預(yù)測老年髖部骨折患者術(shù)后醫(yī)院獲得壓力性損傷 Nomogram 模型

孟潔 張軍 葛紹勇 汪洋 李俊

老年髖部骨折是一個(gè)嚴(yán)重的健康問題，其高病死率和致殘率給衛(wèi)生服務(wù)部門和患者家庭帶來沉重精神和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。由于我國老年人口比例逐漸增加，老年髖部骨折發(fā)生率也隨之上升。醫(yī)院獲得性壓力損傷 （ hospital-acquired pressure injuries，HAPI ）定義為患者住院期間，通常在骨性突出或與醫(yī)療或其它設(shè)備相關(guān)的皮膚和皮下軟組織的局部損傷，是老年髖部骨折術(shù)后一種常見且嚴(yán)重的并發(fā)癥。手術(shù)治療患者的 HAPI 總發(fā)生率約為 15%；其中，在心臟及髖部骨折手術(shù)患者和外科重癥監(jiān)護(hù)病房患者中，其發(fā)生率分別為 18%、22% 和 11%。HAPI 在短時(shí)間內(nèi)很難完全治愈，常引起疼痛，降低生活質(zhì)量，延長住院時(shí)間，增加住院費(fèi)用和再入院率，甚至增加老年髖部患者術(shù)后 6 個(gè)月死亡風(fēng)險(xiǎn)。HAPI 在臨床中很大程度可以進(jìn)行早期預(yù)防。預(yù)防關(guān)鍵是需要進(jìn)行個(gè)體化風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估，以便盡早實(shí)施預(yù)防措施。而進(jìn)行個(gè)體化風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估第一步是確定 HAPI危險(xiǎn)因素和識(shí)別高危群體。

Nomogram 模型是一種簡單實(shí)用工具，可以量化不同疾病個(gè)體化風(fēng)險(xiǎn)，識(shí)別高危患者。筆者既往研究開發(fā)出可以有效預(yù)測經(jīng)皮椎體成形術(shù)骨水泥滲漏和術(shù)后相鄰新發(fā)椎體壓縮骨折的 Nomogram模型。然而，目前尚未有研究基于術(shù)前臨床資料開發(fā)出預(yù)測老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的Nomogram 模型?；仡櫺苑治?2018 年 1 月至 2021年 6 月，于我院接受治療的 315 例老年髖部骨折患者，對(duì)其術(shù)前臨床資料進(jìn)行審查，明確術(shù)后 HAPI發(fā)生危險(xiǎn)因素，并構(gòu)建 Nomogram 模型，以便能為制訂 HAPI 預(yù)防策略提供理論依據(jù)。

資料與方法

一、納入標(biāo)準(zhǔn)與排除標(biāo)準(zhǔn)

1. 納入標(biāo)準(zhǔn)：（ 1 ） 年齡 ＞ 65 歲；（ 2 ） 確診為單側(cè)髖部骨折及符合手術(shù)適應(yīng)證；（ 3 ） 低能量所致髖部骨折；（ 4 ） 入院 24 h 內(nèi)手術(shù)；（ 5 ） 臨床數(shù)據(jù)完整。

2. 排除標(biāo)準(zhǔn)：（ 1 ） 病理性骨折；（ 2 ） 入院前出現(xiàn)壓力性損傷；（ 3 ） 骨折前生活不能自理；（ 4 ） 患有嚴(yán)重心、肝、腎、等重要臟器疾病且處于不穩(wěn)定狀態(tài)；（ 5 ） 非手術(shù)治療患者；（ 6 ） 既往精神障礙病史或神經(jīng)系統(tǒng)疾病；（ 7 ） 因嚴(yán)重并發(fā)癥院內(nèi)死亡患者。

二、一般資料

本組共納入 315 例，根據(jù)是否觀察到 HAPI 將患者分為無 HAPI 組和 HAPI 組，其中無 HAPI 組 257例，男 108 例，女 149 例，年齡 （ 72.74±6.58 ） 歲；HAPI 組 58 例，男 25 例，女 33 例，年齡 （ 75.74±6.58 ） 歲。兩組臨床基本資料見表 1。

表1 無 HAPI 患者與 HAPI 患者臨床資料比較Tab.1 Comparison of clinical data between patients with or without HAPI

三、方法

1. 數(shù)據(jù)收集：收集患者年齡，性別，體質(zhì)量指數(shù)（ body mass index，BMI ），吸煙，Charlson 共病指數(shù)，美國麻醉醫(yī)師協(xié)會(huì) （ American Society of Anaesthesiologists，ASA ） 評(píng)分，骨折類型，營養(yǎng)風(fēng)險(xiǎn)篩查 （ nutritional risk screening-2002，NRS-2002 ），Braden 評(píng)分，白細(xì)胞 （ white blood cell，WBC ），C-反應(yīng)蛋白 （ C-reactive protein，CRP ），血紅蛋白（ hemoglobin，Hb ），白蛋白 （ albumin，ALB ），血小板 （ platelet，PTL ），血尿素氮 （ blood urea nitrogen，BUN ），血細(xì)胞比容 （ hematocrit，Hct ），凝血酶原時(shí)間（ prothrombin time，PT ），肌酐 （ creatinine，Cr ），總膽紅素 （ total bilirubin，TBIL ）。Charlson 共病指數(shù)于 1987年被提出，涵蓋 19 種相關(guān)共病，每個(gè)共病得分范圍 1～6 分，總分 37 分。Braden 評(píng)分被廣泛用于預(yù)測 HAPI 風(fēng)險(xiǎn)。通過檢查 6 個(gè)項(xiàng)目評(píng)估皮膚完整性和患者整體狀態(tài)：感官感知、活動(dòng)性、移動(dòng)性、水分、營養(yǎng)和摩擦 / 剪切。每個(gè)項(xiàng)目得分范圍 1～4 分；摩擦 / 剪切除外，其得分范圍 1～3 分。

2. HAPI 評(píng)估：在整個(gè)住院期間，每 6 h 對(duì)患者進(jìn)行 1 次 HAPI 檢查。壓瘡分級(jí)：Ⅰ 級(jí)：完整皮膚改變伴持續(xù)發(fā)紅；Ⅱ 級(jí)：部分厚度皮膚脫落或充滿水皰；Ⅲ 級(jí)：全層皮膚缺失，可見脂肪、肉芽組織以及邊緣內(nèi)卷；Ⅳ 級(jí)：全層皮膚、組織缺失，可見肌腱、肌肉、腱膜以及邊緣內(nèi)卷，伴隨隧道、潛行?；顒?dòng)性皮膚病區(qū)域病變、前腳和中足足底表面?zhèn)谝约磅钻P(guān)節(jié)和腘窩之間腿部傷口不視為 HAPI。如果患者在術(shù)后出現(xiàn) 1 個(gè)或多個(gè)新的 Ⅱ 級(jí)或更高級(jí)別壓瘡，則被歸類為 HAPI 患者。

四、統(tǒng)計(jì)學(xué)處理

結(jié) 果

一、HAPI 位置及分期

本組 315 例中 58 例 （ 18.4% ） 觀察到 HAPI，術(shù)后至觀察 HAPI 時(shí)間為 2～5 天，平均 （ 2.84±1.15 ）天。27 例 （ 46.5% ） 位于骶骨和尾骨，20 例 （ 34.5% ）位于坐骨結(jié)節(jié)，11 例 （ 19.0% ） 位于腳踝。Ⅰ 期 46 例（ 79.3% ），Ⅱ 期 9 例 （ 15.5% ），Ⅲ 期 3 例 （ 5.2% ），Ⅳ 期 0 例 （ 0.0% ）。

58 例均采用膠體敷料治療，每 2 h 翻身 1 次。Ⅰ、Ⅱ 期 HAPI 患者在術(shù)后 5～10 天完全愈合；Ⅲ期 HAPI 患者在術(shù)后 13～21 天完全愈合。

二、無 HAPI 患者與 HAPI 患者臨床資料比較

HAPI 患者年齡、Charlson 共病指數(shù)、ASA 評(píng)分 （ 3～4 分 ） 比例、NRS-2002 （ 營養(yǎng)不良 ） 比例、Braden 評(píng)分 （ ≥ 15 分 ） 比例、CRP、BUN 高于無 HAPI 患者，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 （＜ 0.05 ），而BMI、Hb、ALB 低于無 HAPI 患者，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 （＜ 0.05 ） （ 表 1 ）。

三、老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的多因素 Logistic 回歸模型分析

年齡、Charlson 共病指數(shù)、ASA 評(píng)分 （ 2～3 分 ）、NRS-2002 （ 營養(yǎng)不良 ）、Braden 評(píng)分 （ ≥ 15 分 ）、CRP 獨(dú)立增加老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn) （＜ 0.05 ） （ 表 2 ）。

四、相關(guān)變量的 ROC 曲線分析

根據(jù)表 2 結(jié)果，將年齡、Charlson 共病指數(shù)及CRP 進(jìn)行 ROC 曲線分析，其 AUC 分別為 0.775、0747 及 0.672；最佳截?cái)嘀捣謩e為 ＞ 71 歲、＞ 2 及 ＞36.54 mg / L （ 圖 1 ）。

表2 老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的多因素 Logistic 回歸模型分析Tab.2 Multivariate logistic regression analysis of the risk of postoperative HAPI in elderly patients with hip fracture

圖1 相關(guān)變量的 ROC 曲線Fig.1 ROC curve of related variables

五、老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的Nomogram 模型構(gòu)建

根據(jù)最佳截?cái)嘀到Y(jié)果，將年齡、Charlson 共病指數(shù)、ASA 評(píng)分、NRS-2002、Braden 評(píng)分及 CRP 進(jìn)行多因素 Logistic 回歸模型分析 （ 表 3 ），將各指標(biāo)作為構(gòu)建老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的 Nomogram模型預(yù)測指標(biāo) （ 圖 2 ），具體賦值分值見表 4。

圖2 老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的 Nomogram 模型Fig.2 Nomogram model of the risk of postoperative HAPI in elderly patients with hip fracture

表3 基于最佳截?cái)嘀档亩嘁蛩?Logistic 回歸模型分析結(jié)果Tab.3 Analysis results of multivariate logistic regression model based on the best cut-off value

表4 Nomogram 模型中預(yù)測指標(biāo)分值Tab.4 Predictive index in Nomogram model

Nomogram 模型預(yù)測風(fēng)險(xiǎn)截?cái)嘀禐?0.44 時(shí)，預(yù)測模型在預(yù)測老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)時(shí)具有最佳特異度和靈敏度 （ 圖 3 ）。

圖3 Nomogram 模型預(yù)測風(fēng)險(xiǎn)截?cái)嘀登€分析Fig.3 Analysis of Nomogram model predicting risk cut-off curve

六、Nomogram 模型性能評(píng)估及決策曲線分析

內(nèi)部數(shù)據(jù)集驗(yàn)證的校正曲線分析結(jié)果示，預(yù)測老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的 Nomogram模型一致性指數(shù) （ consistency index，C-index ） 為0.724 （ 95%：0.689～0.733 ） （ 圖 4 ）。

圖4 Nomogram 模型校正圖Fig.4 Nomogram model correction chart

采用決策曲線分析評(píng)估 Nomogram 模型臨床凈收益。當(dāng) Nomogram 模型預(yù)測老年髖部骨折患者術(shù)后HAPI 發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)閾值在 0.18～0.82 時(shí)，提供顯著附加標(biāo)準(zhǔn)化凈收益；此外，Nomogram 模型標(biāo)準(zhǔn)化凈收益顯著高于單個(gè)預(yù)測指標(biāo) （ 圖 5 ）。

圖5 Nomogram 模型決策曲線分析Fig.5 Nomogram model decision curve analysis

討 論

HAPI 在臨床中很大程度可以早期預(yù)防，如使用預(yù)防性多層敷料，手術(shù)期間使用壓力墊和泡沫彈性聚合物墊，對(duì)患者進(jìn)行營養(yǎng)管理和皮膚護(hù)理宣教等。盡管這些措施已經(jīng)在臨床上證明對(duì)防止 HAPI有益處，但有些是昂貴或繁瑣的。因此，實(shí)現(xiàn)最大化經(jīng)濟(jì)效益比，降低患者家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，需早期識(shí)別 HAPI 高危患者，并根據(jù)需求適當(dāng)預(yù)防性干預(yù)。這項(xiàng)研究對(duì) 315 例老年髖部骨折患者的術(shù)前臨床資料進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)年齡 （ ＞ 71 歲 ）、Charlson 共病指數(shù) （ ＞ 2 ）、ASA 評(píng)分 （ 3～4 分 ）、NRS-2002 （ 營養(yǎng)不良 ）、Braden 評(píng)分 （ ≥ 15 分 ） 及 CRP （ ＞ 36.54 mg / L ）獨(dú)立增加老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)老年髖部骨折實(shí)施所有危險(xiǎn)因素干預(yù)，勢(shì)必造成醫(yī)護(hù)人員勞動(dòng)力和醫(yī)療資源浪費(fèi)。因此，本研究基于上述研究結(jié)果開發(fā)出一種可以有效預(yù)測老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的 Nomogram 模型，該模型能有效識(shí)別 HAPI 高?；颊?，指導(dǎo)臨床醫(yī)護(hù)人員對(duì)這類患者早期進(jìn)行 HAPI 預(yù)防性干預(yù)。

本研究發(fā)現(xiàn)年齡 （ ＞ 71 歲 ）、Charlson 共病指數(shù) （ ＞ 2 ）、ASA 評(píng)分 （ 3～4 分 ）、NRS-2002 （ 營養(yǎng)不良 ）、Braden 評(píng)分 （ ≥ 15 分 ）、CRP （ ＞ 36.54 mg / L ）獨(dú)立增加老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。老年患者皮膚松弛、真皮層黏附能力減弱，成纖維細(xì)胞密度改變，影響患者損傷修復(fù)和組織再生；此外，老年患者會(huì)出現(xiàn)微循環(huán)血管調(diào)節(jié)功能損傷，皮膚溫度調(diào)節(jié)紊亂和組織灌注不足。Charlson 共病指數(shù)與 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)增加相關(guān)。較多共病患者很可能無法移動(dòng)，并可能患有雙便失禁，這加大患者局部潰瘍形成，導(dǎo)致 HAPI。與 Kalava 等學(xué)者觀察結(jié)果一致。ASA 評(píng)分用于評(píng)估術(shù)前患者“疾病”或“身體狀態(tài)”，ASA 評(píng)分越高，病情越嚴(yán)重。與O'Brien 等學(xué)者研究結(jié)果相似，本研究發(fā)現(xiàn) ASA評(píng)分 3～4 分是 HAPI 的重要預(yù)測因素。NRS-2002是一種快速、有效篩查患者營養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)方法。筆者所在醫(yī)院對(duì)于骨折住院患者營養(yǎng)篩查的體系基本已建立。本研究發(fā)現(xiàn) NRS-2002 （ 營養(yǎng)不良 ） 與HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)。這與 Serpa 等學(xué)者觀察到結(jié)果一致；此外，研究也發(fā)現(xiàn)營養(yǎng)不良與老年骨科創(chuàng)傷患者醫(yī)院獲得性感染相關(guān)。營養(yǎng)不良的老年患者機(jī)體蛋白合成能力不足，肌萎縮或皮下脂肪減少，脂肪組織菲薄部位對(duì)外來壓力耐受性減弱，易受刺激或擠壓，極易發(fā)生 HAPI。目前，Braden 評(píng)分被普遍用于 HAPI 風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估。與既往研究結(jié)果一致，Braden 評(píng)分可以有效預(yù)測 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。但該評(píng)分高估 HAPI 風(fēng)險(xiǎn)，特異性及陽性預(yù)測值低。而 Braden 評(píng)分聯(lián)合臨床其它指標(biāo)評(píng)估 HAPI發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)可能具有更高臨床預(yù)測價(jià)值。全身過度炎癥反應(yīng)可以引起機(jī)體發(fā)熱加劇組織細(xì)胞缺血、缺氧，同時(shí)釋放炎性介質(zhì)加重微血 管痙攣、充血、淤血，造成組織血液循環(huán)障礙，諸多因素造成組織不可逆性損傷，增加 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。CRP 是在肝臟中合成的一種急性期的非特異性炎癥反應(yīng)蛋白，在老年髖部骨折患者中觀察到 CRP 水平顯著升高。

為了直觀定量地預(yù)測 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)概率，本研究基于年齡、Charlson 共病指數(shù)、ASA 評(píng)分、NRS-2002、Braden 評(píng)分及 CRP 構(gòu)建 Nomogram 模型。內(nèi)部數(shù)據(jù)集驗(yàn)證的校正曲線分析示，Nomogram模型 C-index 為 0.724 （ 95%：0.689～0.733 ）。校準(zhǔn)圖觀測概率與 Nomogram 模型預(yù)測 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)具有良好一致性，表明該模型具有良好預(yù)測準(zhǔn)確性和可靠性。進(jìn)一步研究結(jié)果顯示，Nomogram 模型預(yù)測風(fēng)險(xiǎn)截?cái)嘀禐?0.44 時(shí)，Nomogram 模型在預(yù)測老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)時(shí)具有最佳特異度和靈敏度。因此，筆者建議對(duì)于老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn) ＞ 0.44 的患者，應(yīng)將其視為高危患者，需適當(dāng)進(jìn)行預(yù)防性干預(yù)。然而，完美預(yù)測準(zhǔn)確性并不意味著在臨床實(shí)踐中完全有用。不切實(shí)際的凈收益和風(fēng)險(xiǎn)閾值可能會(huì)限制 Nomogram 模型適用性，即使它具有極好預(yù)測準(zhǔn)確性。因此，本研究采用決策曲線分析評(píng)估 Nomogram 模型標(biāo)準(zhǔn)化凈收益。當(dāng) Nomogram 模型預(yù)測老年髖部骨折患者術(shù)后HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)閾值在 0.18～0.82 時(shí)，提供顯著附加臨床凈收益；此外，Nomogram 模型標(biāo)準(zhǔn)化凈收益顯著高于單個(gè)預(yù)測指標(biāo)。因此，該 Nomogram 模型可以為醫(yī)護(hù)人員提供預(yù)測老年髖部骨折患者術(shù)后HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的準(zhǔn)確概率。

本研究有一些局限性。首先，Nomogram 模型未進(jìn)行外部數(shù)據(jù)集驗(yàn)證，降低模型認(rèn)可度；其次，作為一項(xiàng)單中心研究，未在其它醫(yī)療機(jī)構(gòu)對(duì) Nomogram進(jìn)行臨床效能測試。因此，該模型普及尚缺乏更多證據(jù)；最后，本研究只收集術(shù)前資料，對(duì)于術(shù)中及術(shù)后臨床資料并未研究。綜上所述，本研究構(gòu)建的Nomogram 模型可有效個(gè)體化評(píng)估老年髖部骨折患者術(shù)后 HAPI 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，識(shí)別高?；颊撸笇?dǎo)醫(yī)護(hù)人員對(duì)患者進(jìn)行早期預(yù)防性干預(yù)。