慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的構(gòu)建及應(yīng)用

盧進(jìn)杰

近年來，我國(guó)慢性心力衰竭病人發(fā)病率不斷上升，該病死亡率較高，而營(yíng)養(yǎng)不良是導(dǎo)致病人預(yù)后不良的一個(gè)重要因素[1-2]。慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)不良是由機(jī)體消耗增加、全身代謝改變、腸道水腫以及厭食等引起，不過在臨床實(shí)踐當(dāng)中病人自身營(yíng)養(yǎng)狀況常被忽視，從而加劇液體潴留、炎癥反應(yīng)等，引起病情進(jìn)一步惡化，導(dǎo)致病人預(yù)后不良[3]。因此，臨床上應(yīng)及時(shí)做好慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)狀況評(píng)估及監(jiān)測(cè)，對(duì)改善病人預(yù)后具有重要臨床價(jià)值。人體測(cè)量指標(biāo)如白蛋白、體質(zhì)指數(shù)等是評(píng)估機(jī)體營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)的簡(jiǎn)易指標(biāo)，雖然操作簡(jiǎn)便，但是單一指標(biāo)無(wú)法完全準(zhǔn)確反映營(yíng)養(yǎng)狀況[4]。目前，臨床上對(duì)慢性心力衰竭營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)篩查的研究相對(duì)較少，特異性較高的客觀篩查工具缺乏?；诖耍狙芯糠治隽寺孕牧λソ卟∪藸I(yíng)養(yǎng)不良的相關(guān)影響因素，并構(gòu)建風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，旨在為慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)不良早期識(shí)別提供參考依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 一般資料 抽取醫(yī)院2020年3月—2021年6月收治的128例慢性心力衰竭病人作為研究對(duì)象。入選標(biāo)準(zhǔn)：①年齡>18歲；②均符合《中國(guó)心力衰竭診斷和治療指南2018》中的診斷標(biāo)準(zhǔn)[5]；③心功能分級(jí)為Ⅱ～Ⅳ級(jí)；④原發(fā)疾病清楚，包括擴(kuò)張型心肌病、冠心病或者高血壓；⑤認(rèn)知功能、語(yǔ)言功能等正常，均可有效溝通；⑥病例資料齊全。排除標(biāo)準(zhǔn)：①存在肺結(jié)核、肺栓塞或者慢性阻塞性肺氣腫等肺部疾??；②存在血液系統(tǒng)疾病或者惡性腫瘤；③存在先天性心臟病或者急性心肌梗死等心血管疾?。虎芗韧窦膊』蛘唛L(zhǎng)期服用鎮(zhèn)靜藥和(或)抗抑郁藥。本研究經(jīng)醫(yī)院倫理委員會(huì)研究同意，并與病人及家屬簽署知情同意書。另選取同時(shí)期醫(yī)院收治的85例慢性心力衰竭病人對(duì)營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型進(jìn)行驗(yàn)證。

1.2 方法

1.2.1 分組方法 入院后在治療前根據(jù)微型營(yíng)養(yǎng)評(píng)價(jià)簡(jiǎn)表(MNA-SF)對(duì)病人營(yíng)養(yǎng)狀況進(jìn)行評(píng)價(jià)，MNA-SF是由Rubenstein等[6]對(duì)微型營(yíng)養(yǎng)評(píng)定法簡(jiǎn)化得出，包括小腿圍或體質(zhì)指數(shù)、自身活動(dòng)、飲食變化、應(yīng)激狀態(tài)、體重降低、神經(jīng)疾病情況6個(gè)條目，得分0～14分，其中12～14分為營(yíng)養(yǎng)完全正常；8～11分為營(yíng)養(yǎng)基本正常，但有潛在營(yíng)養(yǎng)風(fēng)險(xiǎn)；0～7分為營(yíng)養(yǎng)不良。根據(jù)MNA-SF評(píng)分結(jié)果分為營(yíng)養(yǎng)正常組(n=67)和營(yíng)養(yǎng)不良組(n=61)。

1.2.2 資料收集 通過醫(yī)院電子病歷系統(tǒng)收集病人的基線資料，包括性別、年齡、有無(wú)吸煙、婚姻狀況、合并糖尿病、學(xué)歷、收縮壓、舒張壓、心功能分級(jí)、貧血、有無(wú)水腫以及血清C反應(yīng)蛋白、總蛋白水平等。血清C反應(yīng)蛋白、總蛋白水平由檢驗(yàn)科采集病人治療前靜脈血檢測(cè)，檢測(cè)結(jié)果通過查詢電子病歷收集。采用雙盲錄入法行數(shù)據(jù)錄入，以減少人為性錯(cuò)誤，并進(jìn)行二次核對(duì)，以確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 128例慢性心力衰竭病人中，男72例，女56例；年齡≥60歲89例，<60歲39例；學(xué)歷初中及以下58例，高中及以上70例；心功能分級(jí)Ⅱ級(jí)40例，Ⅲ級(jí)66例，Ⅳ級(jí)22例；高血壓73例，糖尿病41例，吸煙43例，水腫63例。另選取同時(shí)期醫(yī)院收治的85例慢性心力衰竭病人對(duì)營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型進(jìn)行驗(yàn)證，其中男45例，女40例；年齡≥60歲54例，<60歲31例；營(yíng)養(yǎng)正常29例，營(yíng)養(yǎng)不良56例。營(yíng)養(yǎng)不良發(fā)生率為65.88%。

2.2 慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)不良的單因素分析 單因素分析顯示，年齡、水腫、吸煙、C反應(yīng)蛋白、貧血以及總蛋白對(duì)慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)不良有明顯影響(P<0.05)。見表1。

表1 慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)不良單因素分析

2.3 多因素Logistic回歸分析及風(fēng)險(xiǎn)模型構(gòu)建 將單因素分析中差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的指標(biāo)作為自變量，并進(jìn)行賦值(年齡：<60歲=0，≥60歲=1；吸煙：否=0，是=1，水腫：否=0，是=1；C反應(yīng)蛋白：<10 mg/L=0，≥10 mg/L=1；貧血：否=0，是=1；總蛋白：<60 g/L=0，≥60 g/L=1)，將營(yíng)養(yǎng)不良作為因變量進(jìn)行多因素Logistic回歸分析，結(jié)果顯示，年齡、吸煙、水腫以及C反應(yīng)蛋白是影響慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)不良的獨(dú)立危險(xiǎn)因素(P<0.05)，見表2。根據(jù)多因素Logistics回歸分析結(jié)果，將病人的年齡(X1)、吸煙(X2)、水腫(X3)以及C反應(yīng)蛋白(X4)作為協(xié)變量，得出風(fēng)險(xiǎn)模型：P=1/[1+e-(4.776+0.561×X1+1.884×X2+1.756×X3+1.173×X4)]。

表2 多因素Logistics回歸分析

2.4 營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型驗(yàn)證 ROC曲線結(jié)果分析，該模型曲線下面積為0.873，敏感度為75.86%，特異度為97.09%，95%CI為[0.786,0.952]，最佳臨界值為0.514。將85例病人納入該風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型進(jìn)行驗(yàn)證，其中該模型判斷營(yíng)養(yǎng)不良的敏感度為72.41%(21/29)，特異度為96.43%(54/56)，準(zhǔn)確度為88.24%(75/85)。見表3、圖1。

表3 營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的診斷效能 單位：例

圖1 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型ROC曲線

3 討論

研究證實(shí)，心力衰竭病人入院時(shí)營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)與其預(yù)后有著密切關(guān)系，可作為評(píng)估病人預(yù)后的重要指標(biāo)[7]。李文靜等[8]通過對(duì)293例心力衰竭病人進(jìn)行中位隨訪時(shí)間509 d的隨訪發(fā)現(xiàn)，無(wú)營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)病人死亡率16.6%，明顯低于有營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)病人的45.0%。李偉等[9]的研究指出，對(duì)老年慢性心力衰竭病人予以腸內(nèi)營(yíng)養(yǎng)支持干預(yù)，可明顯改善病人的心功能及炎癥反應(yīng)程度，并降低了并發(fā)癥發(fā)生率。目前，雖然國(guó)內(nèi)外有多種營(yíng)養(yǎng)狀況評(píng)估工具，如控制性營(yíng)養(yǎng)評(píng)分、營(yíng)養(yǎng)風(fēng)險(xiǎn)篩查、老年人營(yíng)養(yǎng)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)以及營(yíng)養(yǎng)指數(shù)等，但多是應(yīng)用于慢性疾病病人，針對(duì)慢性心力衰竭的營(yíng)養(yǎng)狀況評(píng)估工具較少，并無(wú)金標(biāo)準(zhǔn)[10-11]。因此，制定慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，對(duì)病人及早開展?fàn)I養(yǎng)評(píng)估，并實(shí)施針對(duì)性干預(yù)是改善其預(yù)后的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。

本研究中通過單因素和多因素Logistic回歸分析法對(duì)相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行篩選，結(jié)果顯示共發(fā)現(xiàn)4個(gè)營(yíng)養(yǎng)不良的高危因素，分別為年齡、吸煙、水腫以及C反應(yīng)蛋白。隨著年齡增長(zhǎng)，機(jī)體貯備功能等身體功能不斷降低，尤其是高齡病人，極易出現(xiàn)衰弱，而營(yíng)養(yǎng)不良與衰弱存在密切關(guān)系，相互影響及相互作用。老年慢性心力衰竭病人心功能降低，同時(shí)受到胃腸道水腫、靜脈瘀血以及肝大等癥狀影響，對(duì)其飲食攝入及營(yíng)養(yǎng)獲取造成明顯影響，因而更易出現(xiàn)營(yíng)養(yǎng)不良[12]。研究指出，香煙當(dāng)中的尼古丁會(huì)造成飽腹感，減輕饑餓感，使食物攝入量減少；同時(shí)，由于心力衰竭病人能量代謝水平往往較高，而吸煙則會(huì)進(jìn)一步提升病人靜息代謝率，使能量消耗增加，進(jìn)而增加病人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)[13]。

心力衰竭病人多存在液體潴留，造成胃腸道水腫，進(jìn)而影響營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)吸收以及進(jìn)食；另外，水腫是慢性心力衰竭病人容量負(fù)荷評(píng)估的重要觀察指標(biāo)，容量負(fù)荷會(huì)引起消化功能障礙以及肝功能異常等多器官功能改變，從而造成影響不良[14]。心力衰竭病人往往存在不同程度的炎癥反應(yīng)，腫瘤壞死因子-α、白細(xì)胞介素6(IL-6)等炎癥因子水平明顯升高[15]。C反應(yīng)蛋白為常用炎癥標(biāo)志物，本研究中，慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)狀況與C反應(yīng)蛋白存在密切關(guān)系。炎癥反應(yīng)不僅導(dǎo)致病人能量消耗增加，還會(huì)造成病人氧化損傷，炎癥反應(yīng)與氧化損傷相互影響、相互作用，進(jìn)而加重營(yíng)養(yǎng)不良或者介導(dǎo)營(yíng)養(yǎng)不良的形成。

本研究中將病人的年齡(X1)、吸煙(X2)、水腫(X3)以及C反應(yīng)蛋白(X4)作為協(xié)變量，得出風(fēng)險(xiǎn)模型：P=1/[1+e-(4.776+0.561×X1+1.884×X2+1.756×X3+1.173×X4)]。通過ROC曲線對(duì)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型進(jìn)行預(yù)測(cè)發(fā)現(xiàn)，該模型的曲線下面積為0.873，敏感度為75.86%，特異度為97.09%，95%CI為[0.786,0.952]，最佳臨界值為0.514，即當(dāng)病人營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)模型評(píng)分≥0.514分時(shí)，表明病人可能發(fā)生營(yíng)養(yǎng)不良。同時(shí)，經(jīng)過85例慢性心力衰竭病人驗(yàn)證發(fā)現(xiàn)，該模型判斷營(yíng)養(yǎng)不良的敏感度為72.41%，特異度為96.43%，準(zhǔn)確度為88.24%，表明該模型的預(yù)測(cè)效能較好。本研究中納入了4個(gè)因素，多因素綜合建立的營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，校正了病人性別、血壓等混雜因素對(duì)心力衰竭病人的影響，并減少了不同協(xié)變量之間混雜因素，而且對(duì)協(xié)變量進(jìn)行了具體量化，從而使得建立的預(yù)測(cè)模型其ROC曲線工作效能較高[16]。

綜上所述，本研究所構(gòu)建的預(yù)測(cè)模型對(duì)慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)不良具有一定預(yù)測(cè)價(jià)值，具有較高的敏感度及特異度，可以幫助醫(yī)護(hù)人員識(shí)別慢性心力衰竭病人營(yíng)養(yǎng)不良高風(fēng)險(xiǎn)病人，從而為及早制定干預(yù)措施提供臨床參考依據(jù)。