基于急診臨床資料預(yù)測(cè)急性缺血性輕型卒中患者短期預(yù)后的列線(xiàn)圖分析*

顧寶東 馬先軍 杜 青 李 鑫

南京中醫(yī)藥大學(xué)連云港附屬醫(yī)院腦病科，江蘇省連云港市 222000

2018年我國(guó)腦血管病死亡粗率為149.49/10 萬(wàn)，占總死亡率的22.3%，已成為我國(guó)人群過(guò)早死亡和疾病負(fù)擔(dān)的首位原因[1]，約82%的腦卒中為缺血性卒中，輕型卒中更是占到了后者的一半[2]。輕型卒中患者早期癥狀輕微，但復(fù)發(fā)率高[3-4]，約17%的患者出現(xiàn)功能殘疾[5]。因此，識(shí)別輕型卒中不良預(yù)后的危險(xiǎn)因素，早期進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)，治療上進(jìn)行強(qiáng)化干預(yù)，對(duì)改善臨床結(jié)局有重要意義。目前關(guān)于輕型卒中急性期風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)工具較少，既往研究多分析了輕型卒中復(fù)發(fā)的危險(xiǎn)因素[6]，不能直觀(guān)地用于預(yù)測(cè)個(gè)體預(yù)后。列線(xiàn)圖作為預(yù)測(cè)模型可視化的一個(gè)重要手段，具有更好的操作性和實(shí)用性，便于臨床的推廣。本研究回顧了200例急性輕型卒中住院患者的急診臨床資料，篩選出不良預(yù)后的危險(xiǎn)因素并建立列線(xiàn)圖模型，為早期識(shí)別高危人群提供參考。

1 資料與方法

1.1 一般資料 選取2018年10月—2020年8月在我院神經(jīng)內(nèi)科住院的輕型卒中患者200例，年齡36～90歲，平均年齡66.6歲，男135例(67.5%)；發(fā)病到入院時(shí)間1～71h，中位數(shù)時(shí)間15.0h。納入標(biāo)準(zhǔn)：(1)符合2018年《中國(guó)急性缺血性腦卒中診治指南》中關(guān)于缺血性卒中診斷要點(diǎn)；(2)發(fā)病時(shí)間<72h；(3)年齡>18歲；(4)輕型缺血性卒中定義為美國(guó)國(guó)立衛(wèi)生研究院卒中量表(NIHSS)≤5分；(5)首次發(fā)病或過(guò)去發(fā)病者無(wú)明顯后遺癥，不影響本次NIHSS評(píng)分判定；(6)患者意識(shí)清楚；(7)簽署知情同意書(shū)，或由其法定代理人簽署知情同意書(shū)。排除標(biāo)準(zhǔn)：(1)發(fā)病時(shí)NIHSS>5分；(2)有嚴(yán)重肝腎功能不全；(3)3個(gè)月內(nèi)有手術(shù)、創(chuàng)傷史；(4)近期內(nèi)有感染病史；(5)有精神疾病不能配合者；(6)妊娠或哺乳者；(7)自動(dòng)退出研究。

1.2 方法

1.2.1 臨床資料收集：入院后收集患者的急診臨床資料，包括：年齡、性別、既往疾病史、入院血壓、臨床癥狀、發(fā)病時(shí)間、入院時(shí)NIHSS等?；€(xiàn)NIHSS評(píng)分由專(zhuān)業(yè)的神經(jīng)科醫(yī)師通過(guò)面對(duì)面形式進(jìn)行評(píng)估。入院后4h內(nèi)完成血常規(guī)、腎功能、電解質(zhì)、超敏C反應(yīng)蛋白(hsCRP)等急診生化指標(biāo)檢測(cè)。

1.2.2 隨訪(fǎng)及分組：入組后按現(xiàn)行指南予規(guī)范抗栓治療，觀(guān)察、隨訪(fǎng)并記錄30d內(nèi)病情變化情況，由經(jīng)培訓(xùn)的神經(jīng)科醫(yī)生對(duì)患者進(jìn)行隨訪(fǎng)。根據(jù)預(yù)后情況分為預(yù)后良好組和不良組，無(wú)進(jìn)展及無(wú)復(fù)發(fā)為良好組，出現(xiàn)進(jìn)展及復(fù)發(fā)為不良組。卒中進(jìn)展定義為NIHSS評(píng)分較發(fā)病時(shí)基線(xiàn)增加2分以上。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS25.0軟件進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，定量資料若符合正態(tài)分布用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差表示，非正態(tài)分布用中位數(shù)(四分位間距)表示，分類(lèi)變量以數(shù)值(百分比)表示。采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、Mann-WhitneyU或χ2檢驗(yàn)對(duì)不同預(yù)后組的急診資料進(jìn)行分析，對(duì)差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的變量再進(jìn)行多因素Logistic回歸分析，篩選出影響預(yù)后的危險(xiǎn)因素。采用R3.6.3軟件，應(yīng)用rms程序包對(duì)多因素回歸篩選出的變量繪制列線(xiàn)圖模型，利用受試者工作曲線(xiàn)(ROC)下的面積(AUC)大小來(lái)評(píng)估模型的預(yù)測(cè)能力，采用Bootstrap重復(fù)抽樣法繪制校準(zhǔn)圖對(duì)模型的準(zhǔn)確度進(jìn)行驗(yàn)證。假設(shè)檢驗(yàn)統(tǒng)一使用雙側(cè)檢驗(yàn)，以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，P<0.01為差異有顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 急診患者基線(xiàn)資料比較 共200例患者納入研究，預(yù)后良好組163例(81.5%)，預(yù)后不良組37例(18.5%)，其中34例不良預(yù)后發(fā)生在發(fā)病10d內(nèi)，占比91.9%。組間基線(xiàn)資料比較顯示既往糖尿病史、NIHSS評(píng)分、入院時(shí)舒張壓、hsCRP差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.01)，見(jiàn)表1。

表1 預(yù)后良好組與預(yù)后不良組急診基線(xiàn)資料比較

2.2 多因素Logistic回歸分析和列線(xiàn)圖 多因素Logistic回歸分析顯示，糖尿病史(OR=3.359，95%CI:1.426～7.915)，入院時(shí)NIHSS評(píng)分(OR=1.446，95%CI:1.089～1.920)，舒張壓≥110mmHg(相較于<90mmHg，OR=6.730，95%CI:1.846～24.543)，hsCRP≥3mg/L(OR=3.789，95%CI:1.323～10.847)是輕型卒中患者30d內(nèi)不良預(yù)后的危險(xiǎn)因素。見(jiàn)表2、3。

表2 多因素Logistic回歸分析

參考高血壓分級(jí)，將舒張壓<90mmHg定義為正常，90～99mmHg為1級(jí)，100～109mmHg為2級(jí)，≥110mmHg為3級(jí)。模型預(yù)測(cè)方程：Logit(P)=-4.689+1.212×糖尿病病史+0.369×NIHSS評(píng)分+0.229×舒張壓1級(jí)-0.806×舒張壓2級(jí)+1.097×舒張壓3級(jí)+1.332×hsCRP。根據(jù)糖尿病史、NIHSS評(píng)分、舒張壓、hsCRP四個(gè)變量構(gòu)建列線(xiàn)圖模型(見(jiàn)圖1)。

表3 輕型卒中不良預(yù)后危險(xiǎn)因素賦值表

圖1 急性輕型卒中短期不良預(yù)后的列線(xiàn)圖

2.3 列線(xiàn)圖模型的ROC曲線(xiàn)及校準(zhǔn)圖 列線(xiàn)圖ROC曲線(xiàn)的AUC=0.789(95%CI：0.700～0.877),在預(yù)測(cè)概率為14.8%時(shí)，靈敏度81.1%，特異度66.9%，約登指數(shù)0.480(見(jiàn)圖2)。經(jīng)Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=6.442，P=0.589)，內(nèi)部驗(yàn)證顯示預(yù)測(cè)曲線(xiàn)與標(biāo)準(zhǔn)曲線(xiàn)擬合良好(見(jiàn)圖3)。

圖2 急性輕型卒中短期預(yù)后列線(xiàn)圖的ROC曲線(xiàn)

圖3 急性輕型卒中短期預(yù)后列線(xiàn)圖模型的內(nèi)部驗(yàn)證校準(zhǔn)圖

3 討論

輕型卒中患者基數(shù)大，早期不良預(yù)后發(fā)生率高，但目前有關(guān)輕型卒中早期預(yù)后的研究較少。一些復(fù)雜的血液及影像學(xué)指標(biāo)常被用來(lái)判斷預(yù)后，但存在明顯的滯后性，不利于臨床的使用，因此篩選易得的急診指標(biāo)，建立簡(jiǎn)潔的預(yù)測(cè)工具，盡早進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估，采取更加積極的治療方案，對(duì)改善預(yù)后至關(guān)重要。本研究發(fā)現(xiàn)糖尿病、入院時(shí)NIHSS評(píng)分、舒張壓、hsCRP是急性輕型卒中30d內(nèi)不良預(yù)后的危險(xiǎn)因素，不良預(yù)后主要發(fā)生在發(fā)病10d內(nèi)，總體發(fā)生率為18.5%，與既往報(bào)道相一致[3-4]。

卒中后較高的血壓既往認(rèn)為是不良預(yù)后的危險(xiǎn)因素，有研究顯示收縮壓與不良預(yù)后呈明顯的線(xiàn)性相關(guān)[7]，但在本研究中這一趨勢(shì)不明顯，可能與研究人群不同有關(guān)。舒張壓對(duì)卒中預(yù)后影響的結(jié)論并不一致，來(lái)自福岡卒中登記的一項(xiàng)研究顯示卒中后無(wú)論收縮壓或舒張壓升高均與不良預(yù)后呈線(xiàn)性相關(guān)[8]，而有些研究發(fā)現(xiàn)舒張壓與不良預(yù)后呈J型相關(guān)[9]。本研究的結(jié)果更傾向于后者，提示發(fā)病早期輕度升高的舒張壓對(duì)預(yù)后可能有利，但顯著升高將增加不良預(yù)后風(fēng)險(xiǎn)，因此早期適度的降壓可能是合理的。

炎癥可嚴(yán)重破壞動(dòng)脈生理結(jié)構(gòu)及功能，促進(jìn)動(dòng)脈硬化和動(dòng)脈粥樣硬化[10]，促進(jìn)血栓的形成[11]，增加卒中的復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)。hsCRP是炎癥反應(yīng)的重要蛋白，對(duì)組織損傷反應(yīng)敏感，是動(dòng)脈粥樣硬化發(fā)生、發(fā)展的促進(jìn)因子。隨著hsCRP濃度的增加，神經(jīng)功能惡化和不良預(yù)后風(fēng)險(xiǎn)增加[12]。本研究也支持上述結(jié)論，發(fā)病早期hsCRP的升高提示疾病處于不穩(wěn)定狀態(tài)，復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)高，需引起重視。

NIHSS評(píng)分反應(yīng)神經(jīng)功能缺損情況，與卒中的嚴(yán)重程度有關(guān)，是卒中復(fù)發(fā)的危險(xiǎn)因素[13]。SOCRATES試驗(yàn)結(jié)果顯示，NIHSS評(píng)分是輕型卒中復(fù)發(fā)及致殘的有力預(yù)測(cè)指標(biāo)[14]。POINT試驗(yàn)事后分析也認(rèn)為NIHSS評(píng)分與輕型卒中后的不良預(yù)后相關(guān)[15]。本研究也支持上述的結(jié)果，在較窄的基線(xiàn)范圍內(nèi)，NIHSS評(píng)分與輕型卒中的不良預(yù)后仍高度相關(guān)，提示即使輕型卒中癥狀輕微，對(duì)缺損的神經(jīng)功能評(píng)估仍是有必要的。

本研究模型中未引入復(fù)雜的影像學(xué)參數(shù)，提高了可操作性，更益于基層醫(yī)院的應(yīng)用。本研究列線(xiàn)圖模型的AUC值為0.789(95%CI：0.700～0.877)，具有良好的區(qū)分度，預(yù)測(cè)曲線(xiàn)與標(biāo)準(zhǔn)曲線(xiàn)擬合良好，反應(yīng)模型的預(yù)測(cè)與真實(shí)情況符合度好，具有一定的應(yīng)用價(jià)值。但本研究仍存在一定的不足和局限性：(1)樣本量偏小，僅進(jìn)行了內(nèi)部驗(yàn)證，對(duì)結(jié)果外推存在一定局限，有待擴(kuò)大樣本來(lái)驗(yàn)證；(2)本研究預(yù)測(cè)模型未與影像學(xué)參數(shù)進(jìn)行整合，限制了模型的預(yù)測(cè)能力，有待后續(xù)的進(jìn)一步研究。

綜上所述，輕型卒中早期不良預(yù)后發(fā)生率高，需引起臨床高度重視，急診資料中糖尿病史、NIHSS評(píng)分、舒張壓、hsCRP是早期不良預(yù)后的危險(xiǎn)因素，由此建立的列線(xiàn)圖預(yù)測(cè)模型具有良好的區(qū)分度和校準(zhǔn)度，對(duì)判斷早期預(yù)后具有一定的臨床應(yīng)用價(jià)值。