競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型在腸造口旁疝發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)及影響因素分析中的應(yīng)用

丁 敏，吳 燕*，高 鍵，齊碧蓉，孫 懿，浦靜芝

1. 復(fù)旦大學(xué)附屬中山醫(yī)院護(hù)理部，上海 200032 2. 復(fù)旦大學(xué)附屬中山醫(yī)院營(yíng)養(yǎng)科，上海 200032 3. 復(fù)旦大學(xué)附屬中山醫(yī)院普通外科，上海 200032

造口旁疝（parastomal hernia，PSH）是腸造口部位的切口疝，是永久性腸造口最常見(jiàn)的并發(fā)癥之一［1-2］。盡管大部分情況下PSH的初期癥狀并不明顯，但它可能會(huì)導(dǎo)致危及生命的并發(fā)癥，例如腸梗阻、腸壞死或穿孔［3］。對(duì)于無(wú)癥狀患者可以進(jìn)行保守治療，但仍有30%～70%的患者需要手術(shù)干預(yù)［4］。因此，預(yù)防PSH對(duì)于提高腸造口患者生活質(zhì)量和防止進(jìn)一步嚴(yán)重的并發(fā)癥至關(guān)重要。PSH以術(shù)后的1～2年內(nèi)發(fā)生率最高，因此目前關(guān)于PSH發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)估通常采用Cox比例風(fēng)險(xiǎn)回歸模型和Kaplan-Meier估計(jì)［5-6］。經(jīng)典Cox回歸分析和Kaplan-Meier估計(jì)雖考慮了疾病結(jié)局和生存時(shí)間這兩個(gè)因素，但無(wú)法有效處理針對(duì)多個(gè)狀態(tài)的資料［7］。然而在醫(yī)學(xué)研究中觀察到的終點(diǎn)很少是單一的，通常是有多個(gè)終點(diǎn)。競(jìng)爭(zhēng)事件的發(fā)生“阻斷”了感興趣事件的發(fā)生，二者之間形成了“競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系”。而Kaplan-Meier估計(jì)和Cox回歸則將其他競(jìng)爭(zhēng)事件視為刪失，可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)偏高甚至與事實(shí)相悖的結(jié)論，也稱(chēng)為競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)偏倚［8-9］。因此，有必要使用競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型來(lái)處理多個(gè)最終事件［10］。 基于此，本研究進(jìn)行了回顧性隊(duì)列研究，通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型的方式來(lái)調(diào)查PSH的累計(jì)發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)和PSH發(fā)生的影響因素。

1 資料與方法

1.1 一般資料 回顧性分析2015年1月1日至2019年12月31日于復(fù)旦大學(xué)附屬中山醫(yī)院實(shí)施腸造口術(shù)患者的病歷資料，其間共納入735例腸造口患者。本研究已獲復(fù)旦大學(xué)附屬中山醫(yī)院倫理委員會(huì)批準(zhǔn)（倫理編號(hào)：B2020-417R）。納入標(biāo)準(zhǔn)：手術(shù)時(shí)年齡≥18歲；接受腸造口手術(shù)。排除標(biāo)準(zhǔn)：患者及主要照顧者均認(rèn)知、理解功能異常。

1.2 資料來(lái)源 通過(guò)病史和“病人全息視圖”系統(tǒng)獲得患者信息。一般資料（如年齡、性別）通過(guò)病史首頁(yè)（入院記錄）獲得；身高、術(shù)前體質(zhì)量、術(shù)后體質(zhì)量通過(guò)體溫單獲得，一般患者入院當(dāng)日及時(shí)記錄（術(shù)前），術(shù)后3 d常規(guī)記錄，再根據(jù)公式計(jì)算術(shù)前BMI、術(shù)后BMI；手術(shù)相關(guān)資料（比如造口手術(shù)原因、造口部位、手術(shù)日期）通過(guò)手術(shù)記錄獲得，同時(shí)根據(jù)科室醫(yī)生的手術(shù)方式（詢(xún)問(wèn)法）側(cè)面驗(yàn)證。

1.3 結(jié)局指標(biāo)評(píng)定 PSH被診斷為在患者直立、仰臥并進(jìn)行Valsalva動(dòng)作的情況下，造口附近可檢測(cè)到隆起。當(dāng)臨床懷疑疝時(shí)，使用Valsalva動(dòng)作在仰臥位進(jìn)行CT掃描可予以確認(rèn)。在本研究中主要通過(guò)如下方式獲得確切的診斷結(jié)果：添加微信發(fā)送照片（請(qǐng)專(zhuān)業(yè)人士進(jìn)行診斷，一般較明顯的PSH可當(dāng)場(chǎng)確認(rèn)）；隱匿型/不確定型通過(guò)患者術(shù)后常規(guī)體檢CT確診/請(qǐng)患者前往醫(yī)院就診；部分患者直接實(shí)施PSH修補(bǔ)術(shù)從而確診。

1.4 生存分析事件的定義 本研究的主要終點(diǎn)是發(fā)生有癥狀或無(wú)癥狀的PSH，次要終點(diǎn)包括死亡、回納（將外置于腹腔外的腸管回納入腹腔）和失訪。在Fine-Gray模型中，感興趣的結(jié)局事件為患者發(fā)生PSH（PSH組）。競(jìng)爭(zhēng)事件被定義為阻止感興趣事件發(fā)生的事件，即患者發(fā)生PSH之前死亡（死亡組）及回納（回納組）。在發(fā)生結(jié)局事件和競(jìng)爭(zhēng)事件之前失訪的患者，以及既沒(méi)有發(fā)生結(jié)局事件也沒(méi)有發(fā)生競(jìng)爭(zhēng)事件的患者，被定義為刪失事件（正常組）。生存時(shí)間被定義為從腸造口術(shù)后到發(fā)生PSH的時(shí)間。隨訪截止日期為2021年4月30日。

1.5 質(zhì)量控制措施 資料收集過(guò)程中及時(shí)核對(duì)調(diào)查表填寫(xiě)的完整性，如有缺失及時(shí)補(bǔ)充，24 h內(nèi)雙人核對(duì)錄入數(shù)據(jù)庫(kù)。隨訪過(guò)程中通過(guò)多重重疊法保證數(shù)據(jù)的真實(shí)性和可靠性：第1條途徑為“電話(huà)訪問(wèn)”獲得初步結(jié)果；第2條途徑為“微信”，住院期間或電話(huà)訪問(wèn)后添加微信讓患者發(fā)送圖片來(lái)初步判斷；第3條途徑為患者出院后常規(guī)的體檢報(bào)告（側(cè)面驗(yàn)證）；第4條途徑為復(fù)旦大學(xué)附屬中山醫(yī)院的“病人全息視圖”系統(tǒng)，捕捉患者每次來(lái)我院的就診記錄（包括回納時(shí)間以及結(jié)局事件的發(fā)生時(shí)間等）；第5條途徑為家屬聯(lián)系，從家屬提供信息來(lái)大致判斷患者死亡/失訪的時(shí)間。

1.6 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理 連續(xù)數(shù)據(jù)表示為±s，分類(lèi)數(shù)據(jù)表示為頻率和百分比。使用單變量和多變量Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型和向前逐步消除法研究與PSH發(fā)生相關(guān)的影響因素。使用Kaplan-Meier估計(jì)分析計(jì)算PSH的年發(fā)病率。Fine-Gray模型旨在擬合興趣事件的累計(jì)發(fā)生率，適用于個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)研究，傾向于估計(jì)疾病風(fēng)險(xiǎn)和預(yù)后，適用于建立臨床預(yù)測(cè)模型和風(fēng)險(xiǎn)評(píng)分。在對(duì)競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)的分析中，將死亡及回納作為競(jìng)爭(zhēng)事件。使用累計(jì)發(fā)生函數(shù)（cumulative incidence function，CIF）進(jìn)行單變量分析以顯示每個(gè)事件的概率，使用Gray檢驗(yàn)來(lái)估計(jì)組間CIF的差異。使用SPSS（24.0版本）和R統(tǒng)計(jì)軟件（4.0.4版本）進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析?！癱mprsk”軟件包用于構(gòu)建模型。檢驗(yàn)水準(zhǔn)（α）為0.05。

2 結(jié)果

2.1 研究對(duì)象的臨床特征 654例結(jié)直腸癌患者和81例非結(jié)直腸癌患者于復(fù)旦大學(xué)附屬中山醫(yī)院接受腸造口術(shù)（表1）。其中，262例進(jìn)行了腹腔鏡手術(shù)，418例進(jìn)行了機(jī)器人手術(shù)，55例進(jìn)行了開(kāi)腹手術(shù)。研究隊(duì)列中，男性466例（63.40%），女性269例（36.6%），平均年齡（61.6±11.9）歲。其中，高血壓患者227例、糖尿病患者104例、呼吸系統(tǒng)疾病患者22例、前列腺肥大患者18例、肝臟疾病患者29例、有激素用藥史11例。從計(jì)算機(jī)數(shù)據(jù)庫(kù)和醫(yī)療記錄中獲得患者的臨床數(shù)據(jù)、造口時(shí)的年齡、性別、合并癥、激素用藥史、BMI和造口術(shù)時(shí)的臨床信息。

表1 研究對(duì)象的總體臨床特征N＝735

2.2 結(jié)局資料及基線(xiàn)比較 在中位隨訪17.1（9.0, 36.5）個(gè) 月 期 間，136例（18.5%）發(fā) 生PSH。Kaplan-Meier分析（圖1）顯示，PSH出現(xiàn)的中位時(shí)間為10個(gè)月（95%CI 9.3～11.0）。在隨訪截止日期（2021年4月30日）之前未發(fā)生/未知PSH而中途退出者296例（死亡106例、失訪101例、回 納89例），發(fā) 生PSH者136例（PSH組），未發(fā)生PSH者303例（正常組）。年齡、術(shù)前BMI、高血壓、造口原因、手術(shù)時(shí)機(jī)、造口途徑、手術(shù)方式、造口部位、造口方式、造口性質(zhì)、腹直肌和術(shù)前定位在5組間有明顯差異（P＜0.05，表2）。其中，年齡、術(shù)前BMI無(wú)論是作為連續(xù)型變量/分類(lèi)變量分析差異均存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；高血壓、結(jié)直腸癌、急診、經(jīng)腹膜外造口和乙狀結(jié)腸造口在PSH的患者中更為常見(jiàn)。具體變量賦值見(jiàn)表3。

表2 研究對(duì)象基線(xiàn)特征比較

表3 各項(xiàng)影響因素賦值表

圖1 Kaplan-Meier法分析發(fā)生PSH的中位時(shí)間

2.3 Cox回歸模型分析PSH的影響因素 在Cox單因素分析中，年齡≥60歲、術(shù)前BMI≥25 kg/m2、 高血壓、前列腺肥大、經(jīng)腹膜外造口和經(jīng)腹直肌造口是與PSH發(fā)生相關(guān)的變量。在Cox多因素分析中，年齡≥60歲、術(shù)前BMI≥25 kg/m2和經(jīng)腹膜外造口是PSH發(fā)生的獨(dú)立影響因素（表4）。

表4 Cox回歸分析腸造口患者發(fā)生PSH的危險(xiǎn)因素

續(xù)表4

2.4 Fine-Gray模型分析PSH的影響因素 在Fine-Gray模型中，興趣事件為PSH（n＝136），而在隨訪截止日期之前發(fā)生死亡（n＝106）和回納（n＝89）的患者被定義為競(jìng)爭(zhēng)事件（n＝195），失訪以及存活且未發(fā)生PSH的患者被作為刪失處理（n＝404）。單因素競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)分析采用Gray檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，年齡、術(shù)前BMI、高血壓、前列腺肥大、造口原因、造口途徑、手術(shù)方式、造口部位及造口方式與PSH相關(guān)（P＜0.05，表5）。多因素Fine-Gray模型的結(jié)果（表6）顯示，年齡≥60歲、術(shù)前BMI≥25 kg/m2、經(jīng)腹膜外造口和乙狀結(jié)腸造口是腸造口患者發(fā)生PSH的獨(dú)立影響因素。

表5 單因素競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)分析采用Gray檢驗(yàn)

表6 多因素Fine-Gray模型分析腸造口患者PSH發(fā)生的獨(dú)立影響因素

2.5 Kaplan-Meier估計(jì)和Fine-Gray模型評(píng)估PSH累計(jì)發(fā)生概率的比較 使用Kaplan-Meier生存函數(shù)與Fine-Gray模型來(lái)估計(jì)年齡、術(shù)前BMI、造口途徑和造口部位與PSH的年發(fā)病率的關(guān)系（表7）。同時(shí)使用Cox多因素回歸分析與Fine-Gray模型預(yù)測(cè)PSH的累計(jì)發(fā)生概率（表8），結(jié)果顯示，與Fine-Gray模型相比，Cox回歸模型高估了腸造口術(shù)后PSH的累計(jì)發(fā)生概率。使用Fine-Gray模型分析不同影響因素對(duì)PSH累計(jì)概率分布的影響見(jiàn)圖2。以“年齡”為例（圖2A），黑線(xiàn)和紅線(xiàn)分別表示年齡≥62歲和＜62歲PSH隨時(shí)間的累計(jì)發(fā)生概率，綠線(xiàn)和藍(lán)線(xiàn)分別表示年齡≥62歲和＜62歲競(jìng)爭(zhēng)事件隨時(shí)間的累計(jì)發(fā)生概率。

表7 Kaplan-Meier法與Fine-Gray檢驗(yàn)評(píng)估PSH發(fā)生率%

表8 基于多因素Cox回歸與多因素競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型預(yù)測(cè)PSH的累計(jì)發(fā)生率%

圖2 不同影響因素對(duì)PSH累計(jì)發(fā)生率分布的影響A：年齡；B：BMI；C：高血壓；D：前列腺肥大；E：造口原因；F：造口途徑；G：手術(shù)方式； H：造口部位；I：造口方式。

3 討論

醫(yī)學(xué)研究中，Logistic回歸只考慮結(jié)局事件是否發(fā)生，而未考慮出現(xiàn)該結(jié)局的時(shí)間長(zhǎng)短，無(wú)論結(jié)局事件發(fā)生在隨訪早期或晚期，處理方式是一致的。但是有些疾病如惡性腫瘤，研究者不僅考慮結(jié)局是否發(fā)生，更需考慮觀察對(duì)象出現(xiàn)該結(jié)局的時(shí)間長(zhǎng)短。臨床數(shù)據(jù)常表現(xiàn)為隨訪縱向生存資料（時(shí)間-事件數(shù)據(jù)）。Kaplan-Meier生存函數(shù)和Cox模型一直是用于醫(yī)學(xué)研究中時(shí)間-事件數(shù)據(jù)類(lèi)型分析的主要模型，其中也包括腸造口患者PSH發(fā)生率的研究［5-6］。然而Cox模型排除了發(fā)生PSH之前死亡和回納的患者。醫(yī)學(xué)研究通常存在競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)，競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)被定義為阻止觀察感興趣事件或改變研究中感興趣結(jié)果發(fā)生概率的事件［11］。自從Fine-Gray引入競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型以來(lái)，它已被廣泛應(yīng)用于臨床研究［12-13］。本研究中的興趣事件是腸造口患者發(fā)生PSH，而在PSH前發(fā)生死亡或回納則視為其競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)。與Kaplan-Meier估計(jì)和Cox模型相比，F(xiàn)ine-Gray模型能夠更準(zhǔn)確地評(píng)估腸造口患者PSH的累計(jì)發(fā)生率。

3.1 腸PSH的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn) 造口術(shù)后的隨訪時(shí)間是評(píng)估PSH發(fā)生率的重要影響因素。Sohn等［6］回顧性分析了165例因結(jié)直腸惡性腫瘤行永久性結(jié)腸造口的患者，中位隨訪36個(gè)月，有50例（30.3%）在中位時(shí)間14個(gè)月發(fā)生PSH，且女性或60歲以上人群的5年累計(jì)發(fā)病率高達(dá)57.1%～59.5%。然而，臨床報(bào)告中關(guān)于造口術(shù)后的隨訪時(shí)間差異很大，只有少數(shù)研究對(duì)患者進(jìn)行了至少1年或更長(zhǎng)時(shí)間的隨訪［14］。本次研究對(duì)735例腸造口患者隨訪的中位時(shí)間為17.1個(gè)月，有136例（18.5%）在中位時(shí)間10個(gè)月發(fā)生PSH。同時(shí)，基于Kaplan-Meier生存函數(shù)和Fine-Gray模型的分析也顯示，腸造口后PSH的累計(jì)發(fā)生概率隨著隨訪時(shí)間的增加而增加。

此外，本研究將Kaplan-Meier法與Fine-Gray模型得出的累計(jì)風(fēng)險(xiǎn)率進(jìn)行了比較。在當(dāng)競(jìng)爭(zhēng)事件被視為截尾數(shù)據(jù)時(shí)，使用Kaplan-Meier方法計(jì)算的累積風(fēng)險(xiǎn)會(huì)比使用競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型計(jì)算的累積風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生更大的影響，從而高估實(shí)際情況［15-16］。在一項(xiàng)基于老年房顫患者的隊(duì)列研究［17］發(fā)現(xiàn)，使用Kaplan-Meier方法估計(jì)的卒中發(fā)生率為7.5%，而使用Fine-Gray方法估計(jì)的發(fā)生率為5.4%，這意味著Kaplan-Meier方法相對(duì)高估了卒中發(fā)生率。Nolan等［18］在評(píng)估低創(chuàng)傷再骨折風(fēng)險(xiǎn)時(shí)也發(fā)現(xiàn)，Cox模型估計(jì)的骨質(zhì)疏松患者的再骨折率要高于Fine-Gray模型的結(jié)果。與之前的競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)用研究結(jié)果一致，本研究發(fā)現(xiàn)，Kaplan-Meier方法計(jì)算的PSH累積發(fā)生概率高于Fine-Gray方法獲得的累積發(fā)生概率。這可能是因傳統(tǒng)的Kaplan-Meier法將死亡和回納事件歸為刪失數(shù)據(jù)來(lái)處理，即死亡和回納患者不再有可能發(fā)生PSH，這最終會(huì)導(dǎo)致有偏倚的結(jié)論。在生物醫(yī)學(xué)研究中普遍存在生存數(shù)據(jù)競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)，在研究設(shè)計(jì)時(shí)需要考慮競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)的樣本量［19］，否則將導(dǎo)致過(guò)高估計(jì)事件發(fā)生概率和錯(cuò)誤估計(jì)HR值。當(dāng)競(jìng)爭(zhēng)事件比例（本研究為26.53%）＞10%采用傳統(tǒng)方法可造成嚴(yán)重偏倚［20］。因此與Kaplan-Meier估計(jì)/Cox回歸相比，F(xiàn)ine-Gray模型可以更準(zhǔn)確地評(píng)估腸造口患者PSH的累積發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。

3.2 腸PSH的影響因素 本研究使用多因素Cox回歸分析和多因素Fine-Gray模型均顯示，年齡≥60歲、術(shù)前BMI≥25 kg/m2和經(jīng)腹膜外造口術(shù)是PSH發(fā)生的獨(dú)立影響因素。此外，多因素Fine-Gray模型顯示乙狀結(jié)腸造口也是PSH的獨(dú)立影響因素。一項(xiàng)對(duì)782名隨訪時(shí)間超過(guò)10年的患者的回顧性研究［21］表明，年齡是PSH發(fā)生的重要因素，尤其是在60歲以上的人群中。這可能是由于隨著年齡的增長(zhǎng)，腹直肌的厚度逐漸減少所致。肥胖一直被認(rèn)為是PSH的危險(xiǎn)因素。BMI≥25 kg/m2在西方國(guó)家被歸類(lèi)為超重，而在亞洲通常被定義為肥胖［22］。 一項(xiàng)基于158名直腸癌患者的研究［23］顯示BMI≥25 kg/m2是腸造口術(shù)后發(fā)生PSH的唯一危險(xiǎn)因素。而且，肥胖會(huì)導(dǎo)致傷口感染的易感性［24］，而切口感染被認(rèn)為是PSH的潛在危險(xiǎn)因素［25-26］。在本研究中，BMI超過(guò)25 kg/m2被定義為肥胖，與先前的研究一致，控制圍手術(shù)期體重可能在預(yù)防腸造口術(shù)后PSH的預(yù)防方面有積極的臨床意義。

此外，一項(xiàng)對(duì)1048名患者進(jìn)行的薈萃分析［27］指出，與經(jīng)腹膜結(jié)腸造口術(shù)相比，腹膜外結(jié)腸造口術(shù)與較低的術(shù)后PSH發(fā)生率相關(guān)。然而，本研究結(jié)果卻顯示，經(jīng)腹膜外結(jié)腸造口可能與較高的PSH發(fā)生率有關(guān)，我們推測(cè)這與先前研究相悖的結(jié)果可能是由于腹膜外腸造口術(shù)在技術(shù)上更加困難和耗時(shí)［28］，在當(dāng)前研究中選擇行經(jīng)腹膜外造口的樣本量較少所致，但是卻與歐洲疝學(xué)會(huì)頒布的指南［29］提出的觀點(diǎn)不矛盾（指南認(rèn)為腹膜外造口并不能降低PSH發(fā)生率）。此外，歐洲疝學(xué)會(huì)指出，與其他類(lèi)型的造口相比，末端結(jié)腸造口術(shù)與更高的PSH發(fā)生率相關(guān)［29］。一項(xiàng)前瞻性研究［29］也顯示，乙狀結(jié)腸造口術(shù)后PSH的患病率顯著高于回腸造口術(shù)。一致地，本研究中的Fine-Gray分析結(jié)果顯示乙狀結(jié)腸造口的PSH發(fā)生率高于其他部位的造口。因此，本研究發(fā)現(xiàn)，在PSH影響因素的評(píng)估方面，F(xiàn)ine-Gray模型可能優(yōu)于Cox模型。

3.3 Cox回歸和競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型在本研究中的效果比較 經(jīng)典生存分析中，研究者往往只關(guān)注研究對(duì)象隨訪過(guò)程中特定事件的發(fā)生。然而，在現(xiàn)實(shí)世界中，研究對(duì)象不僅經(jīng)歷一種類(lèi)型事件，不同類(lèi)型結(jié)局事件相互影響，即形成競(jìng)爭(zhēng)事件。處理含有競(jìng)爭(zhēng)事件數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)模型被稱(chēng)作競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型［30］。本研究存在多個(gè)終點(diǎn)的生存數(shù)據(jù)，關(guān)心終點(diǎn)PSH與不關(guān)心終點(diǎn)死亡/回納非相互獨(dú)立且存在競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，死亡/回納的發(fā)生導(dǎo)致PSH不會(huì)發(fā)生。臨床上常見(jiàn)的術(shù)后死亡患者無(wú)法獲取興趣事件，故術(shù)后死亡與興趣事件之間存在競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)。而對(duì)于腸造口患者而言，回納是比較特殊的情況。在本研究中，回納意味著造口的“消失”，同時(shí)也間接阻斷了PSH的發(fā)生，因此將其和死亡一起歸納為“競(jìng)爭(zhēng)事件”。

競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型設(shè)置興趣事件為A，其他事件為B。但有時(shí)也存在同時(shí)考慮AB的復(fù)合終點(diǎn)事件，此時(shí)若采用Kaplan-Meier法估計(jì)粗死亡率，將另一個(gè)事件的發(fā)生作為右刪失處理，單獨(dú)分析A或B會(huì)高估事件發(fā)生率，而若采用簡(jiǎn)單的復(fù)合終點(diǎn)作為結(jié)局有可能損失單項(xiàng)指標(biāo)精確性，而且重要復(fù)合指標(biāo)不一定存在臨床意義。本文主要興趣事件為PSH，死亡/回納會(huì)影響PSH產(chǎn)生截尾數(shù)據(jù)即競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)。因此，競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型更適用于本研究的調(diào)查。

本研究存在一定局限性：首先，這是一項(xiàng)回顧性隊(duì)列研究，不可避免地存在一些不明原因的偏倚；其次，納入的病例是單中心的腸造口患者，且樣本量有限；最后，因本研究是首次嘗試使用競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型對(duì)腸造口患者進(jìn)行PSH風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)估，因此今后仍需要多中心、大樣本量的研究來(lái)驗(yàn)證本研究的結(jié)論。

綜上所述，年齡≥60歲、BMI≥25 kg/m2、經(jīng)腹膜外造口、乙狀結(jié)腸造口是腸造口患者PSH發(fā)生的高危因素。此外，當(dāng)死亡和回納作為競(jìng)爭(zhēng)事件出現(xiàn)時(shí)，F(xiàn)ine-Gray模型相比Kaplan-Meier估計(jì)和Cox模型更適用于評(píng)估PSH的累計(jì)發(fā)生率。本研究首次通過(guò)建立了競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型以評(píng)估腸造口患者PSH的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，這些結(jié)果可能為臨床醫(yī)護(hù)人員更客觀評(píng)估PSH的發(fā)生提供參考價(jià)值。

利益沖突：所有作者聲明不存在利益沖突。