Patient survival scale after kidney transplant from deceased donors in Veracruz, Mexico / Escala de sobrevida de pacientes después de trasplante renal de donantes fallecidos en Veracruz, México

Background: The Estimated Post Transplant Survival (EPTS) score is calculated based on age, the presence of diabetes mellitus, years on dialysis, and prior organ transplant. The EPTS score has been validated in other countries. Objective: To apply and assess the EPTS score in our population of deceased-donor kidney transplants. Materials and methods: Retrospective study of adult deceased-donor kidney transplants from January, 2003, to December, 2016. For the statistical analysis it was used Spearman's correlation, receiver-operator curves (ROC) and Kaplan-Meier curves. A p value < 0.05 was considered statistically significant. Results: 176 adult deceased-donor kidney transplants were included. Medium age was 34.7 ± 11 years; 53.4% were men, 4% diabetics; mean dialysis time was 5.5 ± 3.9 years and 4% had a prior organ transplant. The medium of EPTS score was 16.3 ± 18.7 (1 94). Spearman's correlation was −0.394 (p = 0.0001). C value (ROC) was 0.64 ± 0.6 (95% CI, 0.52-0.75) (p = 0.011). Medium survival calculated with Kaplan-Meier in patients with an EPTS score < 20, was 10.2 ± 0.3 years (95% CI, 9.5-10.9) versus patients with EPTS score > 20: 7.03 ± 0.9 years (95% CI, 5.1-8.9) (p = 0.001). Each 20% increase of EPTS, patient survival time diminished (p = 0.0001). Conclusions: The EPTS score is a useful tool for establishing survival in adult Mexican recipients of deceased-donor kidney transplants.

Introducción: la escala de sobrevida estimada postrasplante (EPTS) se calcula a partir de la edad, la presencia de diabetes mellitus, el tiempo en diálisis y el trasplante previo. La EPTS ha sido previamente validada en otros sitios. Objetivo: aplicar y evaluar la escala EPTS en nuestra población de trasplantes de donante fallecido. Material y métodos: estudio retrospectivo de trasplantes renales de donantes adultos fallecidos, llevados a cabo entre enero de 2003 y diciembre de 2016. Para el análisis estadístico se utilizaron correlación de Spearman, curvas de ROC y Kaplan-Meier y se consideró significativa una p < 0.05. Resultados: se incluyeron 176 trasplantes de donantes adultos fallecidos; 53.4% fueron hombres, 4% diabéticos; la edad media fue de 34.7 ± 11 años; el tiempo medio en diálisis fue de 5.5 ± 3.9 años y 4% tuvo trasplante previo. La media de la escala EPTS fue de 16.3 ± 18.7 (rango 1-94). La correlación Spearman fue −0.394 (p = 0.0001). El valor C de la curva ROC fue de 0.64 ± 0.6 (IC 95% 0.52-0.75) (p = 0.011). La supervivencia media calculada con Kaplan-Meier en pacientes con EPTS < 20 fue 10.2 ± 0.3 años (IC 95% 9.5-10.9) frente a los pacientes con EPTS > 20: 7.03 ± 0.9 años (IC 95% 5.1-8.9) (p = 0.001). Por cada 20% que se incrementó la EPTS, la supervivencia del paciente fue menor (p = 0.0001). Conclusiones: la escala EPTS es una buena herramienta para establecer la supervivencia en pacientes adultos mexicanos receptores de trasplante renal de donante fallecido.

[Factores de riesgo asociados a las complicaciones y a la falla terapéutica en las reconstrucciones de lesiones de vía biliar secundarias a colecistectomía]. / Surgical outcome and risk factors of bile duct injury repair following cholecystectomy.

ANTECEDENTES: Las lesiones de vías biliares por colecistectomía son una complicación seria. Numerosos factores alteran el resultado de su reconstrucción. MÉTODO: Evaluación de la reconstrucción de lesiones de vía biliar y sus factores de riesgo (de enero de 2008 a enero de 2017). RESULTADOS: Se evaluaron 58 pacientes (72.4% mujeres; media de edad 41.8 años). El 67.8% tuvo colecistectomía laparoscópica como cirugía inicial. El 79.3% se diagnosticó posoperatoriamente. La referencia promedio fue 9 semanas y su reparación temprana (< 1 semana) ocurrió en el 27.6%. La lesión más común fue Amsterdam tipo D (55.2%) y Bismuth-Strasberg E4 (34.5%). La morbilidad fue del 39.6% (fuga biliar 10.3%, estenosis 6.9% y colangitis recurrente12.1%), con un 3% de mortalidad perioperatoria. Se logró un éxito del 81% de acuerdo con la clasificación de McDonald. Los factores de riesgo para las complicaciones fueron baja hemoglobina, baja albúmina, baja fosfatasa alcalina, tutores biliares y lesiones E3-E5 (análisis univariado). Los factores de riesgo para falla terapéutica fueron la reparación previa en otro centro, los tutores biliares y la reparación posterior a 1 semana tras la lesión (univariado y multivariado). CONCLUSIÓN: Pueden obtenerse buenos resultados en las reconstrucciones de vías biliares en centros especializados. Existen algunos factores de riesgo para los resultados de las reconstrucciones que deben de ser validados. BACKGROUND: Bile duct injury during cholecystectomy is a serious complication. Multiple factors may alter their outcome. ­. METHOD: We retrospectively evaluated our results following bile duct injury surgery repair and possible poor outcome risk factors from January 2008 to January 2017. RESULTS: 58 patients (72.4% female; mean age 41.8 years) were evaluated. 67.8% underwent open cholecystectomy as initial surgery. 79.3% of bile duct injury were diagnosed postoperatively. Mean referral time was 9 weeks and early (< 1 week) repair was performed in 27.6%. Most common lesion was Amsterdam type D (55.2%) and Bismuth-Strasberg E4 (34.5%). Morbidity was 39.6%. Biliary leak occurred in 10.3%, bilio-enteric stricture in 6.9% and recurrent cholangitis in 12.1%, with 3% perioperative mortality. There was an 81% treatment success rate (McDonald classification). Risk factors for complications were: low hemoglobin, low albumin, low alkaline phosphatase, biliary stents and E-3-E5 lesions (univariate analysis only). Risk factors for treatment failure were: previous repair outside our center, use of biliary stents and repair later than 1 week after lesion (univariate and multivariate analysis). CONCLUSIONS: Good efficacy and safety outcomes in bile repair surgery can be achieved in specialized centers. There are possible risk factors influencing outcomes that should be further validated.

[Implementation of a clinical prediction tool in renal transplant recipients]. / Aplicación de una herramienta de predicción pronóstica en receptores de trasplante renal.

BACKGROUND: Kasiske developed a tool for predicting the risk of 5-year graft loss. We analyzed our results using this model. METHODS: 109 deceased donor kidney transplants were included. 5-year probability of graft survival was calculated during transplantation, seven days after transplantation and 1-year after transplantation. Z-test and ROC curves were used for proportion differences and discrimination ability. RESULTS: Mean age of donor and recipient was 33.7 and 33.9 years, respectively. 59.6% died due to trauma. Mean of years on dialysis was 3.7. 22.9% of patients had delayed graft function (DGF). Calculated 5-year probability of graft survival during transplantation time was 74.1%; 7 days after transplantation, 74.9%; and one year after transplantation, 76.4%. 5-year death censored graft survival was 64.9%. There were no differences between death-censored graft survival and calculated probabilities (Z-test), with a C-statistic value of 0.54 ± 0.6 (95%CI 0.42-0.65, p = 0.5) and 0.51 ± 0.6 (0.39-0.63, 95% CI, p = 0. 7) for transplant time and seven days after. C-statistic value 1-year after transplantation was 0.68 ± 0.8 (95%CI 0.52-0.84, p = 0.02). CONCLUSION: Only calculated 5-year graft survival one year after transplantation had modest prediction ability.

Introducción: Kasiske desarrolló una herramienta para predecir el riesgo de pérdida del injerto a cinco años. Se analizaron los resultados utilizando este modelo. Métodos: se incluyeron 109 pacientes trasplantados de donantes fallecidos. La probabilidad de sobrevida del injerto a cinco años fue calculada al momento del trasplante, a los siete días y al año. La prueba Z y las curvas ROC fueron utilizadas para diferencias de proporción y capacidad de discriminación. Resultados: la media de edad del donador y del receptor fue 33.7 y 33.9 años, respectivamente. El 59.6% falleció de trauma. La media de años en diálisis fue de 3.7. El 22.9% tuvo retraso en la función del injerto. La probabilidad de sobrevida a cinco años del injerto en el momento del trasplante fue de 74.1%; siete días después fue de 74.9% y al año 76.4%. La sobrevida actuarial a cinco años del injerto fue 64.9%. No hubo diferencias entre la sobrevida del injerto y las probabilidades calculadas (prueba Z) con valor estadístico C de 0.54 ± 0.6 (intervalo de confianza al 95% [IC 95%] 0.42-0.65, p = 0.5) y 0.51 ± 0.6 (IC 95% 0.39-0.63, p = 0.7) para el tiempo de trasplante y al séptimo día. El valor estadístico C después del trasplante a un año fue de 0.68 ± 0.8 (IC 95% 0.52-0.84, p = 0.02). Conclusión: existió una predicción modesta al calcular la sobrevida del injerto a cinco años a un año posterior al trasplante.