醫(yī)院衰弱風(fēng)險評分預(yù)測老年患者不良臨床結(jié)局的Meta分析

胡冰,翁艷秋,胡敏

(中國人民解放軍海軍軍醫(yī)大學(xué)第一附屬醫(yī)院 急診科,上海 200433)

據(jù)調(diào)查[1]顯示,2018年中國老年居民住院率為23.2%,老年患者的管理逐漸占據(jù)醫(yī)療機構(gòu)管理的重要部分。衰弱是主要發(fā)生于老年人的復(fù)雜的健康狀況,會增加老年患者離院后再次入院、住院時間延長和死亡等不良臨床結(jié)局[2]。有研究[3]顯示,衰弱早期評估及有效干預(yù)可降低不良結(jié)局的發(fā)生率。2018年,Gilbert等[4]研發(fā)了醫(yī)院衰弱風(fēng)險評分(hospital frailty risk scores ,HFRS),其根據(jù)國際疾病統(tǒng)計分類第 10次修訂代碼(international Classification of diseases-10,ICD-10)進行運算,對住院老年患者不良臨床結(jié)局進行預(yù)測。該評分可以客觀且迅速地評估大量樣本,被多個國家大量使用[5-8]。一項對社區(qū)老年人的研究[9]表明,HFRS更適用于住院老年患者。但目前國內(nèi)對于HFRS的使用并不多,本研究通過Meta分析對各國使用HFRS預(yù)測老年患者不良臨床結(jié)局的總體情況進行整理,為我國老年住院患者的病情評估提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 資料來源 計算機檢索中國知網(wǎng)、維普、Pubmed、Web of Science等數(shù)據(jù)庫中使用HFRS預(yù)測老年患者不良臨床結(jié)局的相關(guān)文獻,并追溯相關(guān)參考文獻,以獲取完整資料。檢索時限為建庫至2023年8月。查找相關(guān)文獻后,確定中文檢索策略為(醫(yī)院衰弱風(fēng)險評分)AND(老年人 OR 老年住院患者 OR 老年患者)AND(不良事件 OR 不良結(jié)局 OR 臨床結(jié)果)對知網(wǎng)、維普數(shù)據(jù)庫進行檢索。英文檢索策略為(HFRS OR hospital frailty risk score) AND(adverse health outcomes OR outcomes OR results)AND(predict OR predicting)。主題詞之間用and連接,主題詞和自由詞之間用or連接。

1.2 文獻納入與排除標(biāo)準(zhǔn) 納入標(biāo)準(zhǔn):(1)研究類型為前瞻性或回顧性隊列研究;(2)研究內(nèi)容為HFRS預(yù)測老年患者不良臨床結(jié)局或HFRS的使用;(3)不良臨床結(jié)局包括入院30 d內(nèi)死亡率、住院延長率(住院>7 d或10 d)、出院后30 d再次入院率。排除標(biāo)準(zhǔn):(1)研究對象資料來源于社區(qū);(2)未提供不良臨床結(jié)局指標(biāo)比值比(OR值)、接收者操作特性曲線(receiver operating characteristic curve,ROC)下面積(area under curve,AUC)、率(死亡率、再入院率、住院延長率)等相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)的文獻;(3)無法獲取全文、信息不全的文獻。

1.3 文獻的篩選與資料的提取 由兩名研究者獨立進行文獻篩選及資料提取,再統(tǒng)一整理,意見無法統(tǒng)一時由第3方協(xié)助判斷。文獻資料提取的內(nèi)容包括:第一作者、發(fā)表年份、研究地點、樣本量、年齡、不良臨床結(jié)局。

1.4 文獻的質(zhì)量評價 由2名研究人員采用美國衛(wèi)生保健質(zhì)量和研究機構(gòu) (Agency for Healthcare Research and Quality,AHRQ)推薦的評價標(biāo)準(zhǔn)進行文獻質(zhì)量評價,包括11個條目,各評價標(biāo)準(zhǔn)參考曾憲濤等[10]對各個條目的解析分別用“是”(1 分)、“否”(0分)和“不清楚”(0 分)作答。0～3分為低質(zhì)量研究,4～7分為中質(zhì)量研究,8～11分為高質(zhì)量研究。

1.5 統(tǒng)計學(xué)處理 使用Excel表格進行文獻基本資料的整理及原始數(shù)據(jù)的整理。部分缺失的OR值使用SPSS交叉表計算,原始文獻中已提供OR值、AUC值者提取調(diào)整后的數(shù)據(jù)進行合并。使用Medcalc 20.0進行以AUC為效應(yīng)量的合并。使用Stata17進行以O(shè)R值及率為效應(yīng)量的合并及亞組分析,并采用95%可信區(qū)間(confidence interval,CI)。使用Chi-square(I2)檢驗和統(tǒng)計量檢驗研究間異質(zhì)性,若I2<50%,P>0.1提示研究間具有同質(zhì)性,采用固定效應(yīng)模型進行合并分析;若I2>50%,P<0.1提示研究間具有異質(zhì)性,采用隨機效應(yīng)模型,并進行敏感性分析,采用Egger檢驗評估是否存在發(fā)表偏倚。檢驗水準(zhǔn)為α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 文獻檢索結(jié)果 初檢獲得268篇文獻,按照標(biāo)準(zhǔn)初篩后獲得46篇,進一步閱讀原文后排除32篇,同時通過追溯參考文獻后獲得文獻2篇,最終納入16篇文獻,共納入5 221 554位老年患者。

2.2 納入研究文獻的一般特征及質(zhì)量評價 16篇文獻均為回顧性或前瞻性隊列研究,但納入研究在死亡率、住院延長率、再入院率等不良臨床結(jié)局指標(biāo)上有一定的差異,見表1。

表1 納入文獻的一般特征(n=16)

2.3 HFRS預(yù)測老年患者臨床不良結(jié)局的Meta分析結(jié)果 為了解HFRS預(yù)測老年患者臨床不良結(jié)局的能力,提取選入文獻中有效的AUC數(shù)據(jù)并合并,由于異質(zhì)性較高,采用隨機效應(yīng)模型進行合并。Egger檢驗結(jié)果顯示,P>0.05,提示均無發(fā)表偏倚。Meta結(jié)果顯示,HFRS預(yù)測老年患者30 d內(nèi)死亡率的AUC值最高,為0.706(95%CI:0.660～0.753),見表2。

表2 HFRS預(yù)測老年患者臨床不良結(jié)局的Meta分析結(jié)果

2.4 HFRS預(yù)測老年患者臨床不良結(jié)局的亞組分析 Gilbert等[4]建議根據(jù)HFRS總分將患者分為低風(fēng)險(<5分)、中風(fēng)險(5～15分)和高風(fēng)險(>15分)3個衰弱風(fēng)險類別。為了解住院老年患者不良臨床結(jié)局與HFRS的相關(guān)性,提取文獻中的高、中風(fēng)險組不良臨床結(jié)局發(fā)生率與低風(fēng)險組對比的OR值進行合并,結(jié)果如下。

2.4.1 各風(fēng)險組死亡率的比較

2.4.1.1 HFRS中風(fēng)險組與低風(fēng)險組死亡率的比較 對11篇文獻[5-8,11-14,16,18-19]進行了中風(fēng)險組與低風(fēng)險組死亡率的比較,共3 786 041位老年患者。結(jié)果顯示,HFRS中風(fēng)險組死亡率較低風(fēng)險組增加,合并后OR為2.11(95%CI:1.81～2.46),Egger檢驗結(jié)果P=0.268,無發(fā)表偏倚。敏感性分析顯示,結(jié)果具有穩(wěn)定性,但異質(zhì)性很高(I2=99.5%,P<0.1);兩項研究[6,12]合并后,異質(zhì)性較低(I2=0%,P=0.903),合并后OR為1.99(95%CI:1.91～2.07)。

2.4.1.2 HFRS高風(fēng)險組與低風(fēng)險組死亡率的比較 對13篇文獻[4-8,11-14,16,18-20]進行了高風(fēng)險組與低風(fēng)險組死亡率的比較,共4 816 424位老年患者。結(jié)果顯示,HFRS高風(fēng)險組死亡率較低風(fēng)險組增加,合并后OR為2.74(95%CI:2.24～3.36),Egger檢驗結(jié)果P=0.504,無發(fā)表偏倚。敏感性分析顯示,結(jié)果具有穩(wěn)定性。但異質(zhì)性很高(I2=99.6%,P<0.1),把樣本量較小且不良臨床結(jié)局指標(biāo)相同的兩篇文獻[11-13]作為1組,其他文獻作為2組進行亞組分析后發(fā)現(xiàn)1組異質(zhì)性較低(I2=0%,P=0.481),合并后OR為4.96(95%CI:3.96～6.21)。

2.4.2 各風(fēng)險組再入院率的比較

2.4.2.1 HFRS中風(fēng)險組與低風(fēng)險組再入院率的比較 對12篇文獻[4-8,11-14,16-17,19]進行了中風(fēng)險組與低風(fēng)險組死亡率的比較,共4 059 951位老年患者。結(jié)果顯示,HFRS中風(fēng)險組再入院率較低風(fēng)險組增加,合并后OR為1.40(95%CI:1.19～1.64),Egger檢驗結(jié)果P=0.721,無發(fā)表偏倚。敏感性分析顯示,結(jié)果具有穩(wěn)定性。但異質(zhì)性很高(I2=99.7%,P<0.1),兩項研究[5-6]合并后異質(zhì)性較低(I2=0%,P=0.538),合并后OR為1.58(95%CI:1.54～1.61)。

2.4.2.2 HFRS高風(fēng)險組與低風(fēng)險組再入院率的比較 對14篇文獻[4-8,12-19,21]進行了高風(fēng)險組與低風(fēng)險組死亡率的比較,共5 199 804位老年患者。結(jié)果顯示,老年患者HFRS高風(fēng)險組再入院率較低風(fēng)險組增加,合并后OR為1.51(95%CI:1.22～1.86),Egger檢驗結(jié)果P=0.691,無發(fā)表偏倚。敏感性分析顯示,結(jié)果具有穩(wěn)定性,但異質(zhì)性很高(I2=99.8%,P<0.1),把英國兩項大樣本量急診老年患者的研究[4,14]作為1組,其他文獻作為2組進行亞組分析后,發(fā)現(xiàn)1組異質(zhì)性較低(I2=0%,P=0.390),合并后OR為1.48(95%CI:1.46～1.50)。

2.4.3 各風(fēng)險組住院延長率的比較

2.4.3.1 HFRS中風(fēng)險組與低風(fēng)險組住院延長率的比較 對11篇文獻[6-8,11-14,16-19]進行了中風(fēng)險組與低風(fēng)險組住院延長率的比較,共3 372 324位老年患者。HFRS中風(fēng)險組住院延長率較低風(fēng)險組增加,合并后OR為2.48(95%CI:1.85～3.34),Egger檢驗P=0.681,無發(fā)表偏倚。敏感性分析顯示,結(jié)果有穩(wěn)定性。但異質(zhì)性很高(I2=99.8%,P<0.1),把兩項研究[7,17]作為1組,其他文獻作為2組進行亞組分析后,發(fā)現(xiàn)1組異質(zhì)性較低(I2=25%,P=0.248),合并后OR為2.54(95%CI:2.44～2.64)。

2.4.3.2 HFRS高風(fēng)險組與低風(fēng)險組住院延長率的比較 對13篇文獻[4,6-8,11-14,16-19,21]進行了高風(fēng)險組與低風(fēng)險組住院延長率的比較,共4 388 654位老年患者。結(jié)果顯示,HFRS高風(fēng)險組住院延長率較低風(fēng)險組增加,合并后OR4.61(95%CI:2.93～7.27),Egger檢驗結(jié)果P=0.936,無發(fā)表偏倚。敏感性分析顯示,結(jié)果具有穩(wěn)定性,但異質(zhì)性很高(I2=100%,P<0.1),把文獻[6,14]作為1組,其他文獻作為2組進行亞組分析后發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性較低(I2=0%,P=0.849),合并后OR為2.06(95%CI:2.01～2.12)。

2.4.4 各風(fēng)險組別不良臨床結(jié)局發(fā)生率的Meta分析 HFRS高風(fēng)險組死亡率、住院延長率、再入院率分別為15%(95%CI:0.13～0.16)、46%(95%CI:0.32～0.60)、19%(95%CI:0.15～0.24),處較高水平,見表3。

表3 各風(fēng)險組別不良臨床結(jié)局發(fā)生率的Meta分析

3 討論

3.1 HFRS 對老年患者不良臨床結(jié)局的預(yù)測效能 HFRS是通過對109個ICD-10日常使用診斷代碼進行衰弱風(fēng)險賦值后,由醫(yī)療電子系統(tǒng)自動匹配并加權(quán)評分后形成的衰弱評分值。Meta分析結(jié)果顯示,老年患者入院30 d內(nèi)死亡率合并后AUC值最高,為0.706(0.660～0.753),住院延長率、30 d再入院率合并后AUC值分別為0.687(0.602～0.772)、0.610(0.577～0.642)。將HFRS與衰弱電子評分工具比較,發(fā)現(xiàn)HFRS在老年住院患者不良臨床結(jié)局方面的預(yù)測能力比衰弱電子評分工具好[14]。2023年,加拿大健康信息研究所Amuah等[22]研發(fā)了加拿大健康信息研究所醫(yī)院衰弱風(fēng)險評分,對老年患者不良結(jié)局預(yù)測AUC值為0.684～0.812,說明根據(jù)國情對診斷代碼適當(dāng)調(diào)整后,HFRS會達到更好的預(yù)測效果。隨著國內(nèi)老齡化的加重,使用HFRS對住院老年患者衰弱進行評估,有助于臨床對老年患者整體住院時長、住院費用等信息的預(yù)測,進而優(yōu)化老年患者的管理及促進醫(yī)療資源的合理分配。但HFRS的預(yù)測效能受住院老年患者醫(yī)療資料的完整性和診斷代碼的可靠性影響,而且可能會遺漏影響衰弱的其他因素,如多重用藥、抵抗力差等[4],臨床使用前還要針對具體情況進行適當(dāng)調(diào)整。

3.2 HFRS對老年患者不良臨床結(jié)局的預(yù)測結(jié)果 Meta分析結(jié)果顯示,老年患者HFRS高風(fēng)險組不良臨床結(jié)局發(fā)生率較低風(fēng)險組更高,尤其是住院延長率OR為4.61(95%CI:2.93～7.27)。同時,HFRS低風(fēng)險組老年患者的死亡率、住院延長率、再住院率分別為5%(95%CI:0.03～0.08)、14%(95%CI:0.10～0.19)、14%(95%CI:0.11～0.18),且HFRS低風(fēng)險組死亡率達到5%(95%CI:0.03～0.08),高于慢性病患者的死亡率[23]。因此,臨床應(yīng)使用HFRS對老年患者衰弱進行早期篩查,以便早期干預(yù),如加強營養(yǎng)支持、改善認(rèn)知[24],進而延緩衰弱發(fā)展[25],降低老年住院患者不良臨床結(jié)局發(fā)生率,減輕患者痛苦和臨床工作壓力。本次Meta分析結(jié)果顯示,把不同研究的AUC值、OR值合并后均有較高的異質(zhì)性,但以O(shè)R值為效應(yīng)量進行亞組分析后發(fā)現(xiàn)具有相同條件的研究異質(zhì)性較低,異質(zhì)性高的來源原因可能為:納入研究樣本量、國家及不良結(jié)局指標(biāo)的不同;各個國家的醫(yī)療條件、老年患者管理政策不同。

4 小結(jié)

HFRS作為衰弱評估工具,預(yù)測能力相對較好,根據(jù)不同國情對診斷代碼進行適當(dāng)調(diào)整后會達到更好的預(yù)測效果。使用HFRS對住院老年患者衰弱低成本、大量、快速且有效的評估,有助于優(yōu)化老年患者的管理及促進醫(yī)療資源的合理分配;有助于對老年患者衰弱進行早期篩查、早期干預(yù),延緩衰弱發(fā)展,降低老年住院患者不良臨床結(jié)局發(fā)生率,減輕患者痛苦和臨床工作壓力。由于HFRS較好地預(yù)測能力,建議根據(jù)我國診斷代碼對其進行優(yōu)化,在我國老年住院患者中推廣使用。