Archiv "Sterblichkeitsrisiko von Frauen und Männern nach Myokardinfarkt" (11.04.2008)

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E

s gibt zahlreiche Studien zum Zusammenhang zwischen Geschlecht und der Sterblichkeit von Krankenhauspatienten mit akutem Myokardinfarkt. Die Ergebnisse dieser Untersuchungen sind allerdings wi- dersprüchlich (1–12). Zudem liegen für Deutschland bisher nur vereinzelte Studien aus regionalen oder bundesweiten Registern vor, die aber keinesfalls alle an der Versorgung von akuten Herzinfarkten beteiligten Klini- ken in Deutschland abdecken. Die Ergebnisse der deutschen Studien sind ebenfalls uneinheitlich:

So zeigten Analysen aus dem Berliner Herzinfarktre- gister auch nach einer Risikoadjustierung erhöhte Sterb- lichkeiten für Frauen mit ST-Hebungsinfarkten (STE- MI) im Vergleich zu Männern (10). Ein Resultat, das in- zwischen für Frauen unter 76 Jahren durch ein erhöhtes Risiko von Frauen mit Diabetes mellitus im Sinne eines Interaktionseffektes (8) erklärt wurde. Für die Alters- gruppe ab 76 Jahren war nach Risikoadjustierung keine erhöhte Sterblichkeit von Frauen mehr nachweisbar (9).

Analysen aus dem MITRA-Register legten einerseits eine erhöhte Krankenhaussterblichkeit von Frauen mit einem STEMI nahe, attestierten aber andererseits nach Altersadjustierung ein vergleichbares Langzeitüberleben (4). Ähnliche Ergebnisse ergaben Analysen von Patienten mit STEMI nach Reanimation aus dem kombinierten MITRA- und MIR-Register (2). Dagegen fand man in Auswertungen aus dem ACOS-Register für Patienten mit Nicht-ST-Hebungsinfarkten (NSTEMI) nach Altersadjus- tierung keine erhöhte Sterblichkeit für Frauen (3).

Aus dem bevölkerungsbezogenen MONICA/KO- RA-Herzinfarktregister Augsburg wurden Mortalitäts- raten der Jahre 1985 bis 1987 und 2001 bis 2003 ge- genübergestellt. Die ausgewiesenen rohen Sterblichkei- ten (prähospital, 1. Kliniktag, 2. bis 28. Tag) waren im ersten Zeitintervall für Frauen deutlich höher als für Männer, im späteren Zeitintervall zeigten sich – auch ohne Altersadjustierung – allenfalls marginal erhöhte Sterblichkeiten für Frauen (6).

Das Ziel dieser Arbeit war es, eine bundesweite Ana- lyse mit aktuellen Daten zu dieser Thematik vorzulegen.

Methoden

Es wurden bundesweite Abrechnungsdaten gemäß Da- tenaustauschverfahren nach § 301 Sozialgesetzbuch V von AOK-Krankenhauspatienten verwendet: Einge- schlossen wurden alle vollstationären Patienten mit:

ORIGINALARBEIT

Sterblichkeitsrisiko von Frauen und Männern nach Myokardinfarkt

Eine Analyse stationärer Abrechnungsdaten

Günther Heller, Birgit Babitsch, Christian Günster, Martin Möckel

ZUSAMMENFASSUNG

Einleitung: Bisherige Studien zum Zusammenhang zwischen Geschlecht und Sterblichkeit von Kranken- hauspatienten mit akutem Myokardinfarkt sind

widersprüchlich. Eine Analyse für Gesamtdeutschland fehlt bisher. Ziel dieser Arbeit war, diese Frage an einem bundesweiten Datensatz zu untersuchen.

Methoden: Abrechnungsdaten von AOK-Krankenhaus- patienten mit der Hauptdiagnose akuter Myokardinfarkt und einem Entlassungsdatum in den Jahren 2004 bis 2005 wurden ausgewertet. Als Endpunkte fungierten die 30-Tages- und die 1-Jahres-Sterblichkeit.

Ergebnisse: Daten von 132 774 Patienten flossen in die Studie ein. In rohen Analysen ergaben sich deutlich erhöhte Sterblichkeiten für Frauen (Odds Ratio [OR] 30-Tage-Sterb- lichkeit: 1,65; 95-%-Konfidenzintervall [KI]:1,59 –1,70).

Nach Altersadjustierung (in Dezentilen) zeigten sich dagegen nahezu identische Sterbewahrscheinlichkeiten im Vergleich zu den Männern (OR 30-Tage-Sterblichkeit: 1,00;

95-%-KI: 0,96–1,03). Einzig für die vergleichsweise kleine Gruppe der jüngeren Patienten unter 50 Jahren bestand ein gering erhöhtes Sterberisiko für Frauen (OR: 30-Tage- Sterblichkeit : 1,09; 95-%-KI: 0,85–1,40).

Diskussion: Die vorliegende Studie ist die erste bundesweite, flächendeckende Analyse einer Assoziation zwischen Geschlecht und Überleben nach Krankenhausaufnahme wegen akutem Myokardinfarkt. Teilweise anders lautende Ergebnisse früherer regionaler Untersuchungen sind mög- licherweise durch die Selektivität bestehender Register oder durch eine unzureichende Risikoadjustierung bedingt.

Dtsch Arztebl 2008; 105(15): 279–85 DOI: 10.3238/arztebl.2008.0279 Schlüsselwörter: Herzinfarkt, Gender, Versorgungsfor- schung, Kardiologie, Mortalität

Wissenschaftliches Institut der AOK (WIdO), Bonn: Priv.-Doz. Dr. med. Heller, Dipl.-Math. Günster

Zentrum für Geschlechterforschung in der Medizin, Charité – Universitäts- medizin, Berlin: Dr. P.H. Babitsch

Medizinische Klinik mit Schwerpunkt Kardiologie, Charité – Universitätsmedizin Campus Virchow-Klinikum, Berlin: Priv.-Doz. Dr. med. Möckel

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der Hauptdiagnose akuter Myokardinfarkt (ICD 10: I21)

einem Alter über 30 Jahren

einem Entlassungsdatum im Jahr 2004 beziehungsweise 2005.

Follow-Up-Informationen zu Überleben und Versi- chertenstatus erhielt man über einen Abgleich mit den AOK-Mitgliederbestandsdateien.

Über anonymisierte Fallzuordnungen konnten nicht nur krankenhausfallbezogene, sondern auch personen- bezogene Analysen durchgeführt werden.

Ausgeschlossen wurden Fälle, bei denen zuvor (ab 2002) ein Herzinfarkt als Haupt- oder Nebendiagnose bei einem akutstationären Aufenthalt kodiert worden war. Um auch den Effekt von Krankenhausverlegungen abzubilden, wurden aufeinander folgende Einweisun- gen zusammengeführt, wenn der Patient am Entlasstag oder am Folgetag der Entlassung erneut in einem anderen Krankenhaus aufgenommen wurde (Legaldefinition einer Verlegung).

Als Endpunkte wurde der Tod während des Indexauf- enthaltes, die 30-Tage-, die 90-Tage- und die 1-Jahres- Sterblichkeit analysiert. Patienten, die vor Ende des je-

weiligen Follow-Ups nicht mehr bei der AOK versichert waren, wurden in der Analyse nicht berücksichtigt. Da- durch ergaben sich unterschiedliche Fallzahlen für die unterschiedlichen Endpunkte. Da nur Informationen zu fixen Nachbeobachtungsintervallen (30 Tage, 90 Tage, 1 Jahr) vorlagen, wurde kein Überlebenszeitmodell be- rechnet. Risikoadjustierte Analysen wurden mittels ro- buster logistischer Regression unter Verwendung von Sandwich-Varianz-Schätzern mit dem Programmpaket STATA 8.2 durchgeführt (13, 14).

Ergebnisse

Tabelle 1 zeigt die Charakteristika der Patienten. Die Datenbasis umfasst 57 664 Frauen und 75 110 Männer.

Die Herzinfarktpatientinnen waren im Durchschnitt mehr als neun Jahre und im Median zehn Jahre älter.

Frauen wiesen häufiger Begleiterkrankungen auf. Ins- besondere die Prävalenz eines Diabetes (38,8 versus 29,5 %) und einer Herzinsuffizienz (45,0 versus 35,2 %) war für Frauen im Vergleich zu Männern signi- fikant erhöht. Dagegen war die Häufigkeit von korona- ren Interventionen und Prozeduren bei Frauen geringer als bei Männern: zum Beispiel 31,7 versus 49,6 % the-

* Die Aufzählung der Linksherzkatheter wurde hierarchisiert: Wenn ein therapeutischer Linksherzkatheter mit Stent kodiert wurde, wurden weitere therapeutische Linksherzkatheter ohne Stent und diagnostische Linksherzkatheter für diesen Patienten nicht gezählt.

Wenn ein therapeutischer Linksherzkatheter ohne Stent kodiert wurde, wurden diagnostische Linksherzkatheter für diesen Patienten nicht gezählt.

TABELLE 1

Charakteristika der Studienpopulation, vollstationäre AOK-Patienten (2004–2005) mit Entlassungsdiagnose Herzinfarkt nach Geschlecht

Frauen Männer

Anzahl 57 664 75 110

Alter

Durchschnitt 76,1 (76,0–76,1) 66,7 (66,6–66,8)

Interquartilsgrenzen 70 78 84 58 68 76

Hauptdiagnose (Anteil)

Akuter transmuraler Myokardinfarkt der Vorderwand: I210 (%) (95-%-KI) 22,7 (22,4–23,1) 23,1 (22,8–23,4) Akuter transmuraler Myokardinfarkt der Hinterwand: I211 (%) (95-%-KI) 18,1 (17,8–18,4) 23,8 (23,5–24,1) Akuter transmuraler Myokardinfarkt an sonstigen Lokalisationen: I212 (%) (95-%-KI) 4,8 (4,6–5,0) 4,9 (4,7–5,0) Akuter transmuraler Myokardinfarkt an nicht näher bezeichneter Lokalisation: I213 (%) 4,0 (3,8–4,1) 3,5 (3,31–3,6) (95-%-KI)

Akuter subendokardialer Myokardinfarkt: I214 (%) (95-%-KI) 37,1 (36,7–37,5) 33,8 (33,5–34,2) Akuter Myokardinfarkt, nicht näher bezeichnet: I219 (%) (95-%-KI) 13,0 (12,8–13,3) 10,6 (10,4–10,8) Begleiterkrankungen

Diabetes 38,8 (38,4–39,2) 29,5 (29,2–29,9)

Hypertonie 68,1 (67,8–68,5) 66,0 (65,7–66,3)

Herzinsuffizienz 45,0 (44,6–45,4) 35,2 (34,9–35,6)

Niereninsuffizienz 22,1 (21,7–22,4) 19,4 (19,1–19,7)

Stationäre Prozeduren/Operationen

Diagnostischer Linksherzkatheter* 16,3 (16,1–16,7) 18,3 (18,1–18,6)

Therapeutischer Linksherzkatheter ohne Stent* 3,7 (3,5–3,8) 5,3 (5,1–5,5)

Therapeutischer Linksherzkatheter mit Stent* 31,7 (31,3–32,1) 49,6 (49,3–50,0)

Aortokoronarer Bypass 4,6 (4,5–4,8) 8,1 (7,9–8,3)

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rapeutische Herzkatheter mit Stent oder 4,6 versus 8,1%

aortokoronare Bypässe.

Ferner ist die geschlechtspezifische Aufteilung nach vierstelliger Hauptdiagnose aufgelistet. Es fällt ein niedrigerer Anteil an transmuralen Infarkten der Hinter- wand (18,1 versus 23,8 %) wie auch ein geringfügig niedrigerer Anteil an transmuralen Infarkten der Vorder- wand (22,7 versus 23,1 %) für Frauen auf. Der Anteil an kodierten akuten subendokardialen Myokardinfark- ten (37,1 versus 33,8 %) und nicht näher bezeichneten Myokardinfarkten (13,0 versus 10,6 %) ist dagegen für Herzinfarktpatientinnen erhöht.

Tabelle 2 zeigt die Zahl der eingeschlossenen und verstorbenen Patienten, sowie die resultierenden rohen Sterberaten. Daneben sind rohe und altersadjustierte Odds Ratios (OR) bezüglich des Zusammenhangs zwischen Geschlecht und Sterblichkeit für die verschiede- nen Endpunkte dargestellt.

In rohen Analysen ergaben sich deutlich höhere Sterb- lichkeiten für Herzinfarktpatientinnen (zum Beispiel OR 30-Tage-Sterblichkeit: 1,65; 95-%-Konfidenzintervall [KI]: 1,59–1,70). Nach einer Altersadjustierung (in De- zentilen) fanden sich dagegen nahezu identische Sterbe- wahrscheinlichkeiten im Vergleich zu den Männern (OR 30-Tage-Sterblichkeit: 1,00; 95-%-KI: 0,96–1,03).

Für das Gesamtkollektiv deuteten sich im Follow-Up günstigere altersadjustierte Überlebenswahrscheinlich- keiten für Frauen an (OR 1-Jahres-Sterblichkeit: 0,93;

95-%-KI: 0,91–0,96).

Um den Zusammenhang zwischen dem Typ des akuten Myokardinfarktes und der geschlechtsspezifischen

Sterblichkeit genauer zu untersuchen, wurde die Asso- ziation des Geschlechts nach Alteradjustierung mit der 30-Tage-Sterblichkeit getrennt für Herzinfarktunter- gruppen nach ICD-4-Stellern betrachtet (Grafik 1). Da- bei zeigte sich eine erhöhte Sterblichkeit für Frauen bei den transmuralen Hinterwandinfarkten (I211: OR: 1,15;

95-%-KI: 1,07–1,25), sowie eine geringradige nicht sig- nifikante Erhöhung der Sterblichkeit für Frauen bei transmuralen Infarkten an nicht näher bezeichneter Lo- kalisation (I213: OR: 1,08; 95-%-KI: 0,95–1,23). Dage- gen war die Sterblichkeit für Frauen in der Gruppe der subendokardialen Infarkte (I214: OR: 0,91; 95-%-KI:

0,85–0,97) und der Gruppe der nicht näher bezeichneten Myokardinfarkte geringer (I219: OR: 0,92; 95-%-KI:

0,85–0,99).

Grafik 2 zeigt eine altersadjustierte Analyse für ver- schiedene Altersgruppen definiert durch unterschiedliche Schwellenwerte. Einzig für die vergleichsweise kleine Gruppe von Patienten < 50 Jahre (n = 10 311, 30- Tage-Follow-Up) ergaben sich im analysierten Zeitin- tervall angedeutet erhöhte Sterblichkeiten für Frauen (beispielsweise OR 30-Tage-Sterblichkeit: 1,09; 95-%- KI: 0,85–1,40), die sich im 1-Jahres-Follow-Up allerdings deutlicher zeigten (OR 1-Jahres-Sterblichkeit:

1,34; 95-%-KI: 1,10–1,63, vergleiche auch Tabelle 2).

Diskussion

Die vorgelegte Arbeit ist die erste bundesweite flächen- deckende Analyse des Zusammenhangs zwischen Ge- schlecht und Überleben nach Krankenhausaufnahme wegen akutem Myokardinfarkt.

*¹Patienten mit unklarem Versicherungsstatus zu Ende des Follow-Ups wurden ausgeschlossen. Für die Analyse der 1-Jahres-Sterblichkeit konnten daher keine potenziell überlebenden Patienten mit Entlassungsdatum aus dem Jahr 2004 verwendet werden.

*²Alter kategorisiert in Dezentilen

*³Alter in Jahren Referenz: Männer (Odds Ratio > 1 entspricht einer höheren Sterblichkeit für Frauen, Odds Ratio = 1 entspricht einer gleichen Sterblichkeit für Männer und Frauen, Odds Ratio < 1 entspricht einer niedrigeren Sterblichkeit für Frauen) TABELLE 2

Zusammenhang zwischen Krankenhaussterblichkeit, 90-Tages- und 1-Jahres-Sterblichkeit mit Geschlecht, AOK-Krankenhauspatienten (2004–2005)

Krankenhaussterblichkeit 30-Tage-Sterblichkeit*¹ 90-Tage-Sterblichkeit*¹ 1-Jahres-Sterblichkeit*¹ Alle Patienten

Anzahl 132 774 132 516 132 328 130 161

Anteil Frauen 43,4 % 43,4 % 43,5 % 43,4 %

Verstorben 18 517 22 135 27 487 36 611

Rate 13,9 % 16,7 % 20,8 % 28,1 %

Rohes Odds Ratio (95-%-Konfidenzintervall) 1,68 (1,63–1,74) 1,65 (1,59–1,70) 1,69 (1,64–1,74) 1,73 (1,68–1,77) Altersadjustiertes Odds Ratio*² 1,01 (0,98–1,05) 1,00 (0,96–1,03) 0,99 (0,95–1,02) 0,93 (0,91–0,96) (95-%-Konfidenzintervall)

Patienten < 50 Jahre

Anzahl 10 382 10 311 10 278 10 019

Anteil Frauen 17,7 % 17,7 % 17,7 % 17,7 %

Verstorben 339 433 484 603

Rate 3,3 % 4,2 % 4,7 % 6,0 %

Altersadjustiertes Odds Ratio*³ 1,15 (0,88–1,51) 1,09 (0,85–1,40) 1,10 (0,87–1,38) 1,34 (1,10–1,63) (95-%-Konfidenzintervall)

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Im Gegensatz zu vorherigen deutschen Analysen wurden für diese Arbeit Krankenhausabrechnungsda- ten genutzt, deren Verwendung für wissenschaftliche Zwecke in Deutschland bisher eher unüblich ist. Daher wird eine kritische Diskussion der Vor- und Nachteile dieser Daten und der gewählten Analysetechniken einer inhaltlichen Interpretation vorangestellt. Diese be- ruht auf einer durch langjährige Erfahrung erworbenen Expertise der Autoren im Umgang mit diesen Sekun- därdaten (15).

Datenvalidität und Datentiefe

Die hier verwendeten Daten wurden primär für den Zweck der Abrechung von Krankenhausfällen und nicht für versorgungsepidemiologische Analysen er- stellt. Daher liegen nicht so viele klinische Detailinfor- mationen vor wie in klinischen Registern. Beispiels- weise kann anhand der gültigen deutschen Modifikati- on der ICD 10 bis heute ein ST-Hebungsinfarkt (STE- MI) nicht sicher von einem Nicht-ST-Hebungsinfarkt (NSTEMI) unterschieden werden. Dabei ist zu erwarten, dass die NSTEMIs in aller Regel als subendokar- diale Infarkte (ICD 10: I213) kodiert wurden. In der Konsequenz ist die Definition eingeschlossener Herz- infarkte in den deutschen Registern üblicherweise en- ger (2–4, 6, 8–10, 16).

Allerdings werden die stationären Abrechnungsda- ten von den Kassen und insbesondere von der AOK einer intensiven Datenvalidierungsprüfung unterzogen.

Darüber hinaus werden diese Daten, spätestens seit der DRG-Einführung, intensiv durch den MdK geprüft und können daher als vergleichsweise valide gelten.

Zusätzlich wurden ausschließlich die als besonders zu- verlässig angesehenen Hauptdiagnosen als Einschluss- kriterien verwendet, sodass eine relevante Verzerrung der Ergebnisse durch Fehlkodierungen von Diagnosen wenig wahrscheinlich ist.

Praktisch identische Resultate zeigen sich, wenn auch rezidivierende Myokardinfarkte (ICD 10: I22) in die Analyse aufgenommen werden (Ergebnisse nicht dargestellt). Vorstationäre Ereignisse konnten in der vorgelegten Studie noch nicht berücksichtigt werden.

Die Analysen des MONICA/KORA-Herzinfarktregis- ters Augsburg zeigen, unter Berücksichtigung der rele- vaten Prähospitalletatilität, für 2001 bis 2003 ebenfalls keine erhöhte Sterblichkeit für Frauen.

Selektives AOK-Kollektiv

Im Vergleich zu anderen deutschen Registern fallen höhere Prävalenzen von Begleiterkrankungen, Inter- ventionen und höhere Sterblichkeiten auf. Dies mag einerseits in unterschiedlichen Falldefinitionen, andererseits auch durch das im Durchschnitt ältere und stär- ker durch Krankheiten belastete AOK-Kollektiv be- gründet sein. Ein detaillierter Vergleich der AOK-Da- ten mit anderen deutschen und internationalen Regis- tern ist im Abschlussbericht des Gemeinschaftsprojek- tes „Qualitätssicherung der stationären Versorgung mit Routinedaten“ dargestellt (17). Es ist nicht zu erwarten, dass dieser Sachverhalt nennenswerte Auswirkun- gen auf den hier untersuchten Zusammenhang hat, weil AOK-Patientinnen auch nur mit AOK-Patienten verglichen wurden.

Risikoadjustierung

Allerdings ist davon auszugehen, dass das analysierte Kollektiv sozial homogener ist, als die Studienpopula- tionen der bestehenden Herzinfarktregister. So könnte beispielsweise infolge einer unvollständigen Risiko- adjustierung nach sozialen Kategorien in vorherigen Analysen der Zusammenhang zwischen Geschlecht und Sterblichkeit wegen akutem Myokardinfarkt über- schätzt worden sein. Ähnliche Erklärungsansätze wurden kürzlich vor dem Hintergrund unterschiedlicher Studienergebnisse zu kardiovaskulären Effekten der postmenopausalen Hormonersatztherapie diskutiert (18, 19).

Für die hier vorliegenden Analysen erfolgte ledig- lich eine Risikoadjustierung nach dem Alter. Dabei wird berichtet, dass Frauen mit Herzinfarkt im Durch- schnitt mehr Komorbiditäten aufweisen als Männer (3, 4, 8, 9, 11) und die Ergebnisse der Autoren deuten ten- denziell ebenfalls in diese Richtung (Tabelle 1). Dem- nach lässt eine Analyse, die zusätzlich nach Komorbi- dität adjustiert, eine geringere Übersterblichkeit von Frauen erwarten (8).

Zudem ist nicht auszuschließen, dass Begleiterkran- kungen gegebenfalls geschlechtsspezifisch selektiv untersucht, entdeckt und kodiert werden. So kann man spekulieren, dass relevante Risikofaktoren für einen Herzinfarkt bei Männern dokumentiert werden, weil man sie dort eher erwartet, beziehungsweise man ih- Odds Ratio altersadjustierte * 30-Tage-Sterblichkeit Frauen versus Männer bei

akutem Myokdardinfarkt, nach ICD-4-Steller, AOK-Patienten 2004–2005

* nach Alter in Dezentilen: Referenz: Männer (Odds Ratio > 1 entspricht einer höheren altersadjustierten Sterblichkeit für Männer und Frauen, Odds Ratio = 1 entspricht einer gleichen altersadjustierten Sterblichkeit für Männer und Frauen, Odds Ratio < 1 entspricht einer niedrigeren altersadjustierten Sterblichkeit für Frauen)

I210: Akuter transmuraler Myokardinfarkt der Vorderwand, I211: Akuter transmuraler Myo- kardinfarkt der Hinterwand, I212: Akuter transmuraler Myokardinfarkt an sonstigen Lokalisa- tionen, I213: Akuter transmuraler Myokardinfarkt an nicht näher bezeichneten Lokalisationen, I214: Akuter subendokardialer Myokardinfarkt, I219: Akuter Myokardinfarkt, nicht näher bezeichnet

GRAFIK 1

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nen eher einen Krankheitswert zuschreibt. Wenn diese Risiken in einem risikoadjustierten Modell verwendet werden, ist mit relevanten Verzerrungen der Analyse zu rechnen (20), weil dann nur Individuen miteinander verglichen werden, die anhand der kodierten Risiko- faktoren gleich stark belastet sind. In dem hier disku- tierten Beispiel, würde dies am ehesten zu einer Unter- schätzung der risikoadjustierten Sterblichkeit von Frauen führen. Da die Autoren einen solchen geschlechtsspezifischen „reporting bias“ in den eigenen Daten (wie auch für zahlreiche vorherige Analysen) nicht ausschließen konnten, haben sie auf eine Ver- wendung von Begleiterkankungen zur Risikoadjustie- rung verzichtet.

Mit den hier verwendeten Daten zeigen sich außer- dem praktisch identische Ergebnisse, wenn man zu- sätzlich relevante und mutmaßlich vorbestehende Be- gleiterkrankungen (17) beziehungsweise die vierstelli- gen ICD-Subgruppen der Hauptdiagnosen zur Risiko- adjustierung heranzieht (Ergebnisse nicht dargestellt).

Eine Verwendung von Daten zu Interventionen während des Krankenhausaufenthaltes zur Risikoadjus- tierung wurde nicht durchgeführt, weil dies metho- disch unzulässig ist (21).

Breiteres Aufgriffkriterium

In der vorliegenden Analyse wurden breitere Aufgriffkri- terien genutzt als in den bisherigen deutschen Studien.

Beispielsweise wurden STEMI und NSTEMI oder auch theoretisch bis zu 28 Tage zurückliegende Infarkte berücksichtigt. Daneben flossen auch solche Herzinfark- te mit ein, die bei Aufnahme gegebenenfalls nicht sofort erkannt worden waren. Man kann auch davon ausgehen, dass einige eventuell erst während des Krankenhausauf- enthaltes entstandene Myokardinfarkte mit der Haupt- diagnose I21 kodiert wurden. Insofern ist zu erwarten, dass die hier verwendete Datenbasis umfassender ist, als in den genannten Registern (2–4, 6, 8–10, 16).

Potenzielle Selektivität klinikbezogener Register

Die bekannten deutschen klinischen Register sind meis- tens auf die freiwillige Teilnahme kooperierender Klini- ken angewiesen und daher nicht zwingend flächen- deckend. So können beispielsweise selektive Zuweisun- gen beziehungsweise Rettungsdiensttransporte von Herzinfarktpatienten Ergebnisse verzerrt haben.

Patientenverläufe, Follow Up, Erhebungsaufwand

In den eigenen Analysen wurden intendierte oder auch ak- zidentelle Verlegungsketten berücksichtigt und mit der 1- Jahres-Sterblichkeit eine lange Nachbeobachtungsperi- ode für mehr als 130 000 Patienten ausgewertet. Es ist an- zunehmen, dass solche Informationen in traditionellen, deutschen klinikbasierten Registern nur unvollständig oder nur mit hohem Aufwand generiert werden können.

Resümee

Durch die verwendete Routinedatenbasis wurde hin- sichtlich der betrachteten Krankenhäuser eine für Deutschland und diese Fragestellung bislang einmali-

ge Datenbasis analysiert. Die Einschlusskriterien sind breiter als in bisherigen Registern, decken sich jedoch mit dem, was im allgemeinen medizinischen Verständ- nis unter dem Begriff akuter Myokardinfarkt subsum- miert wird. Die verwendete Risikoadjustierung kann als robust gegenüber geschlechtsspezifischen Fehlko- dierungen von Komorbiditäten gelten. Eine erhöhte Sterblichkeit von Frauen mit Myokardinfarkt wird durch die Risikoadjustierung in der vorliegenden Aus- wertung weniger wahrscheinlich übersehen als in Ana- lysen, die zusätzlich nach Komorbidität adjustieren.

Nach dieser kritischen Diskussion lässt sich folgen- des konstatieren:

Nach Altersadjustierung zeigte sich für alle Herz- infarkte kein Zusammenhang zwischen Ge- schlecht und kurzfristigem Überleben bei Kran- kenhauspatienten mit Aufnahme wegen eines akuten Myokardinfarkts.

Für die Gruppe der transmuralen Hinterwandin- farkte (ICD I211) fand sich für Frauen eine erhöh- te Sterblichkeitsrate, dagegen war die Sterblich- keit für Frauen bei den subendokardialen (ICD I214) und den nicht näher bezeichneten akuten Myokardinfarkten (ICD I219) erniedrigt. Aller- dings sind diese Ergebnisse mit Vorsicht zu inter- pretieren, weil große unspezifische Restkategori- en exisitieren (ICD I213, ICD I219).

Die Nachbeobachtung von einem Jahr wies im Gesamtkollektiv auf eine bessere Überlebens- wahrscheinlichkeit für Frauen.

Für die Gruppe der unter 50-jährigen Frauen deu- tete sich eine geringradig höhere Sterblichkeit im Vergleich zu unter 50-jährigen Männern an. Dies zeigte sich insbesondere im 1-Jahres-Follow-Up.

Odds Ratio altersadjustierte* 30-Tage-Sterblicheit Frauen versus Männer bei akutem Myokardinfarkt, AOK-Patienten 2004–2005

*¹nach Alter in Jahren, Referenz: Männer (Odds Ratio > 1 entspricht einer höheren Sterblichkeit für Frauen, Odds Ratio = 1 entspricht einer gleichen altersadjustierten Sterblichkeit für Männer und Frauen, Odds Ratio < 1 entspricht einer niedrigeren altersadjustierten Sterblichkeit für Frauen)

*2Die analysierten Altersgruppen weiter rechts sind inklusive der Altersgruppen weiter links zu verstehen: die Gruppe der unter 50-Jährigen enthält beispielsweise alle Patienten unter 50 Jahren und schließt somit die Gruppe der unter 40-Jährigen mit ein.

GRAFIK 2

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Dabei kann man annehmen, dass Myokardinfarkte bei Frauen unter 50 Jahren primär weniger häufig diagnostiziert werden, weil sie als wenig wahrscheinlich gelten. Ähnliches könnte man für die transmuralen Hinterwandinfarkte vermuten. Diese gehen häufi- ger mit weniger typischen Symptomen, zum Beispiel im abdominalen Bereich, und besonders bei Ver- schlüssen im Versorgungsgebiet des Ramus circum- flexus vermehrt mit nicht diagnostischen EKG- Befunden einher.

Nach dieser Interpretation stellt sich aber auch die Frage, warum beispielsweise die Sterblichkeit von Frau- en in der Gruppe der subendokardialen (ICD I214) und der nicht näher bezeichneten akuten Myokardinfarkte (ICD I219) niedriger ist. Eine große klinische Studie der letzten Jahre hinterfragt im Gegensatz zur aktuell international üblichen und auch gut belegten Praxis den Nut- zen einer frühen aggressiven, katheterbasierten Thera- pie, weil sie zusätzliche prognostisch relevante Risiken wie beispielsweise Blutungen oder postprozedurale Myokardinfarkte mit sich bringt (22). Frauen könnten möglicherweise durch initiales Übersehen der eigentli- chen Hauptdiagnose einer im speziellen Fall besseren konservativen Therapie zugeführt werden (23, 24).

Die vorgelegten Analysen sprechen gegen die Hy- pothese, dass die stationäre Versorgung von Frauen mit akutem Herzinfarkt in Deutschland schlechter ist, als die von Männern.

Frauen könnten natürlich auch nach Altersadjustie- rung unterschiedlich schwere Myokardinfarkte und unterschiedlich schwere Begleiterkrankungen im Ver- gleich zu Männern aufweisen. Es ist jedoch nicht mög- lich, das Problem unterschiedlicher Ausgangsrisiken für betrachtete Endpunkte durch eine einfache Risiko- adjustierung nach einigen zum Zeitpunkt des Infarkt- ereignisses erhobenen Komorbiditätsvariablen zu lö- sen (20, 21). Eine Beantwortung der Frage, ob die Ver- sorgung von Frauen mit akutem Myokardinfarkt schlechter ist, als die von Männern, ist mit den bisher durchgeführten Beobachtungsstudien daher nur bedingt möglich. Vielmehr sind hier (auch) randomisier- te kontrollierte Interventionsstudien zu fordern (25).

Beispielsweise könnte eine Reihe von Krankenhäusern (oder Regionen) ausgewählt werden und nach Zufall in zwei Gruppen eingeteilt werden („cluster randomi- zed trial“). In einer Gruppe könnte man Fortbildungs- maßnahmen unter besonderer Berücksichtigung von Genderaspekten bei der Diagnostik und Behandlung von Myokardinfarkten durchführen, in der Vergleichs- gruppe dagegen auf die Betonung von Genderaspekten verzichten. Unter der Annahme, dass die genderspezi- fische Fortbildung Effekte zeigt, sollten gegebenenfalls existente geschlechtsspezfische Unterschiede in der ersten Gruppe geringer werden.

Interessenkonflikt

Die Autoren erklären, dass kein Interessenkonflikt im Sinne der Richlinien des International Committee of Medical Journal Editors besteht.

Manuskriptdaten

eingereicht: 1.9.2006; revidierte Fassung angenommen:10.1.2008

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Anschrift für die Verfasser Priv.-Doz. Dr. med. Günther Heller Wissenschaftliches Institut der AOK (WIdO) Kortrijker Straße 1

53177 Bonn

E-Mail: guenter.heller@wido.bv.aok.de

SUMMARY M

Moorrttaalliittyy FFoolllloowwiinngg MMyyooccaarrddiiaall IInnffaarrccttiioonn iinn WWoommeenn aanndd MMeenn Introduction: The results of previous studies of the association between gender and mortality following hospital admission due to acute myocardial infarction are inconsistent. National data for Germany have been lacking to date. Hence the objective of this study was to analyze this association on the basis of a nationwide dataset. Methods: The analysis was carried out using insurance claims data from inpatients insured by the statutory health insurer AOK, whose main diagnosis was acute myocardial infarction and who were discharged from hospital in the years 2004 and 2005. Several mortality endpoints were used, including 30-day mortality and 1-year mortality. Results: 132 774 male and female patients were included. Crude analyses showed a pronounced excess mortality in women (odds ratio 30-day mortality = 1.65; 95% confidence interval = 1.59 to 1.70). However, after adjustment for age (in decentiles) practically equal mortality was observed for female and male patients (odds ratio 30-day mortality = 1.00; 95% confidence interval

= 0.96 to 1.03). Only in the comparatively small group of male and female patients up to the age of 50 was a slightly increased mortality observed in women (odds ratio 30-day mortality = 1.09; 95% confidence interval = 0.85 to 1.40). Discussion: To our knowledge, this study is the first nationwide analysis focusing on the association between gender and survival following hospital admission due to acute myocardial infarction. Different results from earlier regional studies may be explained by selection bias or inadequate risk adjustment.

Dtsch Arztebl 2008; 105(15): 279–85 DOI: 10.3238/arztebl.2008.0279 Key words: myocardial infarction, gender studies, health service research, cardiology, mortality

The English version of this article is available online:

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