慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測模型的構(gòu)建及驗(yàn)證

尹海寧，張文杰

慢性心力衰竭是指由于心臟結(jié)構(gòu)和/或功能異常，使心室收縮和/或舒張功能障礙，導(dǎo)致外周循環(huán)和器官氧合受損而引起的一組臨床綜合征［1］。2017年全球疾病負(fù)擔(dān)報(bào)告顯示，全世界有6 430萬例心力衰竭患者［2］。由于人口老齡化和肥胖等因素日益普遍，預(yù)計(jì)心力衰竭患病人數(shù)還會(huì)上升［3］。慢性心力衰竭以高死亡率、高再住院率和生活質(zhì)量差為臨床特點(diǎn)［4］，現(xiàn)已成為全世界重點(diǎn)關(guān)注的公共衛(wèi)生問題。盡管近幾十年來心臟病學(xué)取得了巨大進(jìn)步，但由于心力衰竭患者反復(fù)再入院，造成的醫(yī)療和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)仍然較高［5］，且研究發(fā)現(xiàn)，27%的非計(jì)劃性再入院是可以避免的［6］。為此，許多國家制定了降低非計(jì)劃性再入院的政策［7］，其中開發(fā)非計(jì)劃性再入院預(yù)測工具就是一項(xiàng)重要舉措，其可以幫助醫(yī)護(hù)人員對(duì)患者進(jìn)行危險(xiǎn)分層，并確定最佳的出院后計(jì)劃。慢性心力衰竭患者出院后前3個(gè)月內(nèi)血流動(dòng)力學(xué)不穩(wěn)定，易發(fā)生非計(jì)劃性再入院和死亡，基于此這一時(shí)期被定義為易損期［8］，做好慢性心力衰竭患者易損期的疾病管理工作，對(duì)有效降低非計(jì)劃性再入院率和死亡率具有重要意義。因此，本研究聚焦于慢性心力衰竭患者易損期，旨在開發(fā)慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具，幫助醫(yī)護(hù)人員有效識(shí)別易損期非計(jì)劃性再入院高危人群并及時(shí)采取防范措施，以降低易損期非計(jì)劃性再入院率。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 本研究采用便利抽樣法，首先選取2019年1月至2020年4月在江蘇大學(xué)附屬醫(yī)院心血管內(nèi)科住院的慢性心力衰竭患者360例，按7∶3的比例隨機(jī)分為建模組（n=252）和內(nèi)部驗(yàn)證組（n=108），用于模型構(gòu)建和內(nèi)部驗(yàn)證。然后選取2020年6月至2021年1月在本院住院的慢性心力衰竭患者126例作為外部驗(yàn)證組，對(duì)模型臨床應(yīng)用效果進(jìn)行評(píng)價(jià)。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥18歲；（2）入院主要診斷為慢性心力衰竭［1］；（3）無認(rèn)知障礙與精神疾病，可以正常交流。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）院內(nèi)死亡或放棄治療者；（2）合并甲狀腺功能亢進(jìn)、肺結(jié)核、嚴(yán)重肝腎衰竭、惡性腫瘤等疾病者；（3）資料不全、重復(fù)或失訪者；（4）計(jì)劃性再入院、非心源性再入院或死亡者。本研究已通過江蘇大學(xué)附屬醫(yī)院倫理委員會(huì)審查通過（SWYXLL20200630-7）。

1.2 調(diào)查方法 通過文獻(xiàn)回顧和專家意見篩選慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院的預(yù)測因子，借助中國心力衰竭中心數(shù)據(jù)平臺(tái)和醫(yī)院病歷系統(tǒng)，收集研究對(duì)象的一般資料：年齡、性別、文化程度、居住地區(qū)、醫(yī)療費(fèi)用支付方式，吸煙、飲酒情況；臨床資料：高血壓、糖尿病、水腫發(fā)生情況，心力衰竭病程、NYHA分級(jí)、收縮壓〔＞140 mm Hg（1 mm Hg=0.133 kPa）為升高〕、舒張壓（＜60 mm Hg為降低）、心率；實(shí)驗(yàn)室檢查指標(biāo)：總膽固醇（＞5.07 mmol/L為升高）、三酰甘油（＞1.70 mmol/L為升高）、低密度脂蛋白膽固醇（＞3.37 mmol/L為升高）、高密度脂蛋白膽固醇（≤1.04 mmol/L為降低）、尿素氮（＞8 mmol/L為升高）、血肌酐（＞111 μmol/L為升高）、糖化血紅蛋白（＞6.5%為升高）、血清總蛋白（＜65 g/L為降低）、白蛋白（＜35 g/L為營養(yǎng)不良）、白細(xì)胞計(jì)數(shù)（＞10×109/L為升高）、血小板計(jì)數(shù)（＜125×109/L為降低）、血紅蛋白（男性＜120 g/L、女性＜110 g/L為貧血）、淋巴細(xì)胞計(jì)數(shù)（＜1.1×109/L為降低）、血鈉（＞145 mmol/L為升高）、血鉀（＜3.5 mmol/L為降低）、谷氨酰轉(zhuǎn)移酶（＞45 U/L為升高）、腦鈉肽（＞400 ng/L為升高）、左心室射血分?jǐn)?shù)（＜40%為降低）、左心室舒張末期內(nèi)徑（＞50 mm為增寬）。

1.3 結(jié)局指標(biāo) 通過病歷系統(tǒng)和電話隨訪獲取慢性心力衰竭患者出院后3個(gè)月內(nèi)非計(jì)劃性再入院情況。本研究中非計(jì)劃性再入院是指患者出院后發(fā)生無法預(yù)測的再入院，且再入院的原因是慢性心力衰竭［9］。

1.4 質(zhì)量控制 本研究的數(shù)據(jù)收集和錄入由研究團(tuán)隊(duì)成員完成。在數(shù)據(jù)收集前，對(duì)團(tuán)隊(duì)成員進(jìn)行培訓(xùn)，要求明確研究對(duì)象的納入、排除標(biāo)準(zhǔn)，熟練運(yùn)用病歷系統(tǒng)，確定所需收集的信息在病歷系統(tǒng)中的位置，最后考核合格后進(jìn)入數(shù)據(jù)收集階段。應(yīng)用EpiData 3.1軟件實(shí)現(xiàn)雙錄入結(jié)果核查，如發(fā)現(xiàn)不一致結(jié)果，則通過查閱患者病歷進(jìn)行更正。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 應(yīng)用SPSS 25.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。正態(tài)分布的計(jì)量資料以（±s）表示，組間比較采用兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)；計(jì)數(shù)資料用頻數(shù)、相對(duì)數(shù)表示，組間比較采用χ2檢驗(yàn)；采用多因素Logistic回歸分析方法構(gòu)建預(yù)測模型，并根據(jù)模型計(jì)算公式P=1/1+exp（-Z）計(jì)算模型預(yù)測結(jié)果；通過Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)和ROC曲線評(píng)價(jià)模型的擬合效果以及預(yù)測效能；基于R 3.6.2和RStudio 1.2.5033軟件，調(diào)用程序包rms和DynNom，建立線段式靜態(tài)諾謨圖和動(dòng)態(tài)諾謨圖。以靈敏度、特異度和正確率驗(yàn)證模型的應(yīng)用效能。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般情況 本研究共納入486例患者，其中男291例（59.9%），女195例（40.1%）；年齡33～94歲，平均（70.9±12.4）歲；其中97例患者發(fā)生易損期非計(jì)劃性再入院，發(fā)生率為20.0%。

2.2 單因素分析 根據(jù)252例建模組患者易損期非計(jì)劃性再入院情況，將其分為未發(fā)生組（n=197）和發(fā)生組（n=55）。未發(fā)生組和發(fā)生組患者年齡、性別、文化程度、居住地區(qū)、醫(yī)療費(fèi)用支付方式、吸煙率、飲酒率、高血壓發(fā)生率、糖尿病發(fā)生率、水腫發(fā)生率、心力衰竭病程、舒張壓降低發(fā)生率、心率及總膽固醇升高、三酰甘油升高、低密度脂蛋白膽固醇升高、高密度脂蛋白膽固醇降低、尿素氮升高、血肌酐升高、糖化血紅蛋白升高、白細(xì)胞計(jì)數(shù)升高、血鉀降低、谷氨酰轉(zhuǎn)移酶升高、左心室舒張末期內(nèi)徑增寬發(fā)生率比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）；未發(fā)生組和發(fā)生組患者心房顫動(dòng)發(fā)生率、NYHA分級(jí)及收縮壓升高、血清總蛋白降低、營養(yǎng)不良、血小板計(jì)數(shù)降低、貧血、淋巴細(xì)胞計(jì)數(shù)降低、血鈉升高、腦鈉肽升高、左心室射血分?jǐn)?shù)降低發(fā)生率比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），見表1。

（續(xù)表1）

2.3 預(yù)測模型的建立 將單因素分析中差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的因素（心房顫動(dòng)、NYHA分級(jí)、收縮壓升高、血清總蛋白降低、營養(yǎng)不良、血小板計(jì)數(shù)降低、貧血、淋巴細(xì)胞計(jì)數(shù)降低、血鈉升高、腦鈉肽升高、左心室射血分?jǐn)?shù)降低）作為自變量，將易損期非計(jì)劃性再入院情況（賦值：未發(fā)生=0，發(fā)生=1）作為因變量納入多因素Logistic回歸模型，結(jié)果顯示，心房顫動(dòng)、營養(yǎng)不良、貧血、腦鈉肽、左心室射血分?jǐn)?shù)是慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院的影響因素（P＜0.05），見表2。預(yù)測模型公式為：P=1/｛1+exp〔-（1.601×心房顫動(dòng)+1.267×營養(yǎng)不良+1.756×貧血+0.989×腦鈉肽升高+1.805×左心室射血分?jǐn)?shù)降低-4.405）〕｝。

表2 慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院影響因素的多因素Logistic回歸分析Table 2 Multivariate Logistic regression analysis of influencing factors of unplanned readmission during vulnerable period in patients with chronic heart failure

2.4 預(yù)測模型的評(píng)價(jià)及諾謨圖模型建立 通過Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M合效果，結(jié)果顯示，P=0.776。ROC曲線分析結(jié)果顯示，模型預(yù)測建模組患者易損期非計(jì)劃性再入院的曲線下面積為0.886，約登指數(shù)最大值為0.618，最佳臨界值為0.150，靈敏度為0.927，特異度為0.690，見圖1。

圖1 模型預(yù)測性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)的ROC曲線Figure 1 ROC curve of the risk prediction model for unplanned readmission during vulnerable period in patients with chronic heart failure

為進(jìn)一步提高模型的實(shí)用性能，本研究分別建立了線段式靜態(tài)諾謨圖和動(dòng)態(tài)諾謨圖，推動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測模型向可視化和網(wǎng)絡(luò)交互性轉(zhuǎn)變，方便臨床醫(yī)護(hù)人員篩查慢性心力衰竭易損期非計(jì)劃性再入院高危風(fēng)險(xiǎn)患者。線段式靜態(tài)諾謨圖通過將各個(gè)變量的分?jǐn)?shù)相加，得出總分?jǐn)?shù)，對(duì)應(yīng)到易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)線段，得出患者易損期非計(jì)劃性再入院概率，見圖2。動(dòng)態(tài)諾謨圖則通過下拉菜單，選擇患者臨床信息，最后點(diǎn)擊“預(yù)測”按鈕，達(dá)到預(yù)測患者易損期非計(jì)劃性再入院概率的目的，每1條彩線代表1例患者，彩線中間的方塊對(duì)應(yīng)橫坐標(biāo)的預(yù)測概率，見圖3。

圖2 慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測線段式靜態(tài)諾謨圖模型Figure 2 Line-segment static nomograph model for risk prediction of unplanned readmission during vulnerable period in patients with chronic heart failure

圖3 慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測動(dòng)態(tài)諾謨圖模型Figure 3 Dynamic nomograph model for predicting the risk of unplanned readmission during vulnerable period in patients with chronic heart failure

2.5 內(nèi)部驗(yàn)證 內(nèi)部驗(yàn)證組108例患者實(shí)際發(fā)生易損期非計(jì)劃性再入院18例，模型判斷為14例，誤判4例，靈敏度為77.78%；實(shí)際未發(fā)生易損期非計(jì)劃性再入院90例，模型判斷為80例，誤判10例，特異度為88.89%。模型總正確率為87.04%。

2.6 外部驗(yàn)證 外部驗(yàn)證組126例患者實(shí)際發(fā)生易損期非計(jì)劃性再入院24例，模型判斷為16例，誤判8例，靈敏度為66.67%；實(shí)際未發(fā)生易損期非計(jì)劃性再入院102例，模型判斷為93例，誤判9例，特異度為91.18%。模型總正確率為86.51%。

3 討論

3.1 慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院率較高 非計(jì)劃性再入院是現(xiàn)階段全球評(píng)價(jià)醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的關(guān)鍵和敏感指標(biāo)。近年來，針對(duì)美國醫(yī)院的高再入院率，美國政府借助公開公共衛(wèi)生報(bào)告和對(duì)高再入院率醫(yī)院實(shí)施經(jīng)濟(jì)處罰，試圖激勵(lì)醫(yī)院采取多項(xiàng)舉措減少非計(jì)劃性再住院［10］。在我國，提高心力衰竭患者健康獲得感，降低非計(jì)劃性再入院率和死亡率一直是心血管疾病防治工作的重點(diǎn)議題，《江蘇省三級(jí)綜合醫(yī)院評(píng)審標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施細(xì)則（2019版）》中也明確地將非計(jì)劃性再入院作為重點(diǎn)關(guān)注的維度之一［11］。本研究結(jié)果顯示，慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院率為20.0%，低于何曉雯等［12］（26%）以及GREENE等［8］（30%）的調(diào)查結(jié)果，分析其原因可能與研究對(duì)象不同、地區(qū)醫(yī)療水平存在差異有關(guān)，但總體而言，心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院率偏高，降低心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院迫在眉睫。

3.2 易損期非計(jì)劃性再入院的慢性心力衰竭患者的特征 本研究結(jié)果顯示，心房顫動(dòng)是慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院的影響因素，與SAITO等［13］的結(jié)果一致。心房顫動(dòng)是心力衰竭患者常見的合并癥，F(xiàn)ramingham心臟研究報(bào)道，54%的慢性心力衰竭患者會(huì)發(fā)生心房顫動(dòng)［14］，引起心房收縮力減弱和心臟血流動(dòng)力學(xué)紊亂，導(dǎo)致心功能下降和醫(yī)療負(fù)擔(dān)加重［15］。

本研究結(jié)果顯示，營養(yǎng)不良是慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，與NARUMI等［16］研究結(jié)果一致。慢性心力衰竭患者常因機(jī)體消耗增加、胃腸道功能異常等原因?qū)е聽I養(yǎng)不良［17］?；輰幍龋?8］對(duì)106例慢性心力衰竭患者營養(yǎng)與膳食結(jié)構(gòu)的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，經(jīng)口進(jìn)食的慢性心力衰竭患者營養(yǎng)不良發(fā)生率約為61.32%，營養(yǎng)不良不僅能加重左心室收縮功能障礙［19］，還會(huì)導(dǎo)致高再入院率［20］，通過對(duì)患者進(jìn)行個(gè)性化的營養(yǎng)支持，可有效改善患者的心功能和預(yù)后［21］。

本研究結(jié)果顯示，合并貧血是慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院的危險(xiǎn)因素，與陳紅丹［22］研究結(jié)果基本一致。心力衰竭患者易出現(xiàn)胃腸道淤血癥狀，導(dǎo)致鐵攝入和吸收相應(yīng)減少，引起缺鐵性貧血［23］。同時(shí)心力衰竭時(shí)腎臟灌注不足會(huì)引起促紅細(xì)胞生成素產(chǎn)生減少，加重貧血程度［24］。一項(xiàng)對(duì)1 274例慢性心力衰竭患者的調(diào)查分析表明，血紅蛋白水平偏低是心力衰竭患者預(yù)后不良的危險(xiǎn)因素［25］。醫(yī)護(hù)人員應(yīng)將改善心力衰竭患者的貧血狀態(tài)作為心力衰竭疾病管理的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，避免因貧血引起慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院或死亡。

本研究結(jié)果顯示，腦鈉肽升高是慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院的危險(xiǎn)因素，與CHOI等［26］報(bào)道的結(jié)果基本一致。腦鈉肽主要由心室肌細(xì)胞合成和分泌，當(dāng)心室負(fù)荷和室壁張力增加時(shí)，會(huì)刺激腦鈉肽釋放增加［27］。研究表明，腦鈉肽升高與慢性心力衰竭患者心室重構(gòu)程度呈正相關(guān)，與心功能呈負(fù)相關(guān)［28］，因此腦鈉肽應(yīng)成為評(píng)估慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院的敏感指標(biāo)之一。

本研究結(jié)果顯示，左心室射血分?jǐn)?shù)降低是慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院的危險(xiǎn)因素，與彭杰文等［29］研究結(jié)論一致。左心室射血分?jǐn)?shù)與心肌收縮力呈正相關(guān)，是判斷心力衰竭類型的重要指標(biāo)之一，臨床上根據(jù)左心室射血分?jǐn)?shù)將心力衰竭分為射血分?jǐn)?shù)降低、保留和中間值的心力衰竭［1］。有研究報(bào)道，射血分?jǐn)?shù)降低的心力衰竭患者再入院率（32.8%）高于射血分?jǐn)?shù)保留的心力衰竭患者（24.2%）［30］，提示應(yīng)將左心室射血分?jǐn)?shù)納入慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)篩查體系，提升對(duì)易損期非計(jì)劃性再入院評(píng)估的精確度。

3.3 慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測模型的預(yù)測效果較好 本研究Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)結(jié)果提示模型的預(yù)測發(fā)生率與實(shí)際發(fā)生率吻合度較高。ROC曲線分析結(jié)果顯示，模型預(yù)測建模組患者易損期非計(jì)劃性再入院的曲線下面積為0.886，約登指數(shù)最大值為0.618，最佳臨界值為0.150，靈敏度為0.927，特異度為0.690，提示模型預(yù)測和鑒別患者易損期非計(jì)劃性再入院的效果較好。在模型內(nèi)部驗(yàn)證和外部驗(yàn)證中，靈敏度分別為77.78%和66.67%，特異度分別為88.89%和91.18%，正確率分別為87.04%和86.51%，表明模型實(shí)際預(yù)測效能良好。本模型在慢性心力衰竭患者出院時(shí)，即可用于預(yù)測其易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)評(píng)分≥0.150分時(shí)，提示患者極可能發(fā)生易損期非計(jì)劃性再入院，醫(yī)護(hù)人員應(yīng)系統(tǒng)評(píng)估其病情和誘因，采取針對(duì)性的干預(yù)措施；當(dāng)評(píng)分接近0.150時(shí)，醫(yī)護(hù)人員也應(yīng)足夠重視，為患者制定預(yù)見性的護(hù)理方案，給予其充分的心臟康復(fù)支持。

3.4 本研究的創(chuàng)新性與局限性 首先，本研究嘗試應(yīng)用線段式靜態(tài)諾謨圖和動(dòng)態(tài)諾謨圖，將復(fù)雜的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測模型用直觀的圖形和交互式網(wǎng)絡(luò)呈現(xiàn)，為臨床醫(yī)護(hù)人員提供了簡單易行的個(gè)體化風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具，尤其是動(dòng)態(tài)諾謨圖，未來可嵌入醫(yī)療系統(tǒng)，以較大程度地提升模型的實(shí)用性和可操作性。其次，易損期是近年來提出的一個(gè)新概念，是慢性心力衰竭患者出院后非計(jì)劃性再入院的高發(fā)期，目前國內(nèi)外相關(guān)研究較少，而本研究豐富了對(duì)易損期的研究，對(duì)降低非計(jì)劃性再入院率、減輕醫(yī)療負(fù)擔(dān)具有較高的社會(huì)經(jīng)濟(jì)效益。此外，本研究關(guān)注慢性心力衰竭患者出院后易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)，能更好地指導(dǎo)延續(xù)性護(hù)理工作的開展。但本研究尚存在一定局限性：首先，為方便醫(yī)護(hù)人員進(jìn)行易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)篩查，納入因素多為患者住院后易獲得的指標(biāo)，未納入社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素、心理因素、照顧者因素；再者，本研究為單中心研究，樣本代表性有限，未來有必要開展多中心及大規(guī)模的研究，對(duì)模型進(jìn)行修正，強(qiáng)化模型的準(zhǔn)確性和可推廣性。

綜上所述，合并心房顫動(dòng)、營養(yǎng)不良、貧血及腦鈉肽升高、左心室射血分?jǐn)?shù)降低是慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院的獨(dú)立危險(xiǎn)因素。本研究基于這些危險(xiǎn)因素，初步構(gòu)建了慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測模型，并構(gòu)建了線段式靜態(tài)諾謨圖和動(dòng)態(tài)諾謨圖，可為早期篩查慢性心力衰竭患者易損期非計(jì)劃性再入院高風(fēng)險(xiǎn)人群提供工具。

作者貢獻(xiàn)：尹海寧、張文杰進(jìn)行文章的構(gòu)思與設(shè)計(jì)，研究的實(shí)施與可行性分析，資料收集，論文的修訂；尹海寧進(jìn)行資料整理，論文撰寫，統(tǒng)計(jì)學(xué)處理；張文杰負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制及審校，對(duì)文章整體負(fù)責(zé)、監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。