小兒全身麻醉蘇醒延遲的危險(xiǎn)因素及預(yù)測(cè)模型建立▲

郭小花 陳 茜 趙 晴 王 會(huì) 潘永英 王懷貞 宋興榮

(廣東省廣州市婦女兒童醫(yī)療中心1 麻醉科，2 小兒外科，廣州市 510623，電子郵箱：3033364043@qq.com)

蘇醒延遲是指患者在全身麻醉停止給藥90 min后意識(shí)仍未恢復(fù)，對(duì)刺激、語(yǔ)言指令不能做出正確反應(yīng)[1]，這不利于患者的快速恢復(fù)和麻醉恢復(fù)室的周轉(zhuǎn)。目前國(guó)內(nèi)外有關(guān)術(shù)后蘇醒延遲的報(bào)告主要為個(gè)案報(bào)告，少見關(guān)于圍術(shù)期各項(xiàng)指標(biāo)對(duì)蘇醒延遲影響的研究報(bào)告。早期預(yù)測(cè)蘇醒延遲的發(fā)生對(duì)加速患者的蘇醒有重要的指導(dǎo)意義。本研究分析全身麻醉患兒的圍術(shù)期臨床相關(guān)指標(biāo)，探討小兒全身麻醉蘇醒延遲的危險(xiǎn)因素，建立小兒蘇醒延遲的預(yù)測(cè)模型并對(duì)模型的預(yù)測(cè)效能進(jìn)行評(píng)價(jià)，以期為小兒術(shù)后快速康復(fù)提供數(shù)據(jù)支持。

1 資料與方法

1.1 臨床資料 選擇2019年1～4月在我院于全身麻醉下行非日間手術(shù)的1 024例患兒作為研究組，用于危險(xiǎn)因素分析和模型建立。1 024例患兒的中位年齡為36個(gè)月，男童650例、女童374例。入選標(biāo)準(zhǔn)：(1)行氣管插管全身麻醉的患兒；(2)美國(guó)麻醉醫(yī)師協(xié)會(huì)(American Society of Anesthesiologists，ASA)分級(jí)Ⅰ～Ⅳ級(jí)。排除標(biāo)準(zhǔn)：(1)相關(guān)病史資料不全的患兒；(2)有精神疾病的患兒；(3)術(shù)前意識(shí)不清的患兒；(4)術(shù)后需送重癥監(jiān)護(hù)室繼續(xù)監(jiān)護(hù)的患兒。根據(jù)患兒是否發(fā)生蘇醒延遲，將研究組的1 024例患兒分為蘇醒延遲組58例和非蘇醒延遲組966例。另選擇2019年5月在我院于全身麻醉下手術(shù)的412例患兒作為驗(yàn)證組，用于評(píng)價(jià)模型預(yù)測(cè)效能，納入標(biāo)準(zhǔn)和排除標(biāo)準(zhǔn)同上。驗(yàn)證組患兒的中位年齡為30個(gè)月，男童284例、女童128例；其中32例患兒出現(xiàn)了蘇醒延遲，蘇醒延遲發(fā)生率為7.8%。研究組和驗(yàn)證組患兒的年齡、性別等基線資料比較，差異均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(均P>0.05)。本研究經(jīng)廣州市婦女兒童醫(yī)療中心倫理委員會(huì)批準(zhǔn)，所有患兒家屬均簽署知情同意書。

1.2 研究方法

1.2.1 資料收集：利用本院金蝶手術(shù)麻醉系統(tǒng)收集患兒的臨床資料并進(jìn)行回顧性分析，包括術(shù)前指標(biāo)、術(shù)中指標(biāo)和術(shù)后指標(biāo)。術(shù)前指標(biāo)包括性別、年齡、體質(zhì)指數(shù)[2-3]、ASA分級(jí)、手術(shù)分級(jí)、是否貧血[4-5]、是否合并心臟和肺部疾病。術(shù)中指標(biāo)包括輸液量、麻醉時(shí)間、呼吸末二氧化碳分壓、術(shù)中體溫、是否使用腦電雙頻指數(shù)(bispectral index,BIS)進(jìn)行監(jiān)測(cè)、是否復(fù)合神經(jīng)阻滯、是否使用右美托咪啶。術(shù)后指標(biāo)包括恢復(fù)室體溫，術(shù)后是否出現(xiàn)低鈉血癥、低鉀血癥、低糖血癥[4-5]，以及是否出現(xiàn)蘇醒延遲。其中，患兒的體溫?cái)?shù)據(jù)均來源于麻醉監(jiān)護(hù)儀上的體溫探頭采集的鼻咽溫度：術(shù)中體溫為手術(shù)開始即刻、手術(shù)進(jìn)行到一半時(shí)和手術(shù)結(jié)束時(shí)3個(gè)時(shí)點(diǎn)體溫的平均值；恢復(fù)室體溫為患兒剛轉(zhuǎn)入復(fù)蘇室第1次麻醉監(jiān)護(hù)儀測(cè)量到的鼻咽溫度。術(shù)中呼吸末二氧化碳分壓為手術(shù)開始即刻、手術(shù)進(jìn)行到一半時(shí)和手術(shù)結(jié)束時(shí)3個(gè)時(shí)點(diǎn)的平均值。術(shù)后血鈉、血鉀和血糖值均以患兒入復(fù)蘇室的第1次動(dòng)脈血?dú)饨Y(jié)果判斷。蘇醒延遲指患兒在全身麻醉停止給藥90 min后意識(shí)仍未恢復(fù)，對(duì)刺激、語(yǔ)言指令不能做出正確反應(yīng)。根據(jù)原衛(wèi)生部頒布的《手術(shù)分級(jí)分類目錄》將手術(shù)等級(jí)分為1～4級(jí)。

1.2.2 麻醉方法：對(duì)所有患兒實(shí)施氣管插管全身麻醉，麻醉誘導(dǎo)用藥包括舒芬太尼、丙泊酚和順式阿曲庫(kù)銨，使用丙泊酚、順式阿曲庫(kù)銨、舒芬太尼和七氟烷進(jìn)行麻醉維持。手術(shù)結(jié)束后轉(zhuǎn)麻醉恢復(fù)室。拔除氣管導(dǎo)管指征為喚之睜眼，肌力恢復(fù)正常，生命征平穩(wěn)。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析 采用SPSS 19.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。符合正態(tài)分布的計(jì)量資料以(x±s)表示，組間比較采用兩獨(dú)立樣本的t檢驗(yàn)；不符合正態(tài)分布的計(jì)量資料以中位數(shù)(四分位數(shù)間距)[M(Q)]表示，組間比較采用秩和檢驗(yàn)；計(jì)數(shù)資料以例數(shù)和百分比表示，組間比較采用χ2檢驗(yàn)。對(duì)可能影響小兒全身麻醉蘇醒延遲的因素進(jìn)行單因素分析時(shí)，以P<0.1為差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；多因素分析采用Logistic回歸模型，以P<0.05為差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；采用受試者工作特征(receiver operating characteristic,ROC)曲線的曲線下面積(area under the curve，AUC)評(píng)價(jià)模型預(yù)測(cè)效能的區(qū)分度，AUC>0.75時(shí)認(rèn)為模型區(qū)分度較好；采用Hosmer-Lemeshow(H-L)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)評(píng)價(jià)模型的校準(zhǔn)度，當(dāng)P>0.05時(shí)認(rèn)為模型校準(zhǔn)度較好。

2 結(jié) 果

2.1 影響小兒蘇醒延遲的危險(xiǎn)因素

2.1.1 單因素分析：非蘇醒延遲組和蘇醒延遲組患兒的年齡、ASA分級(jí)、術(shù)中輸液量、術(shù)中使用BIS監(jiān)測(cè)率、復(fù)合神經(jīng)阻滯率、術(shù)后低鉀血癥和低血糖發(fā)生率、恢復(fù)室體溫比較，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(均P<0.10)，見表1。

表1 圍術(shù)期影響小兒蘇醒延遲因素的單因素分析

2.1.2 多因素Logistic回歸分析：以術(shù)后是否發(fā)生蘇醒延遲為因變量，將上述單因素分析中有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.10)的變量作為自變量，納入多因素Logistic回歸模型中進(jìn)行分析。其中年齡和恢復(fù)室低體溫為連續(xù)型變量，在進(jìn)行多因素分析前采用ROC曲線尋找兩變量的截?cái)嘀?，結(jié)果顯示年齡和恢復(fù)室體溫預(yù)測(cè)蘇醒延遲的最佳截?cái)嘀捣謩e為6.5個(gè)月、35.5℃，見表2和圖1。多因素Logistic回歸分析的變量賦值情況見表3，結(jié)果顯示，年齡≤6.5個(gè)月、術(shù)后低血糖、恢復(fù)室體溫≤35.5℃、術(shù)中未使用BIS監(jiān)測(cè)為患兒發(fā)生蘇醒延遲的獨(dú)立危險(xiǎn)因素(均P<0.05)，見表4。

表2 年齡和體溫預(yù)測(cè)小兒發(fā)生蘇醒延遲的ROC曲線分析

圖1 年齡和恢復(fù)室體溫預(yù)測(cè)小兒蘇醒延遲發(fā)生的ROC曲線

表3 變量賦值情況

表4 患兒蘇醒延遲的多因素Logistic回歸分析

2.2 預(yù)測(cè)模型的建立及評(píng)價(jià) 根據(jù)Logistic回歸分析結(jié)果建立回歸模型為：

圖2 小兒蘇醒延遲預(yù)測(cè)模型的區(qū)分度評(píng)價(jià)

3 討 論

近年來，隨著對(duì)快速康復(fù)理念關(guān)注度的不斷提高，蘇醒延遲作為影響患者術(shù)后康復(fù)的一個(gè)重要因素也越來越受到關(guān)注[6-7]。本研究回顧性分析在全身麻醉下行非日間手術(shù)的患兒發(fā)生蘇醒延遲的危險(xiǎn)因素，建立小兒蘇醒延遲的預(yù)測(cè)模型，旨在建立科學(xué)判斷蘇醒延遲的方法，為臨床醫(yī)生對(duì)蘇醒延遲患兒進(jìn)行預(yù)測(cè)和干預(yù)提供參考。

本研究結(jié)果顯示，術(shù)后低體溫是導(dǎo)致蘇醒延遲的獨(dú)立危險(xiǎn)因素(P<0.05)，當(dāng)恢復(fù)室體溫≤35.5℃時(shí)，患兒蘇醒延遲的發(fā)生率是恢復(fù)室體溫>35.5℃患兒的3.527倍。有研究顯示，低體溫會(huì)影響藥物的清除率，從而延長(zhǎng)藥物的作用時(shí)間[8-9]。此外，圍術(shù)期意外低體溫即非醫(yī)療計(jì)劃導(dǎo)致的圍術(shù)期機(jī)體核心體溫低于36℃的患者機(jī)械通氣需求增加，且機(jī)體對(duì)麻醉藥物代謝障礙[10]。本研究中低體溫患兒蘇醒延遲發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)明顯增加，也可能與機(jī)械通氣需求增加及藥物代謝障礙相關(guān)。有學(xué)者建議，對(duì)于圍術(shù)期意外低體溫，應(yīng)根據(jù)患者發(fā)生低體溫的風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)分層管理[11]。相關(guān)專家共識(shí)推薦，對(duì)于兒童更應(yīng)該加強(qiáng)體溫監(jiān)測(cè)、主動(dòng)及被動(dòng)保溫[10]。

本研究結(jié)果還顯示低齡(≤6.5個(gè)月)、術(shù)后低血糖、術(shù)中未使用BIS監(jiān)測(cè)也是患兒發(fā)生蘇醒延遲的危險(xiǎn)因素(P<0.05)。目前關(guān)于低齡患兒的藥代動(dòng)力學(xué)的研究較少[12]。有研究表明，新生兒血漿蛋白含量低，使用與血漿蛋白結(jié)合的藥物或使用與競(jìng)爭(zhēng)性蛋白結(jié)合的藥物時(shí)，可導(dǎo)致外周血中游離藥物濃度較高，加之因發(fā)育未成熟而肝臟代謝和腎臟排泄減慢，藥物作用強(qiáng)度增加，藥物清除時(shí)間延長(zhǎng)[12-14]。因此，針對(duì)低齡患兒的麻醉用藥應(yīng)該更加慎重，應(yīng)結(jié)合患兒的具體情況個(gè)性化使用麻醉藥物，避免因藥物代謝造成蘇醒延遲發(fā)生。術(shù)后低血糖是蘇醒延遲的危險(xiǎn)因素，可能與葡萄糖是人類大腦能量供應(yīng)的主要來源有關(guān)[15]，低血糖可能會(huì)影響患兒腦組織的能量供給進(jìn)而導(dǎo)致蘇醒延遲。此外，我們發(fā)現(xiàn)術(shù)中使用BIS監(jiān)測(cè)可以顯著地降低術(shù)后蘇醒延遲的發(fā)生率，與Chiang等[16]的研究結(jié)果相似。這可能是因?yàn)锽IS與鎮(zhèn)靜、意識(shí)和記憶等均有高度的相關(guān)性，可以指導(dǎo)術(shù)中的精準(zhǔn)用藥，具有評(píng)價(jià)麻醉深度的作用，從而保證患兒的術(shù)后快速清醒[17]。

本研究通過Logistic回歸模型篩選出蘇醒延遲的獨(dú)立危險(xiǎn)因素并建立蘇醒延遲的預(yù)測(cè)模型，區(qū)分度和校準(zhǔn)度評(píng)價(jià)結(jié)果顯示，回歸模型的AUC=0.891，敏感度為84.1%，特異度為89.3%，模型的H-L擬合優(yōu)度檢驗(yàn)P>0.05，說明模型校準(zhǔn)度和區(qū)分度較好，提示該預(yù)測(cè)模型或可幫助臨床醫(yī)生更直觀地預(yù)測(cè)小兒蘇醒延遲的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。

本研究存在以下不足：首先，本研究為回顧性研究且為單中心研究，所采集的數(shù)據(jù)有可能出現(xiàn)偏倚。其次，有關(guān)小兒蘇醒延遲的文獻(xiàn)非常少，因此本研究主要根據(jù)臨床經(jīng)驗(yàn)選擇可能的影響因素，可能會(huì)有遺漏。因此，今后仍需要進(jìn)行更大樣本量的多中心研究，這樣才能更加準(zhǔn)確地評(píng)估小兒全身麻醉蘇醒延遲的危險(xiǎn)因素。

總之，年齡≤6.5個(gè)月、術(shù)中未使用BIS監(jiān)測(cè)、術(shù)后低血糖、恢復(fù)室體溫≤35.5℃為小兒全身麻醉蘇醒延遲的獨(dú)立危險(xiǎn)因素。所建立的預(yù)測(cè)模型的區(qū)分度和校準(zhǔn)度均較好，能較為準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)小兒全身麻醉蘇醒延遲的發(fā)生，有助于麻醉醫(yī)生提前對(duì)危險(xiǎn)因素進(jìn)行干預(yù)，減少小兒全身麻醉蘇醒延遲的發(fā)生。