Voorspellers van sterfte bij traumapatiënten die levend het ziekenhuis bereiken

8 Voorspellers van sterfte bij traumapatiënten die levend het ziekenhuis bereiken R.A. Lichtveld, I.F. Panhuizen, R.B.J. Smit, H.R. Holtslag, Chr. van der Werken Geaccepteerd European Journal of Trauma

Samenvatting Doel Het bepalen welke factoren voorspellers zijn van overlijden bij traumapatiënten die levend het ziekenhuis bereiken. Opzet Prospective cohort studie. Methode Data werden verzameld van 507 trauma patiënten met multipele verwondingen met een Hospital Trauma Index-Injury Severity Score (HTI-ISS) van 16 of hoger, die werden gepresenteerd door ambulancediensten op de afdeling Spoedeisende Geneeskunde van het Universitair Medisch Centrum Utrecht (UMCU) gedurende de periode 1999 en 2000. Resultaten Univariate analyse liet zien dat per jaar hogere leeftijd er 2% meer kans was op sterfte. Indien de patiënt ter plaatse was geïntubeerd was de kans op sterfte 4,5 maal zo hoog. Per punt toename van de T-RTS was er een 30% lagere kans op sterfte. Ook bij de HTI-ISS score was een vergelijkbare (maar omgekeerde) tendens aanwezig. Per toename van de HTI-ISS score van 1 punt was er een 5% hogere kans op sterfte. Er was een duidelijke relatie tussen kans op sterfte en de base-excess (BE) en het haemoglobine gehalte waarbij de kans op sterfte bij een per mmol/l lagere BE 8% hoger was en per mmol/l lager Hb 22% hoger. De kans op sterfte was 3,4 maal hoger bij geïsoleerd neurotrauma. In de multivariate analyse veranderden deze verbanden nauwelijks, alleen de verbanden met het al dan niet geïntubeerd zijn op de plaats van het ongeval en het Hb gehalte verdwenen. Conclusie De sterftekans na presentatie van ernstig gewonde ongevalspatiënten in het ziekenhuis wordt vooral bepaald door de T-RTS, de leeftijd, eventueel geïsoleerd neurologisch letsel, de base-excess en het Hb. Schedelhersenletsel en verbloeding lijken de belangrijkste doodsoorzaken in de eerste 24 uur na het ongeval. De tijd die verstrijkt tussen ongeval en aankomst in het ziekenhuis lijkt niet van invloed op de sterftekans. 116

Inleiding In Nederland overlijden jaarlijks ruim 5.000 personen ten gevolge van een niet-natuurlijke doodsoorzaak waarvan ruim 60% sterft buiten een ziekenhuis (hoofdstuk 4). Men spreekt van een niet-natuurlijke dood als het overlijden veroorzaakt wordt door een van buitenaf komende oorzaak en van een natuurlijke dood wanneer iemand sterft door ouderdom of als gevolg van het normale beloop van een ziekte. De meeste nietnatuurlijke doden zijn het gevolg van ongevallen in de privé-sfeer, gevolgd door zelfmoord en als derde verkeersongevallen. Bijna de helft van de slachtoffers overlijdt ter plaatse van het ongeval door letsel van hersenen of hart of door verscheuring van grote vaten. Ongeveer een derde deel overlijdt enige uren later alsnog ten gevolge van hersenbeschadiging of interne verbloeding. De sterfte die later optreedt, variërend van enkele dagen tot weken en zelfs maanden na een ongeval, wordt meestal veroorzaakt door late complicaties als gevolg van het ongeval en heeft vaak geen directe relatie meer met de oorspronkelijke verwondingen. 1 Bij ernstig gewonde traumapatiënten ligt het accent van de hulpverlening in de acute fase vooral op een zo kort mogelijk verblijf op de plaats van het ongeval, op een snelle en adequate oxygenatie en op een verbetering van de orgaanperfusie om de kans op overleven te vergroten. Op basis van data afkomstig uit de Vietnamoorlog is het algemeen geaccepteerd beleid dat ernstig gewonde traumapatiënten binnen 1 uur na het ontstaan van het letsel (het gouden uur) definitieve behandeling in het ziekenhuis moeten krijgen om de kans op overleving te optimaliseren. 2 Er is informatie over de periode voorafgaand aan ziekenhuisbehandeling, maar er is nog onvoldoende bekend welke de voorspellers van sterfte zijn van patiënten die levend in het ziekenhuis komen. Bij onvoldoende weefselperfusie schakelt het lichaam over op anaërobe stofwisseling. 3,4 Bij deze vorm van metabolisme komt lactaat in de circulatie waardoor een acidose ontstaat en een afname van de base-excess optreedt. Base-excess is gedefinieerd als de hoeveelheid zuur die nodig is om 1 liter bloed te titreren tot een normale ph (7,40) bij normale waarden van p a O 2, p a CO 2 en een temperatuur van 37,0 o C. De normaal waarde voor de base-excess is ± 2,5 mmol/l. Davis et al. toonde aan dat een baseexcess lager dan -6 mmol/l sterk overeenkomt met de ernst van de letsels en de kans op sterfte. 5 De onduidelijkheid omtrent de voorspellers van sterfte heeft geleid tot de volgende vraagstelling van dit onderzoek: welke factoren zijn voorspellers van de kans op overlijden bij traumapatiënten die levend het ziekenhuis bereiken? 117

Patiënten en methoden Het Universitair Medisch Centrum Utrecht (UMCU) is één van de tien traumacentra in Nederland. Ernstig gewonde patiënten in de regio Utrecht, dat een stedelijk gebied omvat met 1,1 miljoen inwoners (813 inwoners per vierkante kilometer), worden zoveel mogelijk naar dit ziekenhuis vervoerd. In de periode januari 1999 tot en met december 2000 werden alle meervoudig verwonde patiënten met een Hospital Trauma Index-Injury Severity Score (HTI-ISS) van minimaal 16, die primair door een ambulancedienst werden opgevangen en behandeld op de afdeling Spoedeisende Hulp (SEH) van het UMCU, geïncludeerd in een prospectief cohortonderzoek. De HTI-ISS is een gecombineerde anatomische en fysiologische schaal die ontwikkeld is om de ernst van het geheel van verwondingen van een patiënt te bepalen. De HTI geeft de ernst van de letsels op zes onderdelen van het lichaam weer in een score van één (gering) tot en met vijf (levensbedreigend). De ISS wordt berekend door de som van het kwadraat van elk van de drie hoogste HTI-onderdelen (ISS). 6 Bijvoorbeeld een patiënt met een impressiefractuur van de schedel (3 punten), 500 ml bloedverlies (2 punten) en een gesloten humerusfractuur (2 punten) heeft een HTI-ISS van 17 (3 2 +2 2 +2 2 ). Van alle patiëntencontacten maakt de ambulanceverpleegkundige en/of de arts van het Mobiel Medisch Team (MMT) een verslag. Hierin wordt een aantal gegevens vastgelegd zoals: - de personalia van de patiënt. - belangrijke tijdstippen (tijdstip ongeval, tijd aankomst ambulance/mmt bij de patiënt, tijdstip van het vertrek van de ambulance/mmt met de patiënt naar het ziekenhuis en de aankomsttijd van de patiënt op de afdeling SEH). - de Triage-Revised Trauma Score (T-RTS). - de in het veld gestelde diagnosen. - de verrichte handelingen in de pre-hopsitale fase. De T-RTS 7, die gebruik maakt van fysiologische parameters als ademhalingsfrequentie, bloeddruk en bewustzijnsniveau gemeten met de Glasgow Coma Scale (GCS), 8 wordt in de Ambulancezorg gebruikt om traumapatiënten te classificeren naar ernst van de letsels. De T-RTS varieert tussen 0 (geen tekenen van leven) en 12 (normale vitale functies). Wij hebben de T-RTS in de analysen gebruikt die als eerste bepaald is op de plaats van het ongeval. Zo spoedig mogelijk na aankomst van de patiënt in het ziekenhuis wordt arterieel bloed afgenomen voor het bepalen van Hb, Ht, base-excess, bicarbonaat, p a O 2, p a CO 2 en SaO 2. Het Hb-gehalte en de base-excess zijn gebruikt als mogelijke voorspellers in dit 118

onderzoek. Bij ontslag van de patiënt zijn gegevens vastgelegd in een brief aan de huisarts. Voor dit onderzoek zijn onder andere gebruikt de ontslagdiagnosen, de aard van de letsels, en de eventuele doodsoorzaak. Tot slot is in de follow-up tot 18 maanden meegenomen of de patiënt alsnog is overleden ten gevolge van het trauma. De richtlijnen en protocollen voor de ambulancediensten en de spoedeisende hulp zijn gedurende de studieperiode niet veranderd. Statistische analyse De Chi-kwadraat en de t-toets dan wel de Mann-Whitney U-toets werden gebruikt om verschillen tussen de diverse groepen te toetsen. Partiële correlatie werd gebruikt om de invloed van de ernst van de verwonding en het tijdsverloop op de hoogte van de base-excess te bepalen. Univariate en multivariate Cox regressie analyse is gebruikt om na te gaan welke factoren van invloed waren op de kans op sterfte. Het significantieniveau α is 0,05. Alle analyses werden uitgevoerd met SPSS versie 12. Resultaten Van januari 1999 tot en met december 2000 voldeden 507 polytraumapatiënten (367 (72,4%) mannen en 140 vrouwen; 493 (97,2% stompletsel)) aan de inclusiecriteria. De karakteristieken van de onderzoeksgroep zijn samengevat in tabel 1. De gemiddelde leeftijd van de mannen was 35,8 jaar (SD = 18,4) en van de vrouwen 39,5 (SD 22,4). In totaal overleden 100 patiënten (19,7%), waarvan 92 tijdens de opname en acht overleden alsnog tijdens de follow-up periode van 18 maanden. Onder de patiënten met een T-RTS van 0 of 1 (allen met stompletsel, n=10) waren er geen overlevers. Het ongevalsmechanisme was hoog energetisch letsel in 84%, de oorzaken waren in 60% verkeersongevallen en in 30% een val van de trap of hoogte. De verblijfstijd op de plaats van het ongeval was gemiddeld ongeveer 30 minuten, zowel bij overledenen als bij overlevenden. Met behulp van Cox regressie is onderzocht of er een significant verband bestond tussen de kans op sterfte en het tijdsverloop in de prehospitale fase bij patiënten met letsel van hoofd, borst en buik, rib, clavicula en schouder, rug, bekken, heup en extremiteiten. Bij geen enkel letsel bleek er een verband tussen het tijdsverloop en de kans op sterfte (p>0,05). Patiënten met een initiële (op de plaats van het ongeval) T-RTS van lager dan 10 hadden in 45,2% van de gevallen een base-excess lager dan -6 terwijl patiënten 119

Tabel 1. Baseline karakteristieken Variabele Totaal Overlevenden Overledenen (n=507) (n=407) (n=100) Leeftijd (jaren) 36,8±19,6 34,9±18,1 44,4±23,4 Geslacht (% mannen) 367 (72) 293 (72) 74 (74) Intubatie (%) 75 (15) 36 (9) 39 (39)) Infuus (%) 424 (87) 337 (87) 87 (89) T-RTS 10,3±2,5 10,9±1,7 8,0±3,5 HTI-ISS 26,5±13.0 24,5±10,2 34,8±18,6 Gemiddelde totale tijd buiten UMCU (min.) 61,9±26,8 61,9±24,7 62,1±33,4 Gemiddelde tijd ter plaatse (min.) 29,4±16,2 29,6±16,2 28,6±16,1 Vervoerstijd (min.) 17,8±11.0 18,2±10,5 16,5±12,5 Base-excess (mmol/l, mediaan: minimum, maximum) -3,3; -26,1-6,12-3,1; -22,3-6,12-4,2; -26,1-2,4 Hb (mmol/l) 7,6±1,4 7,7±1,3 7,1±1,6 Waarden zijn gemiddelden±sd, tenzij anders aangegeven. met initiële T-RTS van 10, 11 of 12 in respectievelijk 19,2%,16,4% en 19,2% een base-excess lager dan -6 hadden (p<0,001). Bij patiënten met een HTI-ISS lager dan 34 was de base-excess in 38,4% van de gevallen lager dan -6 versus 61,6% bij patiënten met een HTI-ISS hoger dan 34 (p<0,001). Er bestond geen relatie tussen de hoogte van de base-excess en het tijdsverloop tussen het ongeval en de aankomst in het UMCU gecorrigeerd voor de T-RTS en de HTI-ISS (p=0,618). Tabel 2 laat de relaties zien tussen een aantal patiëntkarakteristieken en variabelen gemeten op de baseline en de kans op sterfte binnen 1,5 jaar na het ongeval. Univariate analyse liet zien dat per jaar toename in leeftijd er 2% meer kans was op sterfte. Patiënten van 55 jaar en ouder hadden een 2,2 maal (BI 1,5 3,4; p<0,001) hogere kans op sterfte dan patiënten jonger dan 55 jaar. Indien de patiënt ter plaatse was geïntubeerd was de kans op sterfte 4,5 maal verhoogd. Per punt toename van de T-RTS was er een 30% lagere kans op sterfte. Ook bij de HTI-ISS score was een vergelijkbare (maar omgekeerde) tendens aanwezig. Per toename van de HTI-ISS score van 1 punt was er een 5% hogere kans op sterfte. De base-excess (BE) en het haemoglobine (Hb) gehalte hadden een duidelijke 120

Tabel 2. Cox regressie analyse van patiëntkarakteristieken en baseline metingen als determinanten van sterfte binnen 1,5 jaar Hazard ratios (95% BI) Univariaat Multivariaat Leeftijd (jaren) 1,02 (1,01-1,03)* 1,02 (1,01-1,03)* Geslacht (man) 0,6 (0,7-1,7) Intubatie (ja/nee) 4,5 (3,0-6,7)* 1,1 (0,7-1,9) Infusie (ja/nee) 1,2 (0,6-2,2) T-RTS 0,7 (0,7-0,8)* 0,8 (0,7-0,9)* HTI-ISS 1,1 (1,0-1,1)* 1,02 (1,01-1,04)** Tijd tussen ongeval en aankomst ZH (minuten) 1 (0,99-1,01) Tijd op de plaats ongeval (minuten) 0,99 (0,98-1,01) Vervoerstijd naar ZH (minuten) 0,98 (0,96-1,01) Base-excess (mmol/l) 0,92 (0,89-0,95)* 0,95 (0,91-0,99)** Hb (mmol/l) 0,78(0,69-0,88)* 0,89 (0,77-0,99) Neurotrauma Geen Referentie Referentie In combinatie met andere letsels 1,6 (1,0-2,7)** 1,5 (0,9-2,4) Geïsoleerd 3,4 (2,1-5,8)* 4,3 (2,4-7,7)* 95% BI = 95% betrouwbaarheidsinterval. *p<0,001, **p<0,05. De significante variabelen uit de eerste kolom zijn multivariaat geanalyseerd. relatie met de kans op sterfte, waarbij de kans op sterfte per mmol/l lagere BE 8% hoger was en per mmol/l lager Hb 22% hoger. De kans op sterfte was 3,4 maal hoger bij geïsoleerd neurotrauma. In de multivariate analyse veranderden deze verbanden eigenlijk nauwelijks, alleen de verbanden met het al dan niet geïntubeerd worden op de plaats van het ongeval en het hemoglobine gehalte verdwenen. Iets meer dan de helft van alle overledenen (51,9%) stierf in de eerste 24 uur na het ongeval en 80,2% binnen één week. Tweeëntwintig patiënten overleden op de afdeling SEH, waarvan twaalf patiënten reeds bij aankomst in het UMCU gereanimeerd werden dan wel direct reanimatie behoeftig bleken. De doodsoorzaken van de patiënten die op de afdeling SEH overleden waren verbloeding (acht patiënten), ernstig schedelhersenletsel (tien patiënten), hoge dwarslaesie (een patiënt) en compressie letsels van borst en buik (een patiënt). De doodsoorzaken van alle patiënten die binnen 121

24 uur overleden (n=42) waren schedel-/hersenletsel (23 patiënten; 54,8%), verbloeding (twaalf patiënten; 28,6%), hartritmestoornis (vier patiënten; 9,5%), respiratoire insufficiëntie (twee patiënten; 4,8%) en hoge dwarslaesie (een patiënt; 2,4%). Bij de patiënten die overleden ten gevolge van schedel-/hersenletsel was de baseexcess gemiddeld -5,36 versus -12,93 bij patiënten die overleden als gevolg van verbloeding (p=0,008). Bespreking Het doel van deze studie was om voorspellers van het risico op sterfte bij ernstig gewonde patiënten te onderzoeken. De totale sterfte van de onderzoekspopulatie met een HTI-ISS van 16 of meer bedroeg 19,7%. Ongeveer de helft van deze sterfte trad op in de eerste 24 uur na het ongeval. Bij deze patiënten was schedel-/hersenletsel de belangrijkste doodsoorzaak (ruim de helft) gevolgd door verbloeding (ongeveer een derde van de gevallen). De leeftijd van patiënten speelt een cruciale rol bij de sterfte kans. Dit is vaker beschreven in de literatuur en hangt samen met een grotere kans op complicaties, met een afname van de lichaamsreserves en aanwezige co-morbiditeit bij oudere patiënten. 9 In het bijzonder hadden patiënten van 55 jaar en ouder een verhoogde kans op sterfte. De kans op sterfte was sterk afhankelijk van de mate van verwonding zowel bij de T-RTS score als bij de HTI-ISS score. Per punt toename van de T-RTS was de kans op sterfte met 30% afgenomen. Het tijdsverloop tussen het ongeval en de aankomst in het ziekenhuis was niet verschillend tussen overlevenden en overledenen en had geen invloed op de sterftekans. Wel was de verblijfstijd op de plaats van het ongeval van gemiddeld ongeveer 30 minuten lang te noemen, gelet op de streeftijd van 10 minuten bij instabiele patiënten die genoemd wordt in het Landelijk Protocol Ambulancezorg. 10 De sterk verhoogde kans op sterfte bij de patiënten die ter plaatse waren geïntubeerd kon grotendeels verklaard worden door de ernst van het letsel, maar was nog licht verhoogd na correctie voor leeftijd, T-RTS score, BE, Hb en neurotrauma. Modellen voor het voorspellen van sterfte zijn door verschillende onderzoeksteams voorgesteld. Guzzo, JL et al. hebben een model ontwikkeld met als variabelen de GCS, base-excess, transfusiebehoefte, ISS en leeftijd. Dit model voorspelt de mortaliteit met een sensiviteit van 45% en een specificiteit van 96%. 11 Andere onderzoekers hebben aangetoond dat een negatieve base-excess duidelijk de ernst van de verwondingen aangeeft en sterfte voorspelt. 12-21 122

Van de patiënten, die prehospitaal werden gereanimeerd dan wel reanimatiebehoeftig waren bij binnenkomst op de afdeling SEH, heeft niemand het ongeval overleefd. Er waren geen overlevenden met een T-RTS van 0 of 1 (allen met stompletsel). Dit zou ervoor kunnen pleiten om bij ongevallen met meer gewonden, waarbij de behandelingscapaciteit beperkt is, bij dergelijke patiënten niet over te gaan tot reanimatie. Stockinger ZT et al. vonden geen overlevenden bij penetrerend letsel en minder dan 1% overleving bij alle andere letsels bij patiënten met een T-RTS = 0. 22 Deze bevindingen sluiten aan bij de richtlijnen voor het ter plaatse stoppen van de reanimatie van de National Association of Emergency Physicians (NAEP) en the American College of Surgeons Committee on Trauma in de VS. Volgens deze richtlijnen moeten slachtoffers met penetrerende letsels met een T-RTS score = 0 (combinatie van ademhalingsstilstand, geen bloeddruk en een Glasgow Coma Schaal van 3) beschouwd worden als overleden op de plaats ongeval. 23 Hier tegenover geven Pickens JJ et al. aan dat deze richtlijn niet moet worden opgevolgd totdat er grondige studies zijn uitgevoerd. In hun retrospectief cohort studie bleek 7,6 % van de patiënten die voldeden aan de richtlijnen om niet te behandelen levend het ziekenhuis verlieten. 24 Meer onderzoek is nodig om te bepalen bij welke categorie ongevalspatiënten reanimatie zinvol is. In onze studie heeft een langere duur tussen het ongeval en aankomst in het ziekenhuis niet geleid tot een hogere sterftekans bij alle onderzochte letsels. De factor tijd lijkt bij de prehospitale zorg van ernstige traumapatiënten van ondergeschikt belang te zijn. Dit komt overeen met de publicatie van Lerner die aantoonde dat na correctie voor ISS, patiëntenkarakteristieken en behandelingsaspecten er geen relatie was tussen de verstreken tijd vanaf het moment van het ongeval tot de aankomst in het ziekenhuis enerzijds met de sterfte kans anderzijds. 25 De conclusies van Lerner s studie en van ons onderzoek moeten echter met de nodige voorzichtigheid geïnterpreteerd worden. Het betekent niet dat de gangbare regel in de Ambulancezorg om ter plaatse slechts noodzakelijke handelingen uit te voeren en vervolgens de patiënt snel naar het ziekenhuis te vervoeren ontmoedigd worden. Reanimatie op de plaats van het ongeval en op de afdeling SEH verschilt en wordt uitgevoerd door teams met verschillende expertise en training. Dit betekent dat het noodzakelijk is ernstige gewonde ongevalspatiënten zo snel mogelijk te presenteren in een traumacentrum. Voor de Ambulancezorg geldt dat eerst nader prospectief gerandomiseerd onderzoek duidelijkheid moet geven wat de beste werkwijze is. Onze bevindingen tonen aan dat de sterfte kans van traumapatiënten steeg bij een slechte orgaanperfusie. De base-excess, die daalt bij onvoldoende weefselperfusie 123

als gevolg van anaerobe verbranding, was significant lager bij de patiënten die overleden. Bij patiënten die overleden ten gevolge van verbloeding was de base-excess significant lager dan bij patiënten die overleden ten gevolge van schedel-/hersenletsel. Deze waarneming komt overeen met Kaplan et al. die hebben aangetoond dat de hoogte van het base-excess goed in staat is de overlevers te onderscheiden ten opzicht van de overledenen bij ernstig vaatletsel. 26 De kans op sterfte was lager bij een hoger hemoglobine gehalte bij aankomst op de afdeling SEH. Conclusie De sterftekans na presentatie van ernstig gewonde ongevalspatiënten in het ziekenhuis wordt vooral bepaald door de T-RTS, de leeftijd, eventueel geïsoleerd neurologisch letsel, de base-excess en het Hb. Schedelhersenletsel en verbloeding lijken de belangrijkste doodsoorzaken in de eerste 24 uur na het ongeval. De tijd die verstrijkt tussen ongeval en aankomst in het ziekenhuis lijkt niet van invloed op de sterftekans. 124

Literatuur 1. Cales RH, Trunkey DD. Preventable trauma deaths. A review of trauma care systems development. JAMA 1985; 254(8):1059-1063. 2. Lerner EB, Moscati RM. The golden hour: scientific fact or medical urban legend? Acad Emerg Med 2001; 8(7):758-760. 3. Davis JW, Kaups KL, Parks SN. Base deficit is superior to ph in evaluating clearance of acidosis after traumatic shock. J Trauma 1998; 44(1):114-118. 4. Siegel JH, Rivkind AI, Dalal S, Goodarzi S. Early physiologic predictors of injury severity and death in blunt multiple trauma. Arch Surg 1990; 125(4):498-508. 5. Davis JW, Kaups KL. Base deficit in the elderly: a marker of severe injury and death. J Trauma 1998; 45(5):873-877. 6. Baker SP, O Neill B, Haddon W, Jr., Long WB. The injury severity score: a method for describing patients with multiple injuries and evaluating emergency care. J Trauma 1974; 14(3):187-196. 7. Champion HR, Sacco WJ, Copes WS, Gann DS, Gennarelli TA, Flanagan ME. A revision of the Trauma Score. J Trauma 1989; 29(5):623-629. 8. Teasdale G, Jennett B. Assessment of coma and impaired consciousness. A practical scale. Lancet 1974; 2(7872):81-84. 9. Perdue PW, Watts DD, Kaufmann CR, Trask AL. Differences in mortality between elderly and younger adult trauma patients: geriatric status increases risk of delayed death. J Trauma 1998; 45(4):805-810. 10. Hartman JAM, Lichtveld RA, Vries de GMJ, Wolde W.L.M. Landelijk Protocol Ambulancezorg. Zwolle: Stichting LAMP, 2005. 11. Guzzo JL, Bochicchio GV, Napolitano LM, Malone DL, Meyer W, Scalea TM. Prediction of outcomes in trauma: anatomic or physiologic parameters? J Am Coll Surg 2005; 201(6):891-897. 12. Davis JW, Mackersie RC, Holbrook TL, Hoyt DB. Base deficit as an indicator of significant abdominal injury. Ann Emerg Med 1991; 20(8):842-844. 13. Davis JW, Kaups KL, Parks SN. Effect of alcohol on the utility of base deficit in trauma. J Trauma 1997; 43(3):507-510. 14. Huerta S, Bui T, Porral D, Lush S, Cinat M. Predictors of morbidity and mortality in patients with traumatic duodenal injuries. Am Surg 2005; 71(9):763-767. 15. Kincaid EH, Chang MC, Letton RW, Chen JG, Meredith JW. Admission base deficit in pediatric trauma: a study using the National Trauma Data Bank. J Trauma 2001; 51(2):332-335. 16. Martin MJ, Weng J, Demetriades D, Salim A. Patterns of injury and functional outcome after hanging: analysis of the National Trauma Data Bank. Am J Surg 2005; 190(6):836-840. 125

17. Nirula R, Gentilello LM. Futility of resuscitation criteria for the young old and the old old trauma patient: a national trauma data bank analysis. J Trauma 2004; 57(1):37-41. 18. Peterson DL, Schinco MA, Kerwin AJ, Griffen MM, Pieper P, Tepas JJ. Evaluation of initial base deficit as a prognosticator of outcome in the pediatric trauma population. Am Surg 2004; 70(4):326-328. 19. Rutherford EJ, Morris JA, Jr., Reed GW, Hall KS. Base deficit stratifies mortality and determines therapy. J Trauma 1992; 33(3):417-423. 20. Tremblay LN, Feliciano DV, Rozycki GS. Are resuscitation and operation justified in injured patients with extreme base deficits (less than -20)? Am J Surg 2003; 186(6):597-600. 21. Rixen D, Raum M, Bouillon B, Lefering R, Neugebauer E. Base deficit development and its prognostic significance in posttrauma critical illness: an analysis by the trauma registry of the Deutsche Gesellschaft fur unfallchirurgie. Shock 2001; 15(2):83-89. 22. Stockinger ZT, McSwain NE, Jr. Additional evidence in support of withholding or terminating cardiopulmonary resuscitation for trauma patients in the field. J Am Coll Surg 2004; 198(2):227-231. 23. Hopson LR, Hirsh E, Delgado J, Domeier RM, Krohmer J, McSwain NE, Jr. et al. Guidelines for withholding or termination of resuscitation in prehospital traumatic cardiopulmonary arrest. J Am Coll Surg 2003; 196(3):475-481. 24. Pickens JJ, Copass MK, Bulger EM. Trauma patients receiving CPR: predictors of survival. J Trauma 2005; 58(5):951-958. 25. Lerner EB, Billittier AJ, Dorn JM, Wu YW. Is Total Out-of-hospital Time a Significant Predictor of Trauma Patient Mortality? Acad Emerg Med 2003; 10(9):949-954. 26. Kaplan LJ, Kellum JA. Initial ph, base deficit, lactate, anion gap, strong ion difference, and strong ion gap predict outcome from major vascular injury. Crit Care Med 2004; 32(5):1120-1124. 126