D
ie Kosten eines Behandlungsfalls werden im für Deutschland gültigen DRG-Entgeltsystem pauschaliert erstattet. Die Gewinnschwelle kann nur erreicht werden, wenn das Krankenhaus in seiner Kostenstruktur gleichauf oder unterhalb der Erlöspau- schale liegt.Die wesentlichen Kostenkomponenten eines ope- rativen Behandlungsfalls stellen die intraoperative Versorgung und, falls es notwendig ist, die intensiv-
medizinische Betreuung dar (1). Der wesentliche Kostenfaktor in der intraoperativen Phase ist die Eingriffsdauer (2): Je länger die Operation dauert, des- to höhere Personalbindungszeiten respektive höhe- re Personalkosten sind zu erwarten (3, 4, 5). Dies erschwert das Erreichen der Gewinnschwelle (6, 7, 8). Benchmark-Daten über eingriffsbezogene Prozess- zeiten sind für Deutschland nur unzureichend verfüg- bar.
ORIGINALARBEIT
Intraoperative Prozesszeiten
im prospektiven multizentrischen Vergleich
Martin Bauer, Robert Hanss, Thomas Römer, Laelia Rösler, Katrin Linnemann, Jürgen Hedderich, Jens Scholz
ZUSAMMENFASSUNG
Einleitung: Verlängerte intraoperative Prozesszeiten können aufgrund vermehrter Personalbindung im DRG- System (DRG, „diagnosis related group“) zu finanziellen Verlusten führen. Methoden: Am Beispiel der elektiven laparoskopischen Cholezystektomie wurden die intra- operativen Prozesszeiten in 10 Krankenhäusern < 15 000 Fälle/Jahr (Gruppe 1) mit denen in 10 Krankenhäusern
> 15 000 Fälle/Jahr (Gruppe 2) verglichen. Zusätzlich wurden die Fallschwere und die Weiterbildungsaktivität evaluiert. Ergebnisse: Beide Gruppen unterschieden sich nicht in der anästhesiologischen und operativen Fall- schwere. Die globale Kennzahl „Falldauer“ („Beginn Anästhesiearzt-Präsenz“ bis „Ende Anästhesiearzt- Präsenz“), die chirurgisch determinierten Kennzahlen
„perioperative Zeit“ beziehungsweise „Schnitt-Naht- Zeit“ sowie die anästhesiologisch determinierten Kenn- zahlen „anästhesiologischer Vorlauf“ und „anästhesiolo- gischer Nachlauf“ waren in Gruppe 2 im Vergleich zu Gruppe 1 lokal signifikant (ohne Korrektur für multiples Testen) verlängert. Die beteiligten Anästhesisten und Operateure waren in Gruppe 1 lokal signifikant erfahrener als in Gruppe 2. Diskussion: In Krankenhäusern > 15 000 Fälle/Jahr ist die Dauer intraoperativer Prozessabläufe verlängert, dies könnte an mehr Weiterbildungen liegen.
Der hieraus resultierende Mehraufwand an Personal- kosten wird im DRG-System nicht berücksichtigt und führt zur Benachteiligung von Großkliniken mit hoher Weiterbildungsaktivität.
Dtsch Arztebl 2007; 104(47): A 3252–8 Schlüsselwörter: Versorgungsforschung, stationäre Versorgung, chirurgische Therapie, Weiterbildung, Bench- marking
SUMMARY
Benchmarking of Intra-Operative
Process Times in a Prospective Multi-Centre Comparison
Introduction: Suboptimal intra-operative process times can lead to unnecessary binding of human resources resulting in higher costs than refunded by the system of diagnosis related groups (DRG). Methods: Process times for laparos- copic cholecystectomies in 10 hospitals with fewer than 15,000 cases per year (group 1) were compared to 10 hospitals with more than 15,000 cases per year (group 2).
Parameters relating to case mix and level of education activity were evaluated. Results: No differences were found between the 2 groups in respect of anaesthetic and surgical case mix. The overall “case length,” defined as the time during which the anaesthesiologist was present, was significantly greater in group 2 than in group 1, as were the surgical parameters “perioperative time” and „surgical case length“ and the anaesthesiological parameters“
anaesthesia preparation time” and “anaesthesia follow-up time.” Group 1 contained significantly more experienced anaesthesiologists and surgeons. Discussion: Hospitals with more than 15000 cases per year show prolonged intra-operative process times, which might be caused by education. Thus, bigger hospitals with a high contribution to education have a significant financial disadvantage which will not be reimbursed by the DRG system.
Dtsch Arztebl 2007; 104(47): A 3252–8 Key words: health care research, in-hospital care, surgery, education, benchmarking
Klinik für Anästhesiolo- gie und Operative In- tensivmedizin, Univer- sitätsklinikum Schles- wig-Holstein, Campus Kiel: PD Dr. P.H. Dr.
med. Bauer, PD Dr.
med. Hanss, Dr. med.
Römer, Dr. med. Rösler, Linnemann, Prof. Dr.
med. Scholz Institut für Medizini- sche Informatik und Statistik, Universitäts- klinikum Schleswig- Holstein, Campus Kiel:
Dipl.-Inform. Hedde- rich Forum „QM & Ökono-
mie“ von BDA und DGAI; AG Kosten- und Prozessmanagement:
PD Dr. P.H. Dr. med.
Bauer
Methoden
In einem multizentrischen Vergleich wurden Kran- kenhäuser < 15 000 Fälle/Jahr (Gruppe 1) hinsichtlich Eingriffsdauer und Weiterbildungsaktivität mit Kran- kenhäusern > 15 000 Fälle/Jahr (Gruppe 2) gegen- übergestellt. Die Auswahl der Zentren in Gruppe 2 erfolgte randomisiert aus einer Liste der deutschen Universitätskliniken. Nach Einverständnis einer Kli- nik der Gruppe 2 wurde aus einem Verzeichnis aller deutschen Krankenhäuser ein benachbartes Kranken- haus evaluiert, in dem weniger als 15 000 Fälle jähr- lich behandelt wurden. Eine Liste der teilnehmenden Zentren kann über den korrespondierenden Autor be- zogen werden.
Die Fallzahlplanung (Power: 80 %, Alpha-Fehler:
0,05, primärer Endpunkt: Unterschied in den Gruppen hinsichtlich „Falldauer“, Standardabweichung: 60 min, relevantes Delta: 30 min) ergab eine Mindestgröße je Gruppe von n = 63. In jede Gruppe wurden 10 Zentren eingeschlossen, die mindestens 10, maximal 15 auf- einanderfolgende Fälle dokumentierten. Als sekundä- re Endpunkte wurden weitere Kennzahlen sowie die Weiterbildungsaktivität definiert. Die Kennzahlen wur- den wie folgt definiert:
c Falldauer: Zeitintervall von Zeitpunkt „Beginn Anästhesiearzt-Präsenz“ bis „Ende Anästhesie- arzt-Präsenz“
c anästhesiologischer Vorlauf: Zeitintervall von Zeitpunkt „Beginn Anästhesiearzt-Präsenz“ bis
„Freigabe Anästhesie“
c perioperative Zeit: Zeitintervall von Zeitpunkt
„Freigabe Anästhesie“ bis „Ende chirurgischer Maßnahmen“
c Schnitt-Naht-Zeit: Beginn des ersten Haut- schnitts bis Ende der letzten Naht
c anästhesiologischer Nachlauf: Zeitintervall von Zeitpunkt „Ende chirurgische Maßnahmen“ bis
„Ende Anästhesiearzt-Präsenz“.
Das Weiterbildungsniveau der Anästhesisten wurde über einen Summenwert erhoben, der sich aus der anästhesiologischen Besetzung bei Anästhesie-Ein- leitung sowie Anästhesie-Ausleitung ergab. Zur Wahl standen jeweils die Antwortalternativen Assistent in Weiterbildung (1 Punkt), Facharzt (2 Punkte) be- ziehungsweise Assistent in Weiterbildung mit Fach- arzt (2 Punkte). Das Weiterbildungsniveau des ers- ten Operateurs wurde eingeteilt nach Assistent in Weiterbildung beziehungsweise junger Facharzt und erfahrener Facharzt beziehungsweise Oberarzt. Als erfahren galt ein Facharzt nach > 3 Jahren Facharzt- tätigkeit.
Als Beispielfall wurde die elektive laparoskopische Cholezystektomie (OPS-Prozedur 5–511.1 [OPS, Operationen- und Prozeduren-Schlüssel]: Cholezyst- ektomie, einfach, laparoskopisch) aufgrund von Cho- lezystitis bei Cholezystolithiasis (DRG: H 08 B) ge- wählt. Zur Ermittlung der anästhesiologischen Fall- schwere wurde die „ASA-Klassifizierung“ (ASA, American Society of Anesthesiologists) verwandt.
Zur Sicherstellung einer vergleichbaren chirurgischen
Fallschwere wurden ausschließlich Fälle in die Aus- wertung übernommen, die bei Fallabschluss in die DRG H 08, Schweregrad B, eingruppiert waren. Die Datenerhebung erfolgte in dem 6-monatigen Er- fassungszeitraum Juli bis Dezember 2005. Der Erhe- bungsbogen für die Prozesszeiten ist in Tabelle 1 ab- gebildet. Ein Ethikvotum für die vorliegende Datener- hebung war nach Einschätzung der Ethikkommission der Medizinischen Fakultät der Christian-Albrechts- Universität zu Kiel nicht erforderlich.
Ergebnisse Datenrücklauf
Aus den 20 beteiligten Zentren wurde für insge- samt 212 Eingriffe ein ausgefüllter Erhebungsbogen zurückgesandt, davon 104 Bögen aus Gruppe 1 und 108 Bögen aus Gruppe 2. Jedes Zentrum dokumen- tierte mindestens 10 Eingriffe, maximal wurden 14 Fälle pro Zentrum rückgemeldet. In die Studie ein- geschlossen wurden 180 Datensätze, davon 98 aus Gruppe 1 und 82 aus Gruppe 2. Aufgrund unvoll- ständiger Dokumentation wurden in 2 Datensätzen in
Anmerkung: Die Reihenfolge der Zeitpunkte kann chronologisch variieren.
TABELLE 1
Erhebungsbogen zu intraoperativen Prozesszeiten bei laparoskopischer Cholezystektomie
Zentrumsnummer: xy
Tätigkeit Uhrzeit
Bestellen des Patienten Beginn Einschleusen
Eintreffen des Patienten im Einleitungsraum Beginn Anästhesiepflege-Präsenz Beginn Anästhesiearzt-Präsenz Beginn Narkose
Freigabe durch Anästhesie Beginn chirurgische Vorbereitung Patient im OP-Saal
Beginn Präsenz 1. Assistent Beginn Präsenz 1. Operateur Ende chirurgische Vorbereitung Schnitt
Ende Präsenz 1. Operateur Naht
Ende chirurgischer Maßnahmen Ende Präsenz 1. Assistent Ende Narkose
Patient aus dem OP-Saal
Eintreffen nachsorgende Überwachungseinheit Ende Anästhesiearzt-Präsenz/Freimeldung im OP
Gruppe 1 und in 5 Datensätzen in Gruppe 2 ausge- schlossen (kein signifikanter Unterschied zwischen den Gruppen; p = 0,25; Fisher’s exact test). Auf- grund einer nachträglichen Änderung in der DRG- Erlösgruppierung wurden 4 Datensätze in Gruppe 1 und 21 Datensätze in Gruppe 2 ausgeschlossen (lokal signifikant; p = 0,0008, Fisher’s exact test; der Be- griff „lokal signifikant“ wird verwendet, weil keine Korrektur für multiples Testen vorgenommen wurde).
Die minimale Fallzahl auswertbarer Erhebungsbögen pro Zentrum betrug 7, die maximale Fallzahl 12 Da- tensätze.
Fallschwere
Aus Gruppe 1 entfielen 76 Fälle auf ASA I (n = 11) und ASA II (n = 65) sowie 22 Fälle auf ASA III. Aus Gruppe 2 entfielen 66 Fälle auf ASA I (n = 21) und ASA II (n = 45), außerdem 16 Fälle auf ASA III. Der Vergleich von ASA I/II versus ASA III zeigte keinen signifikanten Unterschied zwischen den Gruppen (p = 0,715; Fisher’s exact test). Alle in die Auswer- tung eingeschlossenen Eingriffe waren bei Fallab- schluss in die aufwandsgleiche DRG H 08, Erlösstufe B, gruppiert.
Kennzahlen
Tabelle 2 zeigt die intraoperativen Prozesszeiten für die 5 untersuchten Kennzahlen. Für die Kennzahlen
„perioperative Zeit“ (Grafik 1) und „anästhesiologi- scher Nachlauf“ (Grafik 2) sind in einer Subgruppen- analyse exemplarisch die mittleren Prozesszeiten der einzelnen Zentren nach Minuten (Medianwert sowie 25. und 75. Perzentile) in aufsteigender Rangliste so- wie die Medianwerte der Gruppen dargestellt. Aufge- tretene Prozessstörungen durch Wartezeiten waren nicht signifikant unterschiedlich (Gruppe 1: n = 9, Gruppe 2: n = 14; p = 0,12; Fisher’s exact test).
Weiterbildungsniveau
Bezüglich des Weiterbildungsstands der Anästhesis- ten ergab sich in Gruppe 1 in 33 Fällen ein Punktsum-
menwert von 2, in Gruppe 2 in 43 Fällen. Ein Punktsummenwert von 3 wurde für Gruppe 1 in 3 Fällen verzeichnet, in Gruppe 2 in 7 Fällen. Ein Punktsummenwert von 4 wurde für Gruppe 1 in 56 Fällen, in Gruppe 2 in 25 Fällen festgestellt. Wie Gra- fik 3 darstellt, lag in Gruppe 1 ein lokal signifikant höheres Weiterbildungsniveau vor als in Gruppe 2 (p = 0,0006).
Bezüglich des Weiterbildungsstands der Operateu- re wurde in Gruppe 1 in 33 Fällen 1 Punkt (Assistent in Weiterbildung/junger Facharzt) erreicht, in Gruppe 2 in 45 Fällen. 2 Punkte (erfahrener Facharzt/ Ober- arzt) lagen in Gruppe 1 in 64 Fällen, in Gruppe 2 in 35 Fällen vor. Wie Grafik 4 zeigt, lag in Gruppe 1 ein lokal signifikant höheres Weiterbildungsniveau vor als in Gruppe 2 (p = 0,004).
Diskussion Relevanz der Thematik
Im deutschen DRG-System erfolgt die Erlöszuteilung nach Kostengewichten, diese kalkuliert das Institut für Entgeltsysteme in der Medizin (InEK) aus den Fallkosten einer repräsentativen Stichprobe deutscher Krankenhäuser (9). Aus der Multiplikation dieser Kostengewichte mit dem bundeslandspezifischen Ba- sisfallwert ergibt sich das fallpauschalierte Entgelt (10). Wenn die Kosten für einen Behandlungsfall den Pauschalbetrag überschreiten, verfehlt das betreffen- de Krankenhaus die Gewinnschwelle und bietet die erbrachte Leistung defizitär an (11, 12).
Da die intraoperative Phase einen kostenintensiven Bereich innerhalb des stationären Behandlungspro- zesses darstellt (1, 4), können überdurchschnittlich lange Prozesszeiten für eine Überschreitung der Er- löspauschale verantwortlich sein (2, 3, 6). Ein Bench- mark der eigenen Prozesszeiten mit denen anderer Krankenhäuser beziehungsweise denen der Kalkulati- onshäuser ist bislang nicht möglich gewesen (13, 14).
Die vorliegende Studie präsentiert daher solche Leis- tungsdaten für einen exemplarisch ausgewählten Ein- griff.
TABELLE 2
Intraoperative Kennzahlen für laparoskopische Cholezystektomie
Perzentile
Parameter Gruppe 25. (min) 50. (Median) (min) 75. (min) p-Wert
Falldauer 1 99 125 149 < 0,0001
2 130 170 204
Anästhesiologischer Vorlauf 1 15 23 30 < 0,05
2 19 27 40
Perioperative Zeit 1 63 85 110 < 0,0001
2 90 124 145
Schnitt-Naht-Zeit 1 46 61 88 < 0,0001
2 59 90 110
Anästhesiologischer Nachlauf 1 10 13 19 < 0,05
2 11 15 20
Eingriffsart
Der Beispielfall OPS-Prozedur 5–511.1: Cholezys- tektomie, einfach, laparoskopisch aufgrund von Cholezys- titis bei Cholezystolithiasis (DRG: H 08 B) wurde ge- wählt, weil es sich hierbei um einen in allgemein- chirurgischen Kliniken häufig erbrachten Elektiveingriff handelt. Zudem ist eine Intensivtherapie per DRG-Defi- nition ausgeschlossen, sodass der hier untersuchte intra- operative Prozess als wesentlicher Kostentreiber der Be- handlung wirkt. Weiterhin ist die Versorgungsqualität bei Fallabschluss weitestgehend beurteilbar. Dies ermöglicht es, eventuelle Effekte der Prozessdauer auf die Qualität der Behandlung zu evaluieren.
Zentren
Die Untersuchung erfolgte prospektiv multizentrisch.
Die Zentren der Gruppe 2 wurden randomisiert nach einer Liste der deutschen Universitätskliniken, die al- le > 15 000 Patienten jährlich behandelten, ausge- wählt. Krankenhäuser der Gruppe 1 wurden von einer entsprechenden Liste ausgesucht. Durch dieses Vor- gehen wurde eine regionale Gleichverteilung in den Gruppen sichergestellt. Als Unterscheidungsmerkmal galt eine Fallzahl von 15 000 Fällen/Jahr. Weiterbil- dungsaktive Lehrkrankenhäuser, in denen der Anteil der Ärzte in Weiterbildung > 25 % beträgt, über- schreiten dieses Leistungsvolumen im Normalfall, wohingegen weniger weiterbildungsaktive Kranken- häuser diese Fallzahl im Normalfall unterschreiten (15, 16). Die Einteilung der Vergleichskollektive nach Krankenhäusern mit großer respektive kleiner Fall- zahl wurde als Surrogatparameter zur Beschreibung des Weiterbildungsniveaus verwandt, eine stetige Korrelation der Prozesszeiten in Abhängigkeit von der Krankenhausgröße kann aufgrund der gewählten dichotomen Einteilung allerdings nicht erfolgen. Dies stellt eine Limitation der Studie dar.
Datengenerierung
In jeder Gruppe konnte entsprechend der vorab durch- geführten Fallzahlplanung > 63 Fälle ausgewertet werden (98/82), weil pro Gruppe aus jeweils 10 Zen- tren mindestens 7 der 10 bis 15 rückgemeldeten Erhe- bungsbögen hierfür geeignet waren. Gründe für einen Ausschluss von der Auswertung waren unvollständig ausgefüllte Prozesszeiten im Erhebungsbogen oder ei- ne bei DRG-Fallabschluss vorgenommene Änderung der Eingruppierung in eine andere DRG-Erlösgrup- pierung.
Der Unterschied zwischen den Gruppen hinsichtlich der Dokumentationsqualität war nicht signifikant, ei- ne nachträgliche Änderung der DRG-Eingruppierung aufgrund eines erhöhten Schwierigkeitsgrades des Eingriffes beziehungsweise postoperativ aufgetretener Komorbidität erfolgte in Gruppe 2 lokal signifikant häufiger. Insofern bewirkte das Fallschwerekriterium
„Erlösgruppierung“ einerseits eine erhöhte Drop-out- Rate, andererseits wurde so sichergestellt, dass keine Fälle mit medizinisch begründeter verlängerter Pro- zessdauer eingeschlossen wurden.
Dem Studienleiter nicht bekannte Mitarbeiter der jeweiligen anästhesiologischen Klinik dokumentier- ten vor Ort die Fälle. Die Daten wurden patienten- anonymisiert auf einem standardisierten Erhebungs- bogen, der die für die 5 Kennzahlen wesentlichen Zeitpunkte umfasste, notiert. Das Wirken eines Haw- thorne-Effekts (Studienteilnehmer ändern ihr natürli- ches Verhalten aufgrund der Studienteilnahme) kann
Kennzahl „perioperative Zeit“ für laparoskopische Cholezystektomie, angegeben als Median- wert mit 25. und 75. Perzentile. Gruppe 1: Krankenhäuser < 15 000 Fälle/Jahr; Gruppe 2:
Krankenhäuser > 15 000 Fälle/Jahr. *Mann-Whitney-Test: p = 0,0001 (lokal signifikant). In Klammern angegeben findet man die zentrumsspezifischen Fallzahlen pro Jahr für die OPS- Prozedur (OPS, Operationen- und Prozedurenschlüssel) 5–511.1 (Cholezystektomie, einfach, laparoskopisch).
GRAFIK 1
Kennzahl „anästhesiologischer Nachlauf“ für laparoskopische Cholezystektomie, angege- ben als Medianwert mit 25. und 75. Perzentile. Gruppe 1: Krankenhäuser < 15 000 Fälle/Jahr; Gruppe 2: Krankenhäuser > 15 000 Fälle/Jahr. *Mann-Whitney-Test: p = 0,0217 (lokal signifikant)
GRAFIK 2
nicht ausgeschlossen werden. Die potenzielle Wir- kung dieses Effektes betrifft beide Gruppen, sodass eine Verzerrung des Gruppenvergleichs wenig wahr- scheinlich erscheint. Für jedes Zentrum existierte eine geblindete Zentrumsnummer; die Entblindungs- liste war nur dem korrespondierenden Autor als Studi- enleiter bekannt.
Kennzahlen
Als globaler Parameter fungierte die „Falldauer“. Die- se kann unterteilt werden (17, 18) in die anästhesiolo- gisch verantworteten Randzeiten „anästhesiologi- scher Vorlauf“ und „anästhesiologischer Nachlauf“
sowie die chirurgisch verantwortete „perioperative Zeit“. Letztere setzt sich zusammen aus der Schnitt- Naht-Zeit sowie dem operativen Vor- und Nachlauf.
Anhand dieser 5 Kennzahlen ist es möglich, sowohl den gesamten intraoperativen Behandlungsprozess als auch Teilprozesse in ausschließlich anästhesiologi- scher oder operativer Verantwortung zu beschreiben und so hinsichtlich der Verantwortlichkeiten klare Zu- ständigkeiten zu definieren (18).
Fallschwere
Für die Durchführung einer Anästhesie stellt die ASA- Klassifikation ein international etabliertes Bewer- tungssystem dar (19), mit dem das Patientenrisiko für eine Anästhesie angegeben werden kann. Hierbei sind für ASA III versus ASA I und ASA II Auswirkungen auf die anästhesiologische Prozessgestaltung be- schrieben, nicht aber für ASA I versus ASA II (2). In beiden untersuchten Gruppen unterschied sich die
Verteilung von Patienten mit ASA I/II versus ASA III nicht signifikant.
Zur Beschreibung der Fallschwere einer Operation wurde die Eingruppierung in das deutsche DRG- System gewählt, weil eine besondere Fallschwere aufgrund von Komorbidität beziehungsweise Kompli- kationen zu einer Höhergruppierung in der Ab- rechnungs-DRG führen kann (9, 10). Die Autoren haben ausschließlich Datensätze von Fällen ausge- wertet, die bei Entlassung in die kostenhomogene und damit aufwandsgleiche DRG H 08, Erlösstufe B (elektive laparoskopische Cholezystektomie bei Cho- lezystitis mit Cholezystolithiasis ohne Komplikatio- nen und Komorbidität), eingruppiert waren. Deshalb kann davon ausgegangen werden, dass innerhalb der Gruppen die Fallschwere nicht signifikant unter- schiedlich war.
Weiterbildungsniveau
Der unmittelbare Zusammenhang zwischen Quali- fikation des medizinischen Personals und Mortalität beziehungsweise Morbidität (7, 15) sowie Prozess- zeiten (6, 20) ist in der Literatur belegt. In der vor- liegenden Studie hat man das Weiterbildungsniveau der Anästhesisten und Operateure evaluiert. Für die Anästhesie wurde ein Punktsummenwert berechnet, der die Qualifikation des ärztlichen Personals bei Ein- und Ausleitung der Anästhesie berücksichtigt. Diese Vorgehensweise wurde gewählt, weil in der Anästhe- sie mitunter Patienten durch einen Facharzt (FA) ein- geleitet werden, die Narkose aber durch einen super- vidierten Nicht-Facharzt weitergeführt und ausgelei-
„Weiterbildungsstand Anästhesist“ in Gruppe 1 versus Gruppe 2 für laparoskopische Cholezystektomie als Punktsummenwert aus anästhesiologischer Besetzung bei Anästhesieeinleitung sowie Anästhesieausleitung (Assistent in Weiterbildung: 1 Punkt; Facharzt beziehungsweise Assistent in Weiterbildung mit Facharzt: 2 Punkte);
Gruppe 1: Krankenhäuser < 15 000 Fälle/Jahr; Gruppe 2: Kranken- häuser > 15 000 Fälle/Jahr; *Fisher’s exact test: p = 0,0006 (lokal signifikant)
GRAFIK 3
Weiterbildungsstand „1. Operateur“ in Gruppe 1 versus Gruppe 2 für laparoskopische Cholezystektomie. Junger Facharzt: < 3 Jahre Facharztstatus; erfahrener Facharzt: > 3 Jahre Facharztstatus. Grup- pe 1: Krankenhäuser < 15 000 Fälle/Jahr; Gruppe 2: Krankenhäuser
> 15 000 Fälle/Jahr; *Fisher’s exact test: p = 0,004 (lokal signifikant) GRAFIK 4
tet wird. Da der supervidierende FA in der Hinter- grundfunktion keinen Einfluss auf die Prozesszeit ausübt, wäre eine alleinige Erfassung des Qualifika- tionsniveaus bei der Einleitung wenig aussagekräftig.
Für die Chirurgie unterschied man in Arzt in Weiter- bildung/junger Facharzt und erfahrener Facharzt/
Oberarzt. Ein erfahrener Facharzt war nach Definition der Autoren jemand, der diese Qualifikation seit mehr als 3 Jahren aufwies. Diese Unterteilung wurde ge- wählt, weil in operativen Fachabteilungen, bedingt durch lange Assistenzphasen und anteilige Aufteilung der Leistungsmengen, das Kriterium „FA-Status“ zur Beschreibung von operativer Erfahrung nicht hinrei- chend erschien.
Prozesszeiten
Der Vergleich der Gruppen ergab für alle 5 Kenn- zahlen eine lokal signifikante Verlängerung der Pro- zesszeiten in den Häusern > 15 000 Fälle/Jahr. Eine Korrelation von zentrumsspezifischer Prozesszeit und Fallzahl/Jahr (Grafik 1) bestand nicht, sodass Mengen- effekte auf die Prozesszeiten nicht feststellbar waren.
Hinsichtlich aufgetretener Wartezeiten fand man kei- ne signifikanten Unterschiede in den Vergleichsgrup- pen. Die Inzidenz von erneuten Eingriffen in Gruppe 1 war nicht höher als in Gruppe 2 (p = 0,13; Fisher’s exact test), negative Effekte durch die geringere Pro- zessdauer waren auf die Qualität der Leistung deshalb nicht nachweisbar.
Der beschriebene Effekt betrifft den Globalparame- ter „Falldauer“ sowie sowohl die von Anästhesisten als auch von Chirurgen verantworteten Zeitintervalle.
Allerdings ist die von Anästhesisten verantwortete Prozessdauer absolut gesehen kürzer als die der Chir- urgen. So ist im Vergleich zu Gruppe 1 der „anästhe- siologische Vorlauf“ in Gruppe 2 im Mittel um 4 min und der „anästhesiologische Nachlauf“ um 2 min ver- längert – die „perioperative Zeit“ hingegen um 39 min.
Die Gründe hierfür sind nicht in infrastrukturellen Besonderheiten zu suchen, denn die „perioperative Zeit“ bleibt von diesem Störfaktor unbeeinflusst (17, 18). Auch Schweregradeffekte wurden durch das fallbezogene Monitoring der DRG-Eingruppierung kontrolliert, sodass am ehesten Unterschiede im Wei- terbildungsniveau für die längeren Prozesszeiten ur- sächlich erscheinen.
Die detaillierte Darstellung der Einzelergebnisse aller beteiligten Zentren nach Prozessdauer in aufstei- gender Reihung ermöglicht einen Benchmark-Ver- gleich der einzelnen Institutionen. Nach Entblindung der Rangfolge können Informationen bezüglich der Wettbewerbsfähigkeit der eigenen Leistung gewon- nen werden. Weiterhin ermöglicht die Rangliste Aus- sagen über die Stabilität des Versorgungsprozesses.
So fallen Zentren mit schlechtem Abschneiden (hohe Rangplätze) überwiegend durch eine weite Spanne der Prozesszeiten auf, wohingegen Zentren mit guter Prozessqualität (niedrige Rangplätze) regelhaft eine geringe Varianz in den Prozesszeiten aufweisen. In
der Diskussion der Ergebnisse mit den teilnehmenden Zentren konnte das Fehlen definierter Standards (21, 22) sowie, speziell für die Kennzahl „anästhesiologi- scher Nachlauf“, dezentrale Strukturen (18) als ver- antwortliche Parameter für die große Varianz identifi- ziert werden.
Fazit
Die Daten der vorliegenden Erhebung zeigen bei ver- gleichbarer Fallschwere und Behandlungsqualität für Kliniken < 15 000 Fälle/Jahr (Gruppe 1) lokal signifi- kant kürzere Prozesszeiten respektive geringere Fall- kosten als für Kliniken > 15 000 Fälle/Jahr (Grup- pe 2). Dieser Effekt scheint am ehesten in einer unterschiedlichen Weiterbildungsaktivität begründet zu sein.
Bei den pauschalierten DRG-Erlösen ergibt sich für Gruppe 1 ein Rationalisierungspotenzial durch kos- tengünstige Prozessgestaltung aufgrund niedriger Weiterbildungsaktivität, für Gruppe 2 eine über die Erlöspauschale nicht gedeckte finanzielle Mehrbe- lastung wegen hoher Weiterbildungsaktivität. Weiter- hin erscheint für die Anästhesiologie eine Budget- zuteilung über InEK-Kostengewichte wenig geeignet, weil der wesentliche Kostenfaktor „Falldauer“ auch durch von Chirurgen verantwortete Prozesszeiten re- levant verlängert sein kann. Für alle Krankenhäuser, die so im Wettbewerb stehen, stellt das hier exempla- risch vorgestellte Verfahren zur Erfassung eines leis- tungsbezogenen Benchmarks eine interessante Option dar.
Interessenkonflikt
Die Autoren erklären, dass kein Interessenkonflikt im Sinne der Richtlinien des International Committee of Medical Journal Editors besteht.
Manuskriptdaten
eingereicht: 7. 3. 2007, revidierte Fassung angenommen: 10. 8. 2007
LITERATUR
1. DeRiso B, Cantees K, Watkins WD: The operating rooms: cost center management in a managed care environment. Int Anesthe- siol Clin 1995; 33: 133–50.
2. Schuster M: Kostenkomponenten und Kostentreiber in der Anästhesiologie. In: Welk I, Bauer M (Hrsg.): OP-Management:
praktisch und effizient. Berlin, Heidelberg, New York: Springer 2006; 77–90.
3. Hanss R, Tonner P, Bein B, Steinfath M, Scholz J, Bauer M: Over- lapping induction of anesthesia: An analysis of benefits and costs.
Anesthesiology 2005; 103: 391–400.
4. Kendell J, Wildsmith JAW, Gray IG: Costing anesthetic practice.
Anaesthesia 2000; 55: 1106–13.
5. Schleppers A, Bauer M, Berry M, Bender H-J, Geldner G, Martin J:
Analyse der IST-Kosten Anästhesie in deutschen Krankenhäusern.
Bezugsjahr 2002. Anaesth Intensivmed 2005; 46: 23–8.
6. Abouleish AE, Dexter F, Whitten CW, Zavaleta JR, Prough DS:
Quantifying net staffing costs due to longer-than-average surgical case durations. Anesthesiology 2004; 100: 403–12.
7. Williams BA, Starling SL, Bircher NG, Wilks DH, Watkins WD: Opti- mization of anesthesia staffing using simulation modeling. Am J Anesthesiology 1998; 25: 113–20.
8. Schmidt CE, Möller J, Hesslau U, Bauer M, Gabbert T, Kremer B:
Universitätskliniken im Spannungsfeld des Krankenhausmarktes.
Anaesthesist 2005; 54: 694–702.
9. Institut für das Entgeltsystem im Krankenhaus: Definitionshand- buch 2007. http://g-drg.de.
10. Schlottmann N, Fahlenbrach C, Brändle G, Wittrich A: G-DRG- System 2007 Abbildungsgenauigkeit deutlich erhöht. Das Kran- kenhaus 2006; 11: 939–51.
11. Schleppers A, Bauer M, Pollwein B, Noll B, van Ackern K:
Der „richtige“ Anteil der DRG-Erlöse für die Anästhesieabteilung.
Anaesth Intensivmed 2003; 44: 803–7.
12. Mende H, Schleppers A, Martin J: Kennen Sie Ihr Budget?
Anaesth Intensivmed 2006; 47: 163–6.
13. Viapiano J, Ward DS: Operating room utilization: the need for data. Int Anesthesiol Clin 2000; 38: 127–40.
14. Schuster M, Kuntz L, Hermening D, Bauer M, Abel K, Goetz A: Die Nutzung der Erlösdaten der DRGs für ein externes Benchmarking der anästhesiologischen und intensivmedizinischen Leistungser- bringung. Anaesthesist 2006; 55: 26–32.
15. Bauer M: Krankenhausökonomie. In: Benzing A, Pannen B (Hrsg.):
Praxishandbuch Anästhesie. Balingen: Spitta Verlag 2006; 24: 1–8.
16. Overdyk FJ, Harvey SC, Fishman RL, Shippey F: Successful stra- tegies for improving operating room efficiency at academic insti- tutions. Anesth Analg 1998; 86: 896–906.
17. Berufsverband Deutscher Chirurgen und Berufsverband Deut- scher Anästhesisten: Gemeinsame Stellungnahme des Berufsver- bandes Deutscher Chirurgen und des Berufsverbandes Deutscher Anästhesisten: Datenanforderungen auf dem Personalsektor zur Abbildung von Prozessen im OP und zur Kalkulation der DRGs.
Anaesth Intensivmed 2002; 43: 457–61.
18. Bauer M, Hanß R, Schleppers A, Steinfath M, Tonner PH, Martin J: Pro- zessoptimierung im „kranken Haus“. Anaesthesist 2004; 53: 414–25.
19. American Society of Anesthesiologists (ASA): New classification of physical status. Anesthesiology 1963; 24: 111.
20. Gfrörer R, Schüpfer G, Schmidt C, Bauer M: Teambildung im Operationssaal – Auswirkungen auf die Entscheidungsqualität.
Anaesthesist 2005; 54: 1229–34.
21. Kaufmann T, Schüpfer G, Bauer M: Der Gini-Koeffizient:
Kennzahl für den Standardisierungsgrad operativer Fachabteilun- gen. Anaesthesist 2006; 55: 791–6.
22. Raetzell M, Bauer M: Standard operating procedures und klinische Behandlungspfade. In: Welk I, Bauer M. (Hrsg.): OP- Management: praktisch und effizient. Berlin, Heidelberg, New York: Springer 2006; 187–98.
Anschrift für die Verfasser PD Dr. P.H. Dr. med. Martin Bauer
Forschungsgruppe „Perioperative Versorgungsforschung“
Klinik für Anästhesiologie und Operative Intensivmedizin Universitätsklinikum Schleswig-Holstein
Campus Kiel Schwanenweg 21 24105 Kiel
E-Mail: bauer@anaesthesie.uni-kiel.de
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REFERIERT
Silberhaltige Wundauflagen bei infizierten Wunden?
Die Behandlung infizierter Wunden unterliegt zweifelsfrei Modeströ- mungen und reicht von Alginaten über Hydrokolloide bis zu silberhalti- gen Wundauflagen, denen eine bakterizide Wirkung und die Verhinde- rung einer Resistenzentwicklung nachgesagt werden.
Die Autoren werteten randomisierte kontrollierte Studien (RCT) an Erwachsenen aus, die an offenen infizierten Wunden (Ischämie, Diabe- tes, Verbrennung, Trauma, Dekubitus, Operationswunde) litten und bei denen topisches Silber oder silberhaltige Wundauflagen verglichen wurden. Primäre Zielgröße waren eine komplette Heilung oder Verän- derungen der Wundfläche. Die Einschlusskriterien erfüllten nur 3 zwi- schen 2005 und 2006 publizierte 4-wöchige Studien mit insgesamt 847 Teilnehmern. Eine Metaanalyse war nicht möglich, weil alle Unter- suchungen verschiedene Wundauflagen miteinander verglichen.
Die erste Studie (n = 129) verglich einen mit ionischem Silber im- prägnierten Hydrokolloidverband mit einer Polyurethan-haltigen Weichschaumkompresse. Nach dieser Behandlung waren jeweils 5 Wunden (8 % ) komplett abgeheilt. In der ersten Gruppe war die medi-
ane Wundfläche deutlich kleiner geworden (um 45,2 versus 25,4 %;
p = 0,034), der Anteil der Patienten mit Wundsekretion war geringer geworden (19 versus 49 %; p = 0,002).
In der zweiten Studie (n = 99) wurde eine silberhaltige Alginat- Wundauflage mit einer Alginat-Wundauflage verglichen. In beiden Gruppen heilten nur jeweils 1 von 48 beziehungsweise 51 Ulzera ab.
Die absolute Reduktion der Wundfläche wurde ebenfalls nicht signifi- kant beeinflusst.
In der dritten Studie (n = 619) wurde der Hydrokollidverband mit der besten verfügbaren Wundversorgung (in 53 % Schaumstoff und Alginat, in 17 % Silber, in 12 % Hydrokolloid) verglichen. Zum Studi- enende war die relative Reduktion der medianen Wundfläche in der Hydrokollidverband-Gruppe größer (47 versus 32 %; p = 0,0019), ein Verbandswechsel war in dieser Gruppe seltener notwendig (3,1 ver- sus 2,1 Tage; p = 0,0001).
Die Autoren kommen zu dem Schluss, dass die wenigen Studien mit zu kurzer Laufzeit insgesamt eine ungenügende Evidenz liefern, um silberhaltige Wundauflagen zur Behandlung infizierter Wunden zu
empfehlen. w
Vermeulen H et al.: Topical silver for treating infected wounds. Cochrane Database Syst Rev 2007 (1): CD005486 E-Mail: vermeulen@amc.nl
