張馨桐，王艷梅，潘欣欣，奚曉波，張書(shū)迪，劉道粵

部分急診患者在留觀期間雖尚未出現(xiàn)明顯的異常體征、癥狀改變，但病情隨時(shí)可能加重。目前，低年資護(hù)士專(zhuān)業(yè)知識(shí)薄弱、工作經(jīng)驗(yàn)缺乏，可能未及時(shí)發(fā)現(xiàn)患者病情加重，而耽誤了最佳救治時(shí)機(jī)[1-3]。及時(shí)準(zhǔn)確評(píng)估和預(yù)測(cè)患者病情已成為急診留觀護(hù)理工作重點(diǎn)[2]。留觀患者的病情風(fēng)險(xiǎn)變化通常指發(fā)生呼吸衰竭、呼吸心臟驟停、急性心肌梗死、休克等，需轉(zhuǎn)入專(zhuān)科病房、ICU病房或死亡等一系列病情惡化的表現(xiàn)[4]。校正改良早期預(yù)警評(píng)分由改良早期預(yù)警評(píng)分(Modified Early Warning Score, MEWS)發(fā)展而來(lái)，是被廣泛應(yīng)用于臨床病情評(píng)估的評(píng)分工具，其與專(zhuān)科指標(biāo)聯(lián)合應(yīng)用，有更高的精準(zhǔn)性[5]。鑒此，本研究通過(guò)系統(tǒng)文獻(xiàn)回顧、專(zhuān)家小組討論和病例回顧研究，將校正MEWS作為建模條目之一，構(gòu)建急診留觀病情變化風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，旨在提早預(yù)測(cè)患者病情變化。

1 對(duì)象與方法

1.1對(duì)象 獲得醫(yī)院倫理審批后，采用病例回顧研究，納入2020年4～7月上海市浦東新區(qū)公利醫(yī)院急診留觀患者。納入標(biāo)準(zhǔn)：①年齡≥18 歲；②所需各項(xiàng)資料完整(包括患者一般資料、生命體征資料、用藥資料、實(shí)驗(yàn)室檢驗(yàn)結(jié)果以及搶救、死亡記錄)；排除標(biāo)準(zhǔn)：急診留觀時(shí)間不足24 h。本研究共納入10個(gè)影響因子，根據(jù)建模樣本量需要自變量的5～10倍，據(jù)本院2020年1～3月351例樣本測(cè)得急診留觀患者轉(zhuǎn)入專(zhuān)科病房、搶救和死亡的發(fā)生率為38.18%(134/351)，因此本研究所需樣本量至少為10×10÷38.18%=262例，最終入組568例。采用隨機(jī)數(shù)字法，按7∶3的比例，建模組400例，驗(yàn)證組168例。

1.2方法

1.2.1構(gòu)建風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分 ①基于文獻(xiàn)學(xué)習(xí)，檢索篩選與急診留觀患者病情變化相關(guān)的因素，形成初選條目池，進(jìn)行兩次專(zhuān)家小組討論，最終模型納入10個(gè)影響因子。②病例回顧收集患者一般資料。包括性別、年齡、病種、基礎(chǔ)疾病數(shù)(基礎(chǔ)代謝障礙疾病、免疫功能低下疾病、重大慢性消耗性疾病)、本次入院是否出現(xiàn)低蛋白血癥及高乳酸血癥、是否使用血管活性藥物、呼吸興奮劑、抗心律失常藥物及校正MEWS。本研究選取唐維駿等[6]制定的校正MEWS，包括體溫、心率、呼吸頻率、收縮壓、意識(shí)和血氧飽和度6項(xiàng)基礎(chǔ)生命體征信息，各項(xiàng)正常計(jì)0分，根據(jù)異常程度分別計(jì)1～3分，其中呼吸頻率計(jì)0～2分，總分17分，得分越高病情越危重。③確定結(jié)局指標(biāo)。根據(jù)文獻(xiàn)回顧及專(zhuān)家小組討論，收集患者的搶救記錄和轉(zhuǎn)入專(zhuān)科病房/ICU、死亡、好轉(zhuǎn)出院等轉(zhuǎn)歸記錄[7]，以患者轉(zhuǎn)入專(zhuān)科病房/ICU、發(fā)生搶救、死亡確定為發(fā)生病情變化，資料收集時(shí)間點(diǎn)為患者病情變化發(fā)生前1 h。④構(gòu)建Logistic回歸模型。將建模組發(fā)生病情變化及未發(fā)生病情變化患者的一般資料進(jìn)行比較，將差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的變量作為自變量，是否發(fā)生病情變化為因變量構(gòu)建Logistic回歸模型。將回歸分析的預(yù)測(cè)因子納入評(píng)分條目，預(yù)警模型賦分參照Sullivan等[8]的計(jì)分方法，即先根據(jù)Logistic賦值列出各項(xiàng)參照類(lèi)別，參考值記為Wij；再計(jì)算各項(xiàng)參考值與參照類(lèi)別對(duì)照值的差值，并乘以各項(xiàng)β系數(shù)，記為βi(Wij-WiREF)；最后各項(xiàng)條目分別除以所有變量中的最小β系數(shù)(記為B)算出各自變量的分?jǐn)?shù)。采用ROC曲線確定截?cái)嘀怠?/p>

1.2.2驗(yàn)證風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型 根據(jù)驗(yàn)證組患者資料，計(jì)算風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分得分，按評(píng)分截?cái)嘀殿A(yù)測(cè)患者是否會(huì)發(fā)生病情變化，比較患者的預(yù)測(cè)結(jié)局與實(shí)際臨床結(jié)局，評(píng)價(jià)評(píng)分的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性。

1.2.3統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS25.0軟件行χ2檢驗(yàn)、秩和檢驗(yàn)及t檢驗(yàn)；Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)進(jìn)行Logistic模型擬合度檢驗(yàn)；ROC曲線下面積(AUC)算出最佳截?cái)嘀挡⒃u(píng)價(jià)預(yù)測(cè)效能；Z檢驗(yàn)比較風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分與校正MEWS評(píng)分的AUC是否存在差異；以靈敏度、特異度、陽(yáng)性預(yù)測(cè)率、陰性預(yù)測(cè)率及一致性檢驗(yàn)驗(yàn)證評(píng)分系統(tǒng)。檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1建模組與驗(yàn)證組一般資料比較 見(jiàn)表1。

表1 建模組與驗(yàn)證組一般資料比較

2.2建模組病情變化的單因素分析 建模組發(fā)生病情變化138例，病情變化及無(wú)病情變化患者一般資料比較，見(jiàn)表2。

表2 建模組病情變化及無(wú)病情變化患者一般資料比較

2.3急診留觀患者病情變化風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型建立 以是否轉(zhuǎn)入專(zhuān)科病房、ICU以及發(fā)生搶救、死亡作為因變量，將表2中有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的9個(gè)變量作為自變量進(jìn)行多因素Logistic回歸分析，相關(guān)賦值見(jiàn)表3。結(jié)果顯示Logit(P)=-6.739+0.785×年齡+1.125×校正MEWS+3.285×低蛋白血癥+2.634×高乳酸血癥+2.668×呼吸興奮劑+1.501×抗心律失常藥物(表4)。Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)結(jié)果顯示，R2=0.757，P=0.220，模型擬合良好。

表3 自變量賦值表

表4 急診留觀患者病情變化的Logistic回歸分析結(jié)果

2.4急診留觀患者病情變化風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分賦分及截?cái)嘀?根據(jù)建模結(jié)果，基于Logistic模型的β系數(shù)，將算出的分值四舍五入取整，形成急診留觀患者風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分的評(píng)分規(guī)則(見(jiàn)表5)，評(píng)分范圍為0～41分。建模組ROC曲線下面積中，最大約登指數(shù)對(duì)應(yīng)橫縱坐標(biāo)下的最佳截?cái)嘀禐?分。

表5 最終納入風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分系統(tǒng)的危險(xiǎn)因素賦值

2.5急診留觀患者病情變化風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分與校正MEWS預(yù)測(cè)能力比較 ROC曲線下面積顯示，構(gòu)建的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分(AUC為0.954,95%CI:0.927～0.980)的預(yù)測(cè)精準(zhǔn)度優(yōu)于校正MEWS(AUC為0.726,95%CI:0.663～0.790)，兩種評(píng)分比較，Z=6.671，P=0.000。

2.6急診留觀患者病情變化風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分系統(tǒng)驗(yàn)證 驗(yàn)證組評(píng)分預(yù)測(cè)病情變化的結(jié)果顯示，AUC為0.985(95%CI0.970～0.999)，約登指數(shù)為0.891，靈敏度0.972，特異度0.919，截?cái)嘀禐?分，陽(yáng)性檢測(cè)率為0.950，陰性檢測(cè)率為0.954。驗(yàn)證組實(shí)際發(fā)生病情變化62例，根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分預(yù)測(cè)發(fā)生病情變化57例，一致性檢驗(yàn)顯示，Kappa值為0.935，預(yù)測(cè)結(jié)局與實(shí)際臨床結(jié)局一致性較好。

3 討論

3.1構(gòu)建急診留觀患者病情變化風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分的意義 急診留觀室收治因急危重癥情況入院的患者，其流量大、流動(dòng)性強(qiáng)、病種多，在治療和護(hù)理方面具有難度[9]。急診醫(yī)務(wù)人員工作負(fù)擔(dān)重，一些病情看似平穩(wěn)但發(fā)展隱匿的患者易被忽略，進(jìn)而發(fā)生病情惡化[3]。因此，準(zhǔn)確評(píng)估并提前預(yù)測(cè)患者病情變化，對(duì)下一步干預(yù)指導(dǎo)具有重要意義。通過(guò)患者一般資料、實(shí)驗(yàn)室指標(biāo)、生命體征信息以及藥物使用情況，構(gòu)建較客觀、全面的針對(duì)急診留觀患者的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分工具，將護(hù)理人員從上級(jí)或醫(yī)囑被動(dòng)知曉患者病情程度的情況，轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃?dòng)判斷患者情況，可幫助年輕護(hù)士評(píng)估患者病情變化，及時(shí)發(fā)現(xiàn)潛在危重癥患者。從發(fā)生病情變化后再處理，轉(zhuǎn)為預(yù)見(jiàn)性護(hù)理，可降低因未預(yù)見(jiàn)病情變化導(dǎo)致的意外事件發(fā)生率，減少醫(yī)療資源浪費(fèi)。

3.2急診留觀患者病情變化的相關(guān)危險(xiǎn)因素分析

3.2.1校正MEWS 研究指出，呼吸急促、心率異常、意識(shí)喪失等是臨床患者發(fā)生病情變化的危險(xiǎn)因素[10]，而校正MEWS正是由反映生命體征的評(píng)分條目構(gòu)成，其常被用于評(píng)估臨床患者，尤其是危重癥患者的病情。研究顯示，校正MEWS結(jié)合專(zhuān)科指標(biāo)如疼痛評(píng)分、CT影像學(xué)特征[5,11]等，在識(shí)別潛在危重患者方面有更高的精準(zhǔn)度。本研究發(fā)現(xiàn)，校正MEWS每增加一分，病情變化的概率增加2.081倍(OR=3.081)。利用校正MEWS評(píng)估患者病情，觀察患者的病情進(jìn)展，可提高風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分系統(tǒng)對(duì)急診留觀患者的病情預(yù)測(cè)精準(zhǔn)度。

3.2.2年齡 老年患者起病隱匿、病情發(fā)展快，且病情變化不易被及時(shí)觀察到，需要重點(diǎn)關(guān)注。在急診留觀患者中，年齡>65歲者占59.66%，且老年患者就診比例呈逐年上升趨勢(shì)[5]。本研究建模組平均年齡為(81.35±11.47)歲，且患者年齡每增加10歲，其病情變化概率增加1.192倍(OR=2.192)?？赡芤?yàn)殡S年齡增長(zhǎng)，易出現(xiàn)細(xì)胞衰老、免疫系統(tǒng)功能下降等機(jī)體衰退現(xiàn)象和病情發(fā)展不受控。因此，即使急診留觀老年患者的病情暫時(shí)平穩(wěn)，或評(píng)分未達(dá)到預(yù)警值，醫(yī)護(hù)人員也應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注并囑家屬陪護(hù)。

3.2.3低蛋白血癥和高乳酸血癥 低蛋白血癥、高乳酸血癥被列為急診危重癥患者死亡的獨(dú)立危險(xiǎn)因素[12-13]，本研究這兩項(xiàng)指標(biāo)與患者發(fā)生病情變化的關(guān)聯(lián)顯著，留觀期間低蛋白血癥患者發(fā)生病情變化的概率是非低蛋白血癥者的26.712倍，無(wú)高乳酸血癥的13.929倍。當(dāng)患者尤其是高齡患者的能量代謝異常時(shí)，攝入的能量不足，易發(fā)生低蛋白血癥，進(jìn)而引起水腫、凝血異常、營(yíng)養(yǎng)不良，甚至死亡等[14]。此外，乳酸水平也可以反映細(xì)胞代謝功能，當(dāng)氧氣供應(yīng)或組織灌注不足時(shí)，易出現(xiàn)高乳酸血癥，導(dǎo)致末梢循環(huán)不佳[15]。因此，面對(duì)低蛋白血癥、高乳酸血癥患者，尤其是高齡、休克患者，醫(yī)護(hù)人員應(yīng)高度警惕，積極采取措施，保證患者的營(yíng)養(yǎng)攝入，糾正缺氧和組織灌注不足等問(wèn)題。

3.2.4使用抗心律失常藥物和呼吸興奮劑 本研究發(fā)現(xiàn)，呼吸興奮劑、抗心律失常藥物使用者發(fā)生病情變化的概率分別是未使用者的14.415倍和4.488倍?？赡芤?yàn)樗幬锏氖褂茫故湛s壓、心率、呼吸、氧飽和度暫時(shí)維持在正常水平，從而掩蓋病情。本研究現(xiàn)病史資料顯示，中老年高血壓患病率為47.71%(271/568)，這類(lèi)患者聯(lián)合用藥治療高血壓的情況較為常見(jiàn)，其中包括屬于血管活性藥物的血管擴(kuò)張藥。本研究呼吸興奮劑和抗心律失常藥物多為搶救用藥，而血管活性藥物包括高血壓日常治療用藥，可能對(duì)患者發(fā)生病情變化的影響作用不明顯，故未納入預(yù)警模型。

3.3風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分具有良好的預(yù)測(cè)效能 本研究構(gòu)建的模型經(jīng)Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)結(jié)果顯示，R2=0.757，P=0.220，模型擬合良好。構(gòu)建的評(píng)分系統(tǒng)與校正MEWS預(yù)測(cè)病情變化的AUC分別為0.954、0.726，經(jīng)Z檢驗(yàn)比較顯示，評(píng)分系統(tǒng)的預(yù)測(cè)能力優(yōu)于校正MEWS。驗(yàn)證組中，評(píng)分系統(tǒng)預(yù)測(cè)病情變化的AUC為0.985，靈敏度為0.972，特異度為0.919，具有較好的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性；驗(yàn)證組陽(yáng)性檢測(cè)率為0.950，陰性檢測(cè)率為0.954，評(píng)分對(duì)實(shí)際發(fā)生病情變化與實(shí)際未發(fā)生病情變化的判斷準(zhǔn)確性高；評(píng)分預(yù)測(cè)結(jié)局和實(shí)際臨床結(jié)局一致性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Kappa值>0.9，兩者的一致性與吻合度較高。Ripoli等[16]報(bào)道，62.2%的患者在進(jìn)入急診留觀室前24 h會(huì)發(fā)生病情惡化，病情在前10 h會(huì)有明顯的異常變化。本研究資料收集時(shí)間點(diǎn)為患者病情變化前1 h，這提示醫(yī)護(hù)人員，當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)評(píng)分高于9分時(shí)，應(yīng)警惕患者可能在1 h內(nèi)發(fā)生病情變化，護(hù)士應(yīng)報(bào)告醫(yī)生，遵醫(yī)囑用藥，提前備好搶救物品，并密切觀察患者生命體征變化。

4 小結(jié)

本研究構(gòu)建的急診留觀患者病情變化風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型包括年齡、校正MEWS、低蛋白血癥和高乳酸血癥、使用呼吸興奮劑和抗心律失常藥物6個(gè)因子，驗(yàn)證結(jié)果顯示該模型能較好地預(yù)測(cè)急診留觀患者的病情變化。但本研究納入的患者來(lái)自一所醫(yī)院，疾病類(lèi)型不同，該評(píng)分對(duì)于不同疾病患者的病情預(yù)測(cè)能力尚需進(jìn)一步檢驗(yàn)。今后擬開(kāi)展多中心研究，進(jìn)一步驗(yàn)證該評(píng)分系統(tǒng)的臨床適用性。