老年2 型糖尿病藥物相關(guān)問題現(xiàn)狀以及風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的構(gòu)建與驗(yàn)證

楊碧香 楊森賓 楊志偉

（1 福建省漳浦縣第二醫(yī)院藥劑科 漳浦 363208；2 福建省廈門市仙岳醫(yī)院精神科 廈門 361012；3 福建省漳浦縣第二醫(yī)院內(nèi)兒科 漳浦 363208）

2 型糖尿?。═2DM）是最常見的糖尿病類型，約占糖尿病病例的90%。據(jù)估計(jì)，中國約有1.409 億成年人患有糖尿病，占全球糖尿病患者的25%。糖尿病發(fā)病率的上升給個(gè)人、衛(wèi)生系統(tǒng)帶來了沉重的負(fù)擔(dān)[1]。藥物相關(guān)問題（DRPs）包括不合理藥物選擇、不良事件、劑量不足等，研究表明DRPs 可增加住院率、死亡率等[2]。T2DM 中老年人占比較高，且容易合并多種并發(fā)癥，如高血壓、高脂血癥、慢性腎病、心腦血管疾病等，治療期間需多種藥物聯(lián)合治療，可能增加DRPs 的風(fēng)險(xiǎn)。及時(shí)發(fā)現(xiàn)DRPs，積極干預(yù)可以降低藥物治療風(fēng)險(xiǎn)，改善患者治療效果。謝龍等[3]研究發(fā)現(xiàn)，老年T2DM 患者中DRPs 較為突出，臨床藥師及時(shí)發(fā)現(xiàn)、干預(yù)、糾正DRPs 可確保藥物安全合理。目前針對(duì)T2DM 患者DRPs 研究較多，但均未構(gòu)建T2DM 患者DRPs 的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型。本研究分析治療老年T2DM 患者DRPs 現(xiàn)狀，并通過分析其影響因素構(gòu)建DRPs 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型?，F(xiàn)報(bào)道如下：

1 資料與方法

1.1 一般資料 采用便利抽樣法分析2021 年2 月至2022 年8 月醫(yī)院治療的老年T2DM 患者132 例，年齡（72.11±6.96）歲，男69 例、女63 例。T2DM 診斷標(biāo)準(zhǔn)：采用1999 年世界衛(wèi)生組織診斷標(biāo)準(zhǔn)，空腹血糖（FPG）≥7.0 mmol/L，或口服葡萄糖耐量試驗(yàn)（OGTT）餐后2 h 血糖（2 h PG）≥11.1 mmol/L，或已被明確診斷為糖尿病[4]。排除標(biāo)準(zhǔn)：年齡＜60 歲、惡性腫瘤、精神系統(tǒng)疾病以及無法自主完成問卷調(diào)查的患者。

1.2 研究方法

1.2.1 藥師參與藥學(xué)監(jiān)護(hù)內(nèi)容 藥師根據(jù)歐洲醫(yī)藥保健網(wǎng)分類系統(tǒng)（PCNE）查找患者用藥過程中DRPs，識(shí)別DRPs 后，針對(duì)相關(guān)問題與臨床醫(yī)生進(jìn)行溝通，協(xié)助解決DRPs，并在臨床科室開展合理用藥培訓(xùn)。

1.2.2 DRPs 的識(shí)別、分類、評(píng)價(jià) 參考《醫(yī)院處方點(diǎn)評(píng)管理規(guī)范（試行）》[5]、《處方管理辦法》[6]、藥品說明書、臨床診療指南等判斷DRPs，記錄患者DRPs 原因、采取的措施、結(jié)果等信息。收集的所有DRPs 根據(jù)PCNE 系統(tǒng)（9.0 版）分類[7]。發(fā)生DRPs 時(shí)，由2 名獲得臨床藥師培訓(xùn)資格證書且有3 年以上工作經(jīng)驗(yàn)的藥師單獨(dú)對(duì)DRPs 進(jìn)行識(shí)別，當(dāng)兩者結(jié)果不同時(shí)，由第三位藥師進(jìn)行最終判斷。

1.2.3 調(diào)查資料 包含3 種調(diào)查問卷：（1）抑郁自評(píng)量表（SDS）[8]：包含20 個(gè)條目，其中10 個(gè)條目為反向設(shè)計(jì)，采用4 級(jí)評(píng)分，分別賦值1～4 分，累積得分乘以1.25 后取整數(shù)，分值越高代表患者抑郁程度越深。（2）焦慮自評(píng)量表（SAS）[9]：共20 個(gè)條目，采用4級(jí)評(píng)分，分別賦值1～4 分，總分為20～80 分，累積得分乘以1.25 后取整數(shù)，分值越高代表患者焦慮程度越深。（3）用藥依從性量表（MMAS）[10]：包含8 個(gè)條目，其中條目1～4，6～7 答案設(shè)計(jì)成是否，分別計(jì)分0、1 分，條目5 為反向設(shè)計(jì)，條目8 采用5 級(jí)評(píng)分，總分越高代表依從性越好。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS18.0 構(gòu)建數(shù)據(jù)庫后進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，分類變量采用%表示，兩組間率的比較采用χ2檢驗(yàn)，定量數(shù)據(jù)采用Kolmogorov-Smirnov進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)，非正態(tài)分布的連續(xù)變量采用M（25%，75%）表示，兩組間差異采用Mann-WhitneyU檢驗(yàn)，正態(tài)分布的連續(xù)變量采用（±s）表示，兩組間差異采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。連續(xù)變量與等級(jí)變量間采用Spearman 相關(guān)性分析。單因素、多因素分析篩選和確認(rèn)T2DM 患者DRPs 影響因素，基于二元Logistic 回歸分析模型構(gòu)建DRPs 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，受試者工作特征（ROC） 曲線判斷模型預(yù)測(cè)效能，Hosmer-Lemeshow（H-L）檢驗(yàn)分析模型的校準(zhǔn)度。P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 研究對(duì)象基本情況 132 例老年T2DM 患者，年齡（72.11±6.96）歲，男69 例、女63 例，平均體質(zhì)量指數(shù)（BMI）（24.96±2.79）kg/m2，平均用藥品類總數(shù)（6.73±0.56）類。老年T2DM 患者并發(fā)癥包括：高血壓86 例（占比65.15%），慢性腎損傷52 例（占比39.39%），心腦血管疾病31 例（占比23.48%），血脂異常32 例（占比24.24%）。

2.2 老年T2DM 患者DRPs 分類與原因 采用PCNE 系統(tǒng)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，132 例老年T2DM 患者中，發(fā)生DRPs 54 例，占比40.91%，共發(fā)生DRPs 102 例次，每個(gè)患者平均約0.77 例次。與療效相關(guān)61 例次，占比59.80%；與治療安全相關(guān)18 例次，占比17.65%。DRPs 發(fā)生原因142 個(gè)，其中藥物選擇47 例次，占比33.10%；劑量選擇62 例次，占比43.66%。見表1。

表1 老年T2DM 患者DRPs 分類與原因（%）

2.3 DRPs 干預(yù)方案與接受 確認(rèn)DRPs 后，藥師對(duì)醫(yī)生、患者、藥物實(shí)施干預(yù)，共180 例次，針對(duì)臨床醫(yī)生干預(yù)86 例次（占比47.78%），主要為劑量、用藥頻次調(diào)整、藥物的選擇等；針對(duì)患者為25 例次（占比13.89%），主要為服藥時(shí)間、服藥間隔以及服藥方法；針對(duì)藥物調(diào)整有64 例次（占比35.56%），主要為使用方法、藥物劑量的調(diào)整；針對(duì)其他為5 例次（占比2.78%）。180 例次干預(yù)措施中，接受干預(yù)170 例次，占比94.44%；不接收干預(yù)9 例次，占比5.00%；提出干預(yù)方案，但無法獲取是否接收的有1 例次，占比0.56%。干預(yù)期間，DRPs 全部解決的有82 例次，占比80.39%；部分解決的有12 例次，占比11.76%；問題沒有解決的有8 例次，占比7.84%，主要原因?yàn)獒t(yī)生不接受藥師的建議。

2.4 DRPs 發(fā)生單因素分析 單因素分析顯示DRPs 患者年齡、并發(fā)癥數(shù)量、用藥種類、SDS 評(píng)分均高于無DRPs 患者，用藥依從性低于無DRPs 患者，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）；兩組間其余資料比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）。見表2。

表2 DRPs 發(fā)生單因素分析（±s）

表2 DRPs 發(fā)生單因素分析（±s）

臨床資料 DRPs 患者（n=54） 無DRPs 患者（n=78） t/χ2 P年齡（歲）性別[例（%）]男女2.736 0.966 0.007 0.326居住情況[例（%）]獨(dú)立居住非獨(dú)立居住1.444 0.229并發(fā)癥數(shù)量（個(gè)）手術(shù)史[例（%）]否是2.332 1.274 0.025 0.259用藥種類（個(gè)）用藥依從性（分）SDS 評(píng)分（分）SAS 評(píng)分（分）婚姻狀況[例（%）]離異、未婚、喪偶已婚74.18±7.56 31（57.41）23（42.59）16（29.63）38（70.37）3（1～5）36（66.67）18（33.33）7.07±0.74 4.26±0.96 58.36±7.98 56.83±7.63 16（29.63）38（70.37）70.69±6.95 38（48.72）40（51.28）16（20.51）62（79.49）2（0～4）59（75.64）19（24.36）6.50±0.52 4.63±1.02 55.17±7.33 54.25±8.02 28（35.90）50（64.10）5.220 2.099 2.370 1.853 0.564 0.000 0.038 0.019 0.066 0.453

2.5 影響因素與DRPs 相關(guān)性分析 年齡、并發(fā)癥數(shù)量、用藥種類、SDS 評(píng)分與DRPs 呈正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)（r）值分別為0.315、0.374、0.296、0.282，用藥依從性與DRPs 呈負(fù)相關(guān)，r值為-0.302（均P＜0.05）。2.6 DRPs 多因素分析 將單因素分析中有差異的指標(biāo)納入多因素分析，以是否發(fā)生DRPs 為因變量納入二元Logistic 回歸分析。年齡、并發(fā)癥數(shù)量、用藥種類、SDS 評(píng)分均可能為T2DM 患者DRPs 的風(fēng)險(xiǎn)因素，用藥依從性則可能為保護(hù)性因素，OR 值分別為1.444、2.880、2.875、1.234（P＜0.05）。見表3。

表3 DRPs 的二元Logistic 回歸分析

2.7 DRPs 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的構(gòu)建與驗(yàn)證 根據(jù)二元Logistic 回歸模型構(gòu)建老年T2DM 患者DRPs 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，P=1/{1+EXP[-（-16.009+0.367×年齡+1.331×并發(fā)癥數(shù)量+1.056×用藥種類-0.529×用藥依從性+0.210×SDS 評(píng)分）]}。將臨床資料代入預(yù)測(cè)模型生成風(fēng)險(xiǎn)概率，以是否發(fā)生DRPs 作為因變量繪制ROC，模型預(yù)測(cè)曲線下面積（AUC）為0.786（0.575～0.896），說明模型有較高的預(yù)測(cè)價(jià)值，與隨機(jī)面積0.500 比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（Z= 3.750，P=0.000），H-L 檢驗(yàn)χ2=1.525，P=0.363，說明模型有較好的校準(zhǔn)度。當(dāng)切割點(diǎn)為0.512 時(shí)，模型預(yù)測(cè)敏感度為75.93%，特異性為74.30%，準(zhǔn)確率為75.00%。見圖1。

圖1 模型預(yù)測(cè)ROC 曲線分析

3 討論

根據(jù)我國第七次人口普查數(shù)據(jù)，2020 年我國老年（≥60 歲）人口占全國總?cè)丝诘?8.7%，其中約30%（7 813 萬）的老年人患有糖尿病，且95%以上為T2DM[11]。老年T2DM 患者可以伴有多種并發(fā)癥，臨床治療較為復(fù)雜，常采用多種藥物聯(lián)合治療，容易發(fā)生DRPs。DRPs 不僅影響治療效果，同時(shí)可引起復(fù)發(fā)率、入院率、死亡率和醫(yī)療支出明顯增高。因此探尋老年T2DM 患者DRPs 的風(fēng)險(xiǎn)因素，并構(gòu)建風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，針對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)人群及時(shí)進(jìn)行干預(yù)，對(duì)于改善治療效果、降低復(fù)發(fā)率有一定價(jià)值。

張莎等[12]研究發(fā)現(xiàn)，社區(qū)老年慢性病患者平均DRPs 為0.88 例次，高于本研究0.77 例次數(shù)據(jù)，差異產(chǎn)生的原因可能與研究對(duì)象疾病類別有關(guān)，張莎等[12]的研究中納入了多種基礎(chǔ)病的老年患者，病情更為復(fù)雜。在DRPs 發(fā)生原因中，藥物選擇和劑量選擇是較為常見的原因。《中國2 型糖尿病防治指南》[11]要求對(duì)T2DM 患者應(yīng)選擇降糖、降壓、降脂等藥物，以預(yù)防心腦血管疾病和微血管病變發(fā)生。研究對(duì)象常用藥物阿司匹林能影響其他降糖、降脂藥物效果，本研究中大部分患者均選擇多種降糖、降脂藥物，不同藥物之間同樣會(huì)發(fā)生相互作用，影響治療效果，因此，臨床藥師需加強(qiáng)介入，及時(shí)糾正。DRPs 與患者用藥密切相關(guān)，Pit 等[13]研究發(fā)現(xiàn)，DRPs 的發(fā)生與用藥審核密切相關(guān)，藥師積極干預(yù)可提高臨床治療效果。本研究中，藥師與臨床醫(yī)師、患者直接溝通，提供合適的臨床用藥方案，并對(duì)患者進(jìn)行科普教育。其次，藥師在通過審方干預(yù)系統(tǒng)自定義規(guī)則，系統(tǒng)自動(dòng)對(duì)不合理用藥處方進(jìn)行提示，及時(shí)反饋給臨床醫(yī)師，可有效降低DRPs 發(fā)生。臨床醫(yī)師干預(yù)接受度為94.44%，說明通過前置審核和及時(shí)干預(yù)可有效督促臨床醫(yī)生更改醫(yī)囑，提高臨床合理用藥。

DRPs 的快速識(shí)別和及時(shí)干預(yù)是藥物管理的核心問題，因此如何快速、準(zhǔn)確篩選潛在高危因素，針對(duì)包含高危因素的人群采取干預(yù)措施是降低DRPs風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)鍵。DRPs 影響因素研究主要集中于年齡、藥物數(shù)量、患者治療依從度等[14]。張海霞等[15]研究發(fā)現(xiàn)，年齡越大、并發(fā)癥越多患者DRPs 風(fēng)險(xiǎn)越大，與本研究結(jié)果相符，因此提示對(duì)于病情較重、并發(fā)癥較多、年齡較長的T2DM 患者，臨床醫(yī)生應(yīng)該關(guān)注不同藥物用法、用量、給藥途徑、配伍禁忌和藥物相互作用。其次，藥師可協(xié)助臨床醫(yī)生對(duì)處方進(jìn)行精簡(jiǎn)，優(yōu)化服藥數(shù)量。用藥依從性作為DRPs 影響因素的報(bào)道較多，彭?xiàng)畹萚16]研究發(fā)現(xiàn)，用藥依從性低是DRPs的風(fēng)險(xiǎn)因素。臨床醫(yī)護(hù)人員應(yīng)該根據(jù)MMAS 量表內(nèi)容評(píng)估患者依從性，針對(duì)性提供用藥科普教育，幫助患者更好地了解遵照醫(yī)囑服藥的必要性，提高用藥依從度。以往研究發(fā)現(xiàn)，老年T2DM 患者因長期受疾病折磨，再加上年齡較大，焦慮、抑郁情緒明顯高于正常人群[17]，而不良的心理健康狀況是影響治療依從性的重要影響因素。本研究發(fā)現(xiàn)SDS 評(píng)分是影響患者DRPs 風(fēng)險(xiǎn)因素之一，為類似研究中首次報(bào)道。原因可能與抑郁患者對(duì)治療信心欠缺，從而導(dǎo)致用藥依從性降低，進(jìn)而影響DRPs 的發(fā)生有關(guān)。因此對(duì)于SDS 評(píng)分較高的患者，應(yīng)該及時(shí)提供心理干預(yù)，緩解患者焦慮、抑郁、冷漠等負(fù)性情緒，提高治療信心和依從性，降低DRPs 風(fēng)險(xiǎn)。本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，年齡、并發(fā)癥數(shù)量、用藥種類、SDS 評(píng)分均可能為T2DM 患者發(fā)生DRPs 的風(fēng)險(xiǎn)因素，用藥依從性則可能為保護(hù)性因素。

根據(jù)以上因素構(gòu)建了老年T2DM 患者DRPs 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，經(jīng)過驗(yàn)證表明預(yù)測(cè)模型具有較好的區(qū)分度和校準(zhǔn)度，適合臨床應(yīng)用。臨床藥師作為藥學(xué)方面專家，以及臨床治療團(tuán)隊(duì)重要的成員，對(duì)于DRPs高風(fēng)險(xiǎn)人群，應(yīng)該主動(dòng)采取干預(yù)措施，優(yōu)化用藥處方，減少藥物數(shù)量，同時(shí)深入與患者和家屬進(jìn)行溝通，加大安全用藥宣傳力度，提高治療依從性。其次，針對(duì)合并抑郁的患者，臨床、護(hù)理、家屬在生活上、工作上應(yīng)該給予患者更多的關(guān)注，提升患者正念水平和治療信心，對(duì)降低DRPs 風(fēng)險(xiǎn)可能有一定作用。

綜上所述，DRPs 在老年T2DM 患者中較為常見，影響因素較多，根據(jù)影響因素構(gòu)建的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型有較好的預(yù)測(cè)效能，可為臨床早期識(shí)別DRPs 人群提供依據(jù)。臨床藥師作為治療組成員，應(yīng)該監(jiān)測(cè)藥物使用的全過程，優(yōu)化治療方案，有效預(yù)防DRPs 發(fā)生，提高臨床用藥安全。