朱 雨，郭代紅，于承暄，孔祥豪,2，劉思源（.解放軍總醫(yī)院醫(yī)療保障中心藥劑科，北京 00853；2.重慶醫(yī)科大學(xué)藥學(xué)院，重慶 40006）

中性粒細(xì)胞是白細(xì)胞的重要組成成分，對(duì)抵御外源性病原微生物起著至關(guān)重要的作用[1]。住院患者用藥種類繁多，其中很多藥品都有引起中性粒細(xì)胞減少的可能[2]。當(dāng)中性粒細(xì)胞減少進(jìn)展為粒細(xì)胞缺乏并引起發(fā)熱時(shí)，患者發(fā)生致命性感染和死亡的風(fēng)險(xiǎn)都會(huì)增加[3]。應(yīng)用粒細(xì)胞集落刺激因子（granulocyte-colony stimulating factors，G-CSF）可有效預(yù)防粒細(xì)胞缺乏及其并發(fā)癥的發(fā)生，但隨之也會(huì)加重患者經(jīng)濟(jì)等方面的負(fù)擔(dān)[4]。因此，對(duì)粒細(xì)胞缺乏及其并發(fā)癥的預(yù)測(cè)就顯得至關(guān)重要。目前國(guó)內(nèi)外指南僅對(duì)化療患者進(jìn)行了危險(xiǎn)程度分層，國(guó)外已有多名學(xué)者針對(duì)特定腫瘤或者特定化療方案構(gòu)建了風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型[5-6]，國(guó)內(nèi)也有化療患者發(fā)生骨髓抑制的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)研究[7]。然而非化療住院患者也有發(fā)生粒細(xì)胞缺乏的風(fēng)險(xiǎn)，住院患者用藥情況也更加復(fù)雜。全藥條件下住院人群發(fā)生藥源性粒細(xì)胞缺乏的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，更貼近臨床實(shí)際情況，有利于高風(fēng)險(xiǎn)患者的識(shí)別以及藥品不良反應(yīng)（adverse drug reaction，ADR）的預(yù)防。

1 資料與方法

1.1 資料來(lái)源

借助我院研發(fā)的“臨床藥物不良事件主動(dòng)監(jiān)測(cè)與智能評(píng)估警示系統(tǒng)-Ⅱ”（adverse drug events active surveillance and assessment system-Ⅱ，ADE-ASAS-Ⅱ）[8]，調(diào)取醫(yī)院信息系統(tǒng)（hospital information system，HIS）中2019年10月 - 2020年10月期間114 351例住院患者信息，利用觸發(fā)器原理識(shí)別研究者預(yù)先設(shè)置的報(bào)警指標(biāo)，對(duì)滿足條件的患者發(fā)出報(bào)警并提取保存患者信息，供研究者做進(jìn)一步分析。研究者根據(jù)《藥品不良反應(yīng)報(bào)告和監(jiān)測(cè)管理辦法》相關(guān)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)判定ADR陽(yáng)性病例。為了避免患者性別、年齡、體表面積（body surface area， BSA）及使用藥品差異等混雜因素對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響，在發(fā)生粒細(xì)胞缺乏的人群中和使用相同首要懷疑藥品而未發(fā)生粒細(xì)胞缺乏的人群中，利用傾向性評(píng)分匹配（propensity score matching，PSM）按照1 : 2的比例對(duì)患者性別、年齡、BSA進(jìn)行匹配（卡鉗值0.05）。

1.2 定義、納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

系統(tǒng)報(bào)警規(guī)則為用藥后發(fā)生粒細(xì)胞缺乏，定義為中性粒細(xì)胞絕對(duì)計(jì)數(shù)（absolute neutrophil count，ANC）＜ 0.5×109·L-1。納入標(biāo)準(zhǔn)：年齡≥ 18歲。排除標(biāo)準(zhǔn)：①急性白血病；②HIV陽(yáng)性患者；③用藥前血液學(xué)檢查指標(biāo)缺失；④中性粒細(xì)胞基值異常；⑤合并脾功能亢進(jìn)；⑥干細(xì)胞移植患者。

1.3 模型的開發(fā)與驗(yàn)證

按照70%和30%的比例將匹配后的病例和對(duì)照隨機(jī)分為開發(fā)組和驗(yàn)證組。利用二元Logistic回歸預(yù)測(cè)患者發(fā)生藥源性粒細(xì)胞缺乏的概率并繪制列線圖。

從模型的區(qū)分度和校準(zhǔn)度兩方面對(duì)模型進(jìn)行驗(yàn)證。模型區(qū)分度使用受試者工作特征曲線（receiver operating characteristic curve，ROC）和曲線下面積（area under the curve，AUC）進(jìn)行評(píng)價(jià)。模型的校準(zhǔn)度使用校準(zhǔn)曲線進(jìn)行評(píng)價(jià)，并對(duì)實(shí)際發(fā)生情況與預(yù)測(cè)情況進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

定性資料采用數(shù)量和百分比表示，使用χ2檢驗(yàn)或Fisher確切概率法檢驗(yàn)。定量資料符合正態(tài)分布的以均值±標(biāo)準(zhǔn)差（standard deviation，SD）表示，使用t檢驗(yàn)；不符合正態(tài)分布的以中位數(shù)和四分位間距（interquartile range，IQR）表示，使用Mann-Whitney U檢驗(yàn)。將單變量Logistic回歸中統(tǒng)計(jì)學(xué)差異顯著的變量納入多變量Logistic回歸并使用向前LR法進(jìn)行分析。將獲取的獨(dú)立影響因素用于模型開發(fā)。所有P值均為兩側(cè)，P＜ 0.05為統(tǒng)計(jì)學(xué)差異顯著。使用Excel 2016、SPSS 25.0和R語(yǔ)言（3.6.2版）對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理。

2 結(jié)果

2.1 患者一般情況

114 351例住院患者中，系統(tǒng)報(bào)警可疑藥源性粒細(xì)胞缺乏患者654例，經(jīng)過人工評(píng)價(jià)后確定為陽(yáng)性的患者共126例，住院人群中藥源性粒細(xì)胞缺乏的發(fā)病率為0.11%。

藥源性粒細(xì)胞缺乏的患者首要懷疑藥品共有24種，其中占比較高的為異環(huán)磷酰胺、紫杉醇和環(huán)磷酰胺，分別為41.27%、20.63%和7.94%。見表1。病例、對(duì)照患者PSM匹配前患者年齡基線情況不同，匹配后患者性別、年齡及BSA基線情況均無(wú)顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（P＞ 0.05）。見表2。

表1 病例組PSM前后首要懷疑藥品分布Tab 1 Primary suspected drug distribution of the case group before and after PSM

表2 PSM前后患者特征Tab 2 Characteristics of patients before and after PSM

將PSM匹配后的患者按照70%和30%隨機(jī)分為開發(fā)組（192例）和驗(yàn)證組（90例），兩組患者原患疾病、合并癥、化療方案、合用化療藥、手術(shù)史、預(yù)防應(yīng)用G-CSF及實(shí)驗(yàn)室檢查等指標(biāo)均無(wú)顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（P＞ 0.05）。開發(fā)組和驗(yàn)證組患者原患疾病均以腫瘤居多，且占比最高的均為實(shí)體瘤，分別占87.50% 和83.33%。心血管疾病為兩組患者最常見的合并癥，分別占16.67%和23.33%。兩組患者聯(lián)用超過2種化療藥的比例分別為41.67%和38.89%。開發(fā)組和驗(yàn)證組分別有5.73%和5.56%的患者住院期間或近1個(gè)月內(nèi)接受過手術(shù)。兩組患者預(yù)防性應(yīng)用G-CSF比例均較低，分別為9.95%和13.33%。詳見表3。

表3 開發(fā)組與驗(yàn)證組患者的一般情況Tab 3 General conditions of development group and validation group

2.2 模型的開發(fā)

對(duì)開發(fā)組患者的相關(guān)變量及實(shí)驗(yàn)室檢查指標(biāo)等進(jìn)行單變量和多變量Logistic回歸分析（見表4），單變量分析中具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的有：首次入院治療、KPS評(píng)分、合并用藥≥10種、白細(xì)胞（WBC）基值＜ 4×109·L-1、淋巴細(xì)胞計(jì)數(shù)基值、淋巴細(xì)胞計(jì)數(shù)＜ 0.7×109·L-1和白蛋白（ALB）基值。多變量分析確定為獨(dú)立影響因素的有：首次入院治療（OR = 2.29，95%CI：1.05 ～ 4.99）、KPS評(píng)分（OR = 0.86，95%CI：0.79 ～ 0.93）和WBC基值＜ 4×109·L-1（OR = 3.54，95%CI：1.37 ～ 9.28）。將上述獨(dú)立影響因素用于風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的開發(fā)并繪制列線圖，詳見圖1。

圖1 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)列線圖Fig 1 Risk prediction nomogram

表4 單變量和多變量分析Tab 4 Univariate and multivariate analysis

應(yīng)用舉例：某患者，首次入院治療，KPS評(píng)分90，WBC基值3.5×109·L-1。該患者得分為：17 + 27 = 44分，相應(yīng)發(fā)生粒細(xì)胞缺乏的概率約為68%。見圖2。

圖2 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)列線圖應(yīng)用舉例Fig 2 Application example of risk prediction nomogram

2.3 模型的驗(yàn)證

開發(fā)組和驗(yàn)證組AUC分別為0.70（95%CI：0.62 ～0.77）和0.67（95%CI：0.55 ～ 0.80）。開發(fā)組在30%預(yù)測(cè)概率時(shí)取得最佳靈敏度和特異度，分別為63.1%、70.9%。見圖3。

圖3 開發(fā)組及驗(yàn)證組ROCA - 開發(fā)組，B - 驗(yàn)證組Fig 3 ROC of development group and validation groupA - development group, B - validation group

將兩組預(yù)測(cè)概率與實(shí)際概率進(jìn)行比較，繪制校準(zhǔn)曲線，并進(jìn)行檢驗(yàn)，預(yù)測(cè)概率與實(shí)際概率差異不顯著（P＞ 0.05）。見圖4。

圖4 開發(fā)組及驗(yàn)證組校準(zhǔn)曲線A - 開發(fā)組，B - 驗(yàn)證組Fig 4 Calibration curve of development group and validation groupA - development group, B - validation group

3 討論

3.1 流行病學(xué)特點(diǎn)分析

藥源性粒細(xì)胞缺乏是一種劑量相關(guān)性ADR，患者往往因?yàn)榱＜?xì)胞缺乏而減量、停藥，直接影響到患者的治療效果，嚴(yán)重者甚至?xí)鸹颊咚劳鯷9]。因此早期識(shí)別藥源性粒細(xì)胞缺乏并及時(shí)對(duì)癥處理，有助于提高臨床治療效果，減輕患者負(fù)擔(dān)。本研究借助ADE-ASAS-Ⅱ快速檢索所有住院患者并對(duì)疑似的ADR病例發(fā)出報(bào)警，再由研究者進(jìn)行人工評(píng)價(jià)確定陽(yáng)性患者，較純?nèi)斯z索節(jié)省了時(shí)間成本[10]。有研究[11]顯示，非化療藥物的粒細(xì)胞減少發(fā)病率約為每年5.02/百萬(wàn)人，且?guī)缀跎婕八兴幤罚欢熞鸬牧＜?xì)胞缺乏發(fā)生率，據(jù)報(bào)道可高達(dá)50%[12]。真實(shí)世界中患者的聯(lián)合用藥情況往往更加復(fù)雜[13]，但目前對(duì)于藥源性粒細(xì)胞缺乏的研究多為隨機(jī)對(duì)照研究、針對(duì)特定藥品或者特定疾病患者的研究[14]。本研究監(jiān)測(cè)了我院一年間114 351例住院患者，并最終獲取藥源性粒細(xì)胞缺乏陽(yáng)性病例126例。該監(jiān)測(cè)結(jié)果基本能夠反映出全藥條件下，住院患者發(fā)生藥源性粒細(xì)胞缺乏的真實(shí)世界發(fā)生情況及特點(diǎn)。

3.2 患者一般情況分析

PSM可以根據(jù)相關(guān)變量指標(biāo)在陽(yáng)性和陰性人群中進(jìn)行混雜偏倚的控制，使病例組和對(duì)照組具備較好同質(zhì)性。由于PSM存在因無(wú)法匹配到同質(zhì)對(duì)照而損失陽(yáng)性病例的可能（本研究PSM前陽(yáng)性126例，PSM后陽(yáng)性90例），可以借助兩組患者匹配指標(biāo)基線情況的一致性，來(lái)減少混雜因素對(duì)結(jié)果的影響[15]。有研究顯示，患者性別、年齡、BSA及使用藥物不同均可能影響粒細(xì)胞缺乏的發(fā)生[16-18]，所以我們應(yīng)用PSM對(duì)使用相同首要懷疑藥物的陰性患者上述指標(biāo)進(jìn)行了匹配，匹配前兩組患者年齡基線不同，匹配后患者性別、年齡和BSA基線一致。

按照1∶2比例匹配對(duì)照后，兩組患者共282例，按照70.0%和30.0%的比例隨機(jī)分為開發(fā)組和驗(yàn)證組。開發(fā)組和驗(yàn)證組患者基線情況均無(wú)顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（P ＞ 0.05），兩組患者原患疾病均以腫瘤為多，分別占97.9%和95.5%，這可能與抗腫瘤藥大多具有細(xì)胞毒性，更易引起粒細(xì)胞減少有關(guān)[19]。兩組患者使用G-CSF作為粒細(xì)胞缺乏一級(jí)預(yù)防的比例分別為9.95%和13.33%。Baig等研究者[4]指出在化療患者中接受G-CSF一級(jí)預(yù)防治療的患者比例在11.0% ～59.0%，盡管我院患者應(yīng)用比例基本在上述區(qū)間范圍內(nèi)，但比例相對(duì)較低。分析可能原因如下：1）本研究并非所有患者均為腫瘤患者；2）一些傳統(tǒng)中藥被用于粒細(xì)胞缺乏的預(yù)防。

3.3 影響因素分析

對(duì)與患者自身?xiàng)l件相關(guān)、疾病相關(guān)以及治療相關(guān)的變量和實(shí)驗(yàn)室檢查結(jié)果進(jìn)行Logistic回歸分析，其中單變量分析中合并用藥數(shù)量≥ 10種為粒細(xì)胞缺乏的風(fēng)險(xiǎn)因素。文獻(xiàn)[20]報(bào)道認(rèn)為其原因可能是由于潛在的藥物相互作用、或潛在血液毒性的藥物作用疊加所致。我們對(duì)患者合用化療藥物≥ 2種的情況進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示并沒有顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，還有待更大樣本量來(lái)探究血液毒性藥物疊加對(duì)粒細(xì)胞缺乏的影響。

多變量分析中發(fā)現(xiàn)較低的KPS評(píng)分、WBC基值都是粒細(xì)胞缺乏的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，這與之前的研究結(jié)果一致[21]。此外，本研究還發(fā)現(xiàn)首次住院治療也是一個(gè)獨(dú)立風(fēng)險(xiǎn)因素；而文獻(xiàn)也有報(bào)道初治化療患者發(fā)生嚴(yán)重粒細(xì)胞減少的風(fēng)險(xiǎn)可高達(dá)70%[19]。但臨床實(shí)踐中，無(wú)論是化療患者還是非化療患者，在首次治療發(fā)生粒細(xì)胞缺乏后，隨后的治療常會(huì)考慮減量、停藥或者調(diào)整治療方案，也可能是首次治療相對(duì)后續(xù)治療引起粒細(xì)胞缺乏風(fēng)險(xiǎn)更高的原因[22]。

3.4 模型的評(píng)價(jià)

將回歸分析獲得的獨(dú)立影響因素用于建立藥源性粒細(xì)胞缺乏模型后，需要對(duì)模型的區(qū)分度和校準(zhǔn)度進(jìn)行評(píng)價(jià)。AUC值用來(lái)闡明模型區(qū)別陽(yáng)性事件和陰性事件的能力，AUC值介于0.5 ～ 1.0，0.5為完全隨機(jī)，1.0為完全正確判別[23]。本研究開發(fā)組和驗(yàn)證組AUC值分別為0.70和0.67，具有較為滿意的區(qū)分度。

模型的校準(zhǔn)度采用校準(zhǔn)曲線進(jìn)行描述，開發(fā)組校準(zhǔn)曲線（圖4A）緊貼對(duì)角線，表示預(yù)測(cè)概率與實(shí)際觀測(cè)概率一致性較好；對(duì)預(yù)測(cè)概率和實(shí)際概率進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，差異不顯著（P ＞ 0.05）。盡管驗(yàn)證組校準(zhǔn)曲線預(yù)測(cè)概率在0.4 ～ 0.8時(shí)可能會(huì)高估粒細(xì)胞缺乏的風(fēng)險(xiǎn)（圖4B），但統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)差異不顯著（P = 0.05）。

綜上，通過信息化手段與人工評(píng)價(jià)結(jié)合，我們高效地獲取了研究數(shù)據(jù)，開發(fā)并驗(yàn)證了全藥條件下住院患者發(fā)生粒細(xì)胞缺乏的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型。經(jīng)過驗(yàn)證，該模型具有良好的區(qū)分度和校準(zhǔn)度；可以較好的預(yù)測(cè)患者發(fā)生粒細(xì)胞缺乏的風(fēng)險(xiǎn)，輔助醫(yī)生進(jìn)行決策，有效防控藥品不良反應(yīng)。