscencia anastomótica de los hospitales agrupados por categorías según el volumen quirúrgico variaron entre 9,9 y 11,3%.

Tabla 1.

Descripción y resultados del análisis univariante de la muestra de población estudiada

  Total  No  Sí  OR  p ratio 
  7.231  N=6.504 n (%)  N=727 n (%)     
Sexo
Mujer  2.491  2.307 (92,6)  184 (7,3)  Ref.  Ref. 
Hombre  4.740  4.197 (88,5)  543 (11,5)  1,62 (1,36-1,94)  0,001 
Edad
<65  2.961  2.675 (90,3)  286 (9,6)  Ref.  Ref. 
65-80  3.438  3.070 (89,3)  368 (10,7)  1,12 (0,95-1,32)  0,169 
>80  832  759 (91,2)  73 (8,7)  0,90 (0,68-1,17)  0,445 
ASA:
472  431 (91,3)  41 (8,6)  Ref.  Ref. 
II  4.108  3.730 (90,8)  378 (9,2)  1,06 (0,77-1,51)  0,726 
III  2.454  2.170 (88,4)  284 (11,6)  1,37 (0,98-1,96)  0,063 
IV  197  173 (87,8)  24 (12,2)  1,46 (0,84-2,48)  0,172 
Localización del tumor (cm)
13-15  1.144  1.050 (91,8)  94 (8,22)  Ref.  Ref. 
7-12  4.631  4.157 (89,8)  474 (10,2)  1,27 (1,01-1,61)  0,037 
0-6  1.456  1.297 (89,1)  159 (10,9)  1,37 (1,05-1,79)  0,021 
Estoma derivación
No  2.910  2.567 (88,2)  343 (11,8)  Ref  Ref 
Sí  4.321  3.937 (91,1)  384 (8,9)  0,72 (0,62-0,84)  < 0,001 
Tratamiento neoadyuvante
No  3.015  2.704 (89,7)  311 (10,3)  Ref.  Ref. 
Sí  4.216  3.800 (90,1)  416 (9,8)  0,95 (0,82-1,11)  0,532 
Estadio T patológico
pT1  552  513 (92,9)  39 (7,1)  Ref.  Ref. 
ypT0  820  765 (93,3)  55 (6,7)  0,94 (0,62-1,46)  0,794 
pT2  1.869  1.664 (89,0)  205 (11,0)  1,62 (1,14-2,34)  0,006 
pT3  3.578  3.199 (89,4)  379 (10,6)  1,55 (1,12-2,22)  0,008 
pT4  412  363 (88,1)  49 (11,9)  1,77 (1,14-2,77)  0,011 
Estadio N patológico
pNx-0  4.858  4.363 (89,8)  495 (10,2)  Ref.  Ref. 
pN1-2  2.373  2.141 (90,2)  232 (9,8)  0,96 (0,81-1,12)  0,586 
Estadio M
pM0  6.518  5.879 (90,2)  639 (9,8)  Ref.  Ref. 
pM1  713  625 (87,7)  88 (12,3)  1,30 (1,02-1,64)  0,037 
Hospitales clasificados por mediana de volumen quirúrgico anual
11 pacientes /año*  256  227 (88,7)  29 (11,3)  Ref.  Ref. 
12-23 pacientes /año  1.973  1.775 (90,0)  198 (10,0)  0,87 (0,58-1,34)  0,514 
24-35 pacientes /año  2.264  2.036 (89,9)  228 (10,1)  0,87 (0,59-1,34)  0,522 
≥ 36 pacientes /año  2.738  2.466 (90,1)  272 (9,9)  0,86 (0,58-1,32)  0,473 
*

En 2 hospitales la mediana anual de pacientes tratados con una resección anterior de recto fue 11.

Los resultados de los modelos de efectos fijos, del modelo completo y del modelo nulo se detallan en la tabla 2. En ella se pueden ver las variables que influyeron significativamente en la dehiscencia anastomótica. El sexo masculino, la distancia del tumor al margen anal y los estadios T avanzados favorecieron su aparición; mientras que el estoma de derivación la previno. El volumen quirúrgico de los hospitales no influyó en las tasas de dehiscencia anastomótica. Además, los modelos completo y nulo pusieron de manifiesto que la dehiscencia de la anastomosis era significativamente diferente entre los hospitales estudiados.

Tabla 2.

Resultados del análisis de los 3 modelos

  Modelo efectos fijos OR IC 95%  p ratio  Modelo completo OR IC 95%  p ratio  Modelo nulo OR IC 95% 
Sexo
Mujer  1,00    1,00    --- 
Hombre  1,604 (1,347-1,918)  0,001  1,627 (1,363-1,949)  0,001   
Edad (años)
< 65  1,00    1,00    --- 
65-80  1,024 (0,862-1,217)  0,788  1,012 (0,849-1,206)  0,897   
>80  0,766 (0,571-1,016)  0,069  0,739 (0,549-0,986)  0,043   
ASA
ASA I  1,00    1,00    --- 
ASA II  1,062 (0,762-1,517)  0,731  1,118 (0,796-1,609)  0,532   
ASA III  1,331 (0,939-1,931)  0,119  1,433 (1,000-2,097)  0,056   
ASA IV  1,370 (0,782-2,356)  0,261  1,435 (0,809-2,501)  0,208   
Localización del tumor (cm)
15-13  1,00    1,00    --- 
12-7  1,368 (1,080-1,749)  0,011  1,468 (1,153-1,886)  0,002   
0-6  1,551 (1,170-2,066)  0,002  1,710 (1,282-2,293)  0,001   
Estoma derivación
No  1,00    1,00     
Sí  0,55 (0,46-0,66)  0,001  0,639 (0,346–0,750)  0,001  __ 
Tratamiento neoadyuvante
No  1,00    1,00    --- 
Sí  0,905 (0,764-1,074)  0,251  0,872 (0,000-Inf)  0,129   
Estadio T patológico
pT1  1,00    1,00    --- 
ypT0  0,989 (0,642-1,537)  0,962  0,989 (0,639-1,543)  0,960   
pT2  1,700 (1,200-2,467)  0,004  1,716 (1,207-2,500)  0,004   
pT3  1,690 (1,204-2,435)  0,003  1,705 (1,209-2,466)  0,003   
pT4  2,087 (1,322-3,314)  0,002  2,100 (1,322-3,355)  0,002   
Estadio N patológico
N0  1,00    1,00    --- 
pN1-2  0,843 (0,705-1,006)  0,060  0,865 (0,722-1,035)  0,115   
Estadio M
M0  1,00    1,00    --- 
pM1  1,239 (0,962-1,581)  0,090  1,267 (0,979-1,623)  0,067   
Volumen quirúrgico del hospital (operaciones/año)
11  1,00    1,00    --- 
12-23d  0,877 (0,587-1,354)  0,538  0,836 (0,492-1,449)  0,513   
24-35  0,885 (0,595-1,362)  0,562  0,833 (0,485-1,455)  0,511   
>36  0,859 (0,580-1,318)  0,468  0,852 (0,487-1,518)  0,577   
AICa  4675,0    4684,5    4631,2 
Varianza aleatoria σ2 IC 95%  ---    0,166 (0,085-0,297)    0,189 (0,101-0,330) 
Mediana de odds ratio (MOR)b  ---    1,475 (1,321-1,681)    1,513 (1,354-1,729) 
Mejor vs. peor hospital odds ratioc  ---    2,22    2,44 
p overall  <0,001    <0,001    <0,001 
a

Criterio de Akaike.

b

Comparación del riesgo de dehiscencia de anastomosis entre 2 hospitales escogidos al azar.

c Riesgo de dehiscencia de anastomosis comparando el hospital con el mejor resultado y el hospital con el peor resultado, excluyendo los hospitales con valores extremos (5%).

d

En 2 hospitales la mediana anual de pacientes tratados con una resección de recto fue 11.

En la figura 1, se muestran las diferencias entre los hospitales.

Figura 1.

Riesgo de dehiscencia de anastomosis en los hospitales, obtenido mediante una regresión logística multinivel, considerando la variable hospital como un efecto aleatorio para corregir por la no independencia de los datos. Los hospitales están representados en el eje vertical con el número de código que tienen en el proyecto. Se muestra el valor de la constante aleatoria para cada hospital. Cada hospital está ordenado de menor a mayor valor de la constante: los valores positivos de la constante son los que indican peores resultados.

(0,59MB).
Discusión

Los resultados de este estudio indican que, en el Proyecto del Cáncer de Recto de la Asociación Española de Cirujanos, la dehiscencia anastomótica no depende del volumen quirúrgico del hospital, y que su tasa varía entre los hospitales incluidos de forma estadísticamente significativa.

La mayor debilidad de este estudio tiene que ver con la naturaleza voluntaria de inclusión de los datos en el Proyecto del Cáncer de Recto de la Asociación Española de Cirujanos, sobre todo cuando se compara con los registros de los países escandinavos17,18, en los que la inclusión de datos en el registro es obligatoria. Sin embargo, como ya se indicó con más detalle8,9, se han tomado diversas iniciativas para evitar sesgos voluntarios o involuntarios de inclusión y de información. Desgraciadamente, debido al carácter anónimo de los datos y a la carencia de otras fuentes para contrastar la información en nuestro país, no es posible asegurar con certeza la ausencia de tales datos. Por ello, en el peor de los escenarios, los datos de este estudio indican las tasas mínimas de dehiscencia de la anastomosis.

Otra debilidad del estudio es que la base de datos del proyecto no incluye distintas variables que puedan influir en la dehiscencia anastomótica, como por ejemplo obesidad, niveles de albúmina, etc. Sin embargo, el objetivo del proyecto es que los centros participantes conozcan los resultados inmediatos y alejados de su actividad en comparación con los del conjunto y, como el proyecto está implantado en 15 comunidades autónomas, es poco probable que haya diferencias atribuibles a factores socioeconómicos, tal como se ha demostrado en Dinamarca19.

La tasa de dehiscencia anastomótica observada en este estudio, 10%, se sitúa entre las de Noruega17 (7%), Suecia20 (8,7%) y Dinamarca18 (12,7%), según los últimos informes y estudios publicados por estos registros, y es muy superior a la indicada en el programa irlandés de centralización de esta enfermedad (4,3%)5.

De estos registros, en 3 se ha evaluado la influencia del volumen quirúrgico del hospital en la tasa de dehiscencia, con resultados contradictorios. En Irlanda5 y Noruega6, mediante estudios estadísticos univariantes, se observaron diferencias atribuibles al volumen, mientras que en Dinamarca7, empleando estadística multivariante, estas no se han observado, al igual que en el presente estudio en el que se ha empleado una estadística multinivel. Por tanto, la discrepancia entre los 4 estudios puede explicarse por la diferencia de metodología estadística y, obviamente, tanto la estadística multivariante, que permite ajustar los resultados por múltiples variables de la muestra, como la multinivel, son mucho más sólidas.

Una tendencia natural es utilizar los datos de los registros nacionales para establecer indicadores de resultado de la actividad tal como se ha hecho en Escandinavia, ya que estos permiten a los hospitales incidir en la corrección de la variabilidad. Desgraciadamente, aunque los departamentos que participan en el Proyecto del Cáncer de Recto de la Asociación Española de Cirujanos tengan unas características similares a las de los hospitales de Escandinavia, y el volumen de la muestra de pacientes analizada en el presente estudio sea razonablemente grande, es imposible establecer a partir de él un indicador nacional de resultado. La razón, como han probado los registros voluntarios del National Bowel Cancer Project de Gran Bretaña21 y del cáncer de recto belga PROCARE22, es que cuando los hospitales no envían todos los datos, y con ello sesgan la información, o no participan en absoluto en el registro, las tasas de mortalidad operatoria son mayores en los pacientes no incluidos en el registro que en los incluidos en él, y con ello se subestima la mortalidad quirúrgica a nivel nacional y se impide conseguir estimaciones precisas de los indicadores de actividad.

En conclusión, los resultados de este estudio indican que, en el Proyecto del Cáncer de Recto de la Asociación Española de Cirujanos, la tasa de dehiscencia anastomótica es similar a la de los registros de Escandinavia y, además, varía entre los hospitales incluidos de forma estadísticamente significativa, sin que esta diferencia pueda explicarse por el volumen quirúrgico.

Financiación

Este proyecto ha sido financiado con las siguientes ayudas de investigación: FIS número: PI11/ 00010 y Consejería de Sanidad, Gobierno de Navarra: 20/11.

Conflicto de intereses

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.

Agradecimientos

Grupo colaborador del Proyecto del Cáncer de Recto de la Asociación Española de Cirujanos (2006-2013).

Anexo

Virgen de la Arrixaca (Juan Luján), Bellvitge (Doménico Fraccalvieri, Sebastiano Biondo), Complejo Hospitalario de Navarra (Miguel Á. Ciga), Clínico de Valencia (Alejandro Espí), Josep Trueta (Antonio Codina), Sagunto (María D. Ruiz), Vall d’Hebrón (Eloy Espin, F. Vallribera), La Fe (Eduardo García-Granero), Complejo Hospitalario Ourense (Alberto Parajo), Germans Trias i Pujol (Ignasi Camps, Marta Piñol), Lluís Alcanyis (Vicent Viciano), Complejo Asistencial Burgos (Evelio Alonso), Hospital del Mar (Miguel Pera), Meixoeiro (Nieves Cáceres), Complejo Asistencial Salamanca (Jacinto García), Gregorio Marañón (Marcos Rodríguez), Torrecárdenas (Ángel Reina), General de Valencia (Verónica Gumbau), Txagorritxu (José Errasti), Donostia (José A. Múgica), Reina Sofía (José Gómez), Juan Ramón Jiménez (Ricardo Rada, Mónica Orelogio), Arnau de Vilanova de Valencia (Natalia Uribe), General de Jerez (Juan de Dios Franco), Arnau de Vilanova de Lérida (José Enrique Sierra), Santa Creu i Sant Pau (Pilar Hernández), Clínico de Santiago de Compostela (Jesús Paredes), Universitario de Jaén (Gabriel Martínez), Clínico San Carlos (Mauricio García), Cabueñes (Guillermo Carreño), General de Albacete (Jesús Cifuentes), Miguel Servet (José Monzón), Xeral de Lugo (Olga Maseda), Universitario de Fuenlabrada (Daniel Huerga), Clínico y Provincial de Barcelona (Luis Flores), Joan XXIII (Fernando Gris), Virgen de las Nieves (Inmaculada Segura, Pablo Palma), Nuestra Señora de la Candelaria (José G. Díaz), Complejo Hospitalario de Badajoz (Jesús Salas), Clínico Universitario San Cecilio (Francisco Pérez, Benito Mirón), General Universitario de Alicante (Félix Lluis), Virgen Macarena (Luis Capitán, Javier Valdés), Xeral-Cies de Vigo (Nieves Cáceres), Infanta Sofía (Javier Martínez), Policlínica de Vigo (Alfredo Estévez), Virgen del Rocío de Sevilla (José Díaz, María V. Maestre), San Juan de Dios del Aljarafe (Antonio Amaya, Mónica Reig), Nuestra Señora de Sonsoles (Antonio Carmona), Universitario de Getafe (Francisco Javier Jiménez), H. Granollers (Didac Ribe), Universitario de La Paz (Isabel Prieto), Rafael Méndez (Ginés Sánchez, Sergio del Valle), General Universitario Reina Sofía (Pedro A. Parra), San Pedro de Alcántara (Francisco Romero), Torrevieja Salud (Alessandro Garcea), Santa María de Lérida (Xavier Rodamilans), Virgen del Puerto (José A. Pérez), Segovia (Guillermo Asís), Reus (Santiago Blanco), Instituto Valenciano de Oncología (Alfonso García, Rafael Estévan), Viladecans (Albert Sueiras), Cruces (Alberto Lamíquiz, José M.ª García), Ramón y Cajal (Javier Die), Manises (Amparo Solana), La Ribera Alzira (Francisco J. Blanco), Nuestra Señora del Rosell (Ana Lage), Mérida (José Domínguez), Universitario Fundación Alcorcón (Paula Dujovne), Henares Coslada (Natividad Palencia), Vinaroz (Raúl Adell), Onkologikoa de San Sebastián (Roberto Martínez), Consorci Sanitari Integral (Luis Ortiz de Zarate), Complejo Hospitalario Palencia (Ana M.ª Huidobro), Fundación Jiménez Díaz (Carlos Pastor), Torrejón (Jesús Á. Garijo), Puerto Real (M.ª del Coral de la Vega), Espíritu Santo (Manuel López).

Bibliografía
[1]
S.T. Martin, H.M. Heneghan, D.C. Winter.
Systematic review and meta-analysis of outcomes following pathological complete response to neoadjuvant chemoradiotherapy for rectal cancer.
Br J Surg., 99 (2012), pp. 918-928
[2]
B.C. Paun, S. Cassie, A.R. MacLean, E. Dixon, W.D. Buie.
Postoperative complications following surgery for rectal cancer.
Ann Surg., 251 (2010), pp. 807-818
[3]
F.D. McDermott, A. Heeney, M.E. Kelly, R.J. Steele, G.L. Carlson, D.C. Winter.
Systematic review of preoperative, intraoperative and postoperative risk factors for colorectal anastomotic leaks.
Br J Surg., 102 (2015), pp. 462-479
[4]
D. Archampong, D. Borowski, P. Wille-Jorgensen, L.H. Iversen.
Workload and surgeon's specialty for outcome after colorectal cancer surgery.
Cochrane Database Syst Rev., (2012), pp. CD005391
[5]
J.P. Burke, J.C. Coffey, E. Boyle, F. Keane, D.A. McNamara.
Early outcomes for rectal cancer surgery in the Republic of Ireland following a national centralization program.
Ann Surg Oncol., 20 (2013), pp. 3414-3421
[6]
A. Wibe, M.T. Eriksen, A. Syse, S. Tretli, H.E. Myrvold, O. Søreide, Norwegian Rectal Cancer Group.
Effect of hospital caseload on long-term outcome after standardization of rectal cancer surgery at a national level.
Br J Surg., 92 (2005), pp. 217-224
[7]
H. Harling, S. Bulow, L.N. Moller, T. Jorgensen.
Hospital volume and outcome of rectal cancer surgery in Denmark 1994-99.
Colorectal Dis., 7 (2005), pp. 90-95
[8]
H. Ortiz, A. Codina.
Resultados del proyecto docente y auditado del cáncer de recto de la Asociación Española de Cirujanos. Seis años desde su inicio.
Cir Esp., 91 (2013), pp. 496-503
[9]
H. Ortiz, S. Biondo, A. Codina, M.A. Ciga, J.M. Enríquez- Navascués, E. Garcia Granero, et al.
Proyecto del Cáncer de Recto de la Asociación Española de Cirujanos. Mortalidad postoperatoria. Variabilidad interhospitalaria e influencia del volumen quirúrgico.
[10]
D.S. Keller, R. Paspulati, A. Kjellmo, K.M. Rokseth, B. Bankwitz, A. Wibe, et al.
MRI-defined height of rectal tumours.
Br J Surg., 101 (2014), pp. 127-132
[11]
L.H. Sobin, C. Wittekind.
TNM classification of malignant tumours.
5th ed., Wiley, (1997),
[12]
C.A. Bertelsen, A.H. Andreasen, T. Jørgensen, H. Harling, on behalf of the Danish Colorectal Cancer Group.
Anastomotic leakage after curative anterior resection for rectal cancer: Short and long-term outcome.
Colorectal Dis, 12 (2010), pp. e76-e81
[13]
M.T. Eriksen, A. Wibe, J. Norstein, J. Haffner, J.N. Wiig.
Anastomotic leakage following routine mesorectal excision for rectal cancer in a national cohort of patients.
Colorectal Dis, 7 (2005), pp. 51-57
[14]
F.E. Harrell.
Regression modeling strategies.
Springer Verlag, (2001),
[15]
K. Larsen, J. Merlo.
Appropriate assessment of neighborhood effects on individual health: Integrating random and fixed effects in mulitlevel logistic regression.
Am J Epidemiol., 161 (2005), pp. 81-88
[16]
J. Merlo, B. Chaix, H. Ohlsson, A. Beckman, K. Johnell, P. Hjerpe, et al.
A brief conceptual tutorial of multilevel analysis in social epidemiology: Using measures of clustering in multilevel logistic regression to investigate contextual phenomena.
J Epidemiol Community Health., 60 (2006), pp. 290-297
[17]
Ursin G, Møller B. Kreftregisteret Årsrapport 2014 – Nasjonalt kvalitetsregister for tykk- og endetarmskreft. Oslo, September 2014.
[18]
Landsdækkende database for kræft i tyk- og endetarm. National årsrapport 2014. [consultado 12 Oct 2015]. Disponible en: http://www.dccg.dk/03_Publikation/02_arsraport.html.
[19]
M. Osler, L.H. Iversen, A. Borglykke, S. Mårtensson, S. Daugbjerg, H. Harling, et al.
Hospital variation in 30-day mortality after colorectal cancer surgery in Denmark: The contribution of hospital volume and patient characteristics.
Ann Surg., 253 (2011), pp. 733-738
[20]
K. Kokeda, R. Johansson, N. Zar, H. Brgisson, M. Dahlberg, S. Skullman, et al.
Time trends, improvements and national auditing of rectal cancer management over an 18-year period.
Colorectal Dis., 17 (2015), pp. 168-179
[21]
A.M. Almoudaris, E.M. Burns, A. Bottle, P. Aylin, A. Darzi, O. Faiz.
A colorectal perspective on voluntary submission of outcome data to clinical registries.
Br J Surg., 98 (2011), pp. 132-139
[22]
D. Jegou, F. Penninckx, T. Vandendael, C. Bertrand, E. Van Eycken.
PROCARE. Completeness and registration bias in PROCARE, a Belgian multidisciplinary project on cancer of the rectum with participation on a voluntary basis.
Eur J Cancer, 51 (2015), pp. 1099-1108

Puede consultar una relación de los colaboradores en el anexo A.

Copyright © 2015. AEC
Opciones de artículo
Herramientas
es en pt

¿Es usted profesional sanitario apto para prescribir o dispensar medicamentos?

Are you a health professional able to prescribe or dispense drugs?

Você é um profissional de saúde habilitado a prescrever ou dispensar medicamentos

es en pt
Política de cookies Cookies policy Política de cookies
Utilizamos cookies propias y de terceros para mejorar nuestros servicios y mostrarle publicidad relacionada con sus preferencias mediante el análisis de sus hábitos de navegación. Si continua navegando, consideramos que acepta su uso. Puede cambiar la configuración u obtener más información aquí. To improve our services and products, we use "cookies" (own or third parties authorized) to show advertising related to client preferences through the analyses of navigation customer behavior. Continuing navigation will be considered as acceptance of this use. You can change the settings or obtain more information by clicking here. Utilizamos cookies próprios e de terceiros para melhorar nossos serviços e mostrar publicidade relacionada às suas preferências, analisando seus hábitos de navegação. Se continuar a navegar, consideramos que aceita o seu uso. Você pode alterar a configuração ou obter mais informações aqui.