丁敏 吳燕 高鍵 齊碧蓉 孫懿 浦靜芝

(復(fù)旦大學(xué)附屬中山醫(yī)院，上海 200032)

造口旁疝(Parastomal Hernia，PSH)是指腹部?jī)?nèi)容物(腹腔內(nèi)組織或器官)通過(guò)腹壁開(kāi)口進(jìn)入皮下組織，突出于造口周?chē)纬傻木植磕[物[1-3]。PSH是永久性腸造口患者遠(yuǎn)期最常見(jiàn)的并發(fā)癥之一[3]，任何腸造口患者在術(shù)后的任一階段都有可能發(fā)生[4]，但以術(shù)后1～2年內(nèi)發(fā)生率最高[5]。PSH的腹部隆起導(dǎo)致患者頻繁發(fā)生造口糞便滲漏，疝本身導(dǎo)致的組織嵌頓會(huì)造成衣物污染、造口周?chē)つw潰爛及腸梗阻等諸多問(wèn)題。且隨著病情進(jìn)展會(huì)引起腸梗阻、排便困難、穿孔、絞窄等危及生命的并發(fā)癥[6]，極大地降低患者社交及生活質(zhì)量，對(duì)其預(yù)后不利[7-8]。針對(duì)PSH，預(yù)防的意義勝過(guò)治療，及時(shí)識(shí)別PSH的危險(xiǎn)因素，并采取針對(duì)性的預(yù)防措施可以有效減緩PSH的發(fā)展進(jìn)程。因此對(duì)腸造口患者進(jìn)行PSH風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估，并針對(duì)評(píng)估結(jié)果對(duì)高?；颊邔?shí)施早期預(yù)防至關(guān)重要。目前在篩選并發(fā)癥高危人群方面，比較常用的方法是開(kāi)發(fā)臨床預(yù)測(cè)模型?；诖?，本研究選取2015年1月1日-2019年12月31日我院735例腸造口患者為建模隊(duì)列，2020年1月1日-12月31日123例腸造口患者為驗(yàn)證隊(duì)列，探討PSH的影響因素，并構(gòu)建其臨床預(yù)測(cè)模型，以期為PSH的預(yù)防和早期干預(yù)提供便捷的工具與評(píng)估方法。

1 資料與方法

1.1一般資料 本研究為回顧性隊(duì)列研究，選取2015年1月1日—2020年12月31日某三級(jí)甲等綜合性醫(yī)院腸造口患者作為研究對(duì)象。其中，2015年1月1日-2019年12月31日我院735例腸造口患者為建模隊(duì)列，2020年1月1日-12月31日123例腸造口患者為驗(yàn)證隊(duì)列。納入標(biāo)準(zhǔn)：(1)手術(shù)時(shí)年齡≥18歲。(2)接受腸造口手術(shù)。(3)患者/照顧者有固定或可以隨時(shí)聯(lián)系的方式。(4)愿意接受調(diào)查。排除標(biāo)準(zhǔn)：認(rèn)知、理解功能異常，無(wú)法獲得有效結(jié)局的患者。本研究已通過(guò)本院倫理審核(批號(hào)：B2020-417R)。

1.2方法

1.2.1調(diào)查工具 由課題組在文獻(xiàn)檢索的基礎(chǔ)上自行編制“腸造口患者調(diào)查表”，并通過(guò)專家函詢和預(yù)調(diào)查對(duì)內(nèi)容效度/可行性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示其內(nèi)容效度為0.90。主要用于收集腸造口患者一般資料和預(yù)測(cè)變量相關(guān)資料，內(nèi)容主要涉及患者腹壁肌肉薄弱的因素、腹壓增大的因素、手術(shù)因素及其他因素等。

1.2.2資料收集方法 在研究期間，前往病案室收集腸造口患者的一般及臨床資料，包括導(dǎo)致腹壁肌肉薄弱的因素、導(dǎo)致腹壓增大的因素、手術(shù)因素以及其他資料。每周翻閱25～50例符合入選標(biāo)準(zhǔn)的腸造口患者，與患者/照顧者取得聯(lián)系，電話詢問(wèn)其術(shù)后有無(wú)發(fā)生PSH(患者主訴或體格檢查發(fā)現(xiàn)造口周?chē)锌煽s小或難治性腫塊；B超或CT檢查發(fā)現(xiàn)腹腔內(nèi)容物脫出腹腔或出現(xiàn)腹壁缺損即可作出診斷)以及電子病歷無(wú)法查閱的術(shù)后信息(比如術(shù)后有無(wú)規(guī)律運(yùn)動(dòng)、有無(wú)常規(guī)使用腹帶、術(shù)后至今有無(wú)發(fā)生一過(guò)性/爆發(fā)性的腹壁高壓等)，隨后添加微信以便后續(xù)隨訪。針對(duì)隱匿型/不確定型患者，研究者指導(dǎo)其去醫(yī)院體檢、篩查，并將此類(lèi)患者重點(diǎn)標(biāo)記，添加微信以最終確認(rèn)。

2 結(jié)果

2.1研究對(duì)象的一般資料 最終納入分析病例735例。年齡28～92歲；其中男467例(63.54%)、女268例(36.46%)；實(shí)施造口術(shù)首要原因?yàn)槟[瘤544例(74.01%)，乙狀結(jié)腸造口490例(66.67%)。

2.2缺失值處理 在本研究中，住院期間的變量通過(guò)病史獲得，不存在缺失值問(wèn)題；出院后的變量通過(guò)電話/微信隨訪獲得，存在缺失值問(wèn)題。缺失值處理方法分為直接剔除法和填補(bǔ)法。在記錄數(shù)據(jù)時(shí)針對(duì)無(wú)法獲得有效結(jié)局(失訪)患者的變量則標(biāo)記為“不清楚”，在進(jìn)行統(tǒng)計(jì)時(shí)以防建模的不穩(wěn)定性將“不清楚”的樣本刪除(直接剔除法)。

2.3預(yù)測(cè)因素篩選 本研究基于Cox比例風(fēng)險(xiǎn)回歸模型，采用LASSO變量篩選法篩選影響PSH的主要預(yù)測(cè)因子。以住院期間的變量為例，“吸煙史”變量經(jīng)過(guò)LASSO壓縮后的系數(shù)為0，所以予以剔除。本研究采用10折交叉驗(yàn)證法篩選模型變量，住院期間交叉驗(yàn)證的變量篩選結(jié)果和出院后交叉驗(yàn)證的變量篩選結(jié)果請(qǐng)掃描右側(cè)二維碼了解詳細(xì)內(nèi)容。

2.4PSH發(fā)生臨床預(yù)測(cè)模型的構(gòu)建 建立Cox回歸方程：住院期間為h(x)=0.3731*性別+0.7946*年齡-0.311*支付方式-0.4017*宗教信仰+0.048*教育程度+0.6559*飲酒史+0.5724*身高+0.6814*術(shù)前BMI+0.1096*高血壓+0.1426*糖尿病+0.4549*腹部手術(shù)-0.5996*術(shù)前放療+0.9528*術(shù)前化療+0.1686*術(shù)前定位-0.5236*手術(shù)時(shí)機(jī)-0.2769*手術(shù)方式-0.0457*造口部位+0.0534*造口方式-1.0191*造口性質(zhì)+0.7404*腹直?。怀鲈汉鬄閔(x) = 0.7591*體力勞動(dòng)+0.8255*劇烈咳嗽-0.7014*造口腹帶-0.6081*術(shù)后指導(dǎo)+0.5874*術(shù)后化療-0.0366*術(shù)后放療-1.8714*排泄通暢-0.6057*腹肌鍛煉+0.5857*術(shù)后重變化，并將其繪制成列線圖，可掃描右下方二維碼了解詳細(xì)內(nèi)容。對(duì)于每個(gè)選定的變量，在列線圖頂部的評(píng)分表上通過(guò)垂直線對(duì)不同的值進(jìn)行評(píng)分，然后將所有變量的得分相加得到總分，再通過(guò)列線圖底部預(yù)測(cè)線上的總分得到相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)值。比如男性患者對(duì)應(yīng)第一行的0分；急診手術(shù)對(duì)應(yīng)第一行的40分，最后將每一行的分值相加，查閱Total Points這一行便能得到相應(yīng)的總分。具體賦值情況，見(jiàn)表1。

表1 腸造口患者發(fā)生PSH各項(xiàng)影響因素賦值表

2.5PSH發(fā)生臨床預(yù)測(cè)模型的驗(yàn)證

2.5.1建模組內(nèi)部驗(yàn)證 住院期間模型靈敏度為0.6395，特異度為0.7346，約登指數(shù)為0.3741；出院后模型靈敏度為0.8545，特異度為0.8015，約登指數(shù)為0.6560。校準(zhǔn)圖顯示校準(zhǔn)曲線與出院后的理想曲線基本吻合(old model代表住院期間，new model代表出院后)，如圖7所示。根據(jù)上述列線圖的預(yù)測(cè)概率繪制ROC曲線，如圖8所示。得出住院期間3年ROC曲線下面積為0.752；出院后3年為0.914。依據(jù)sigmoid函數(shù)，3年住院期間最佳截?cái)嘀禐?.5327929，對(duì)應(yīng)住院期間列線圖的3-year survival，即得分≥460分為高危患者；3年出院后最佳截?cái)嘀禐?.00172，對(duì)應(yīng)出院后列線圖的3-year survival，即得分≥340分為高?；颊?。住院期間及出院后的臨床獲益性見(jiàn)圖9和圖10。決策曲線分析(DCA)的橫坐標(biāo)為閾概率：在風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)工具中，患者i診斷為有病的概率記為Pi；當(dāng)Pi達(dá)到某個(gè)閾值(記為Pt)，就界定為陽(yáng)性，應(yīng)采取治療措施。此時(shí)會(huì)有患者治療的獲益(利)，也會(huì)有非患者治療的傷害以及患者未治療的損失(弊)。而縱坐標(biāo)就是利減去弊之后的凈獲益(Net Benefit,NB)。圖中的曲斜線代表臨床診斷模型，除此之外，還有兩條線，它們代表兩種極端情況。橫線表示所有樣本都是陰性(Pi < Pt)，所有人都不治療，凈獲益為0。斜線表示所有樣本都是陽(yáng)性，所有人都接受了治療，凈獲益是個(gè)斜率為負(fù)值的反斜線。從圖10中可以看出，出院后模型的獲益都比極端曲線高，所以它們可選的Pt范圍都比較大，相對(duì)比較安全。而5年的預(yù)測(cè)模型又比3年的更好一些。圖7-10請(qǐng)掃描二維碼了解詳情。

2.5.2建模組外部驗(yàn)證 選取2020年1月1日—12月31日在某三級(jí)甲等綜合性醫(yī)院普外科收治的123例腸造口患者作為研究對(duì)象，作為模型外部驗(yàn)證數(shù)據(jù)集。其中男23例，女20例；年齡21～76歲。模型的外部驗(yàn)證結(jié)果顯示住院期間3年后ROC曲線下面積為0.622，出院后3年為0.77，模型在外部驗(yàn)證中的區(qū)分度，見(jiàn)圖11。模型在外部驗(yàn)證中的臨床獲益性，見(jiàn)圖12和圖13。圖11-13請(qǐng)掃描二維碼了解詳情。

2.5建模隊(duì)列與驗(yàn)證隊(duì)列在重要變量上的分布差異 圖14-15請(qǐng)掃描二維碼了解詳情。

3 討論

3.1PSH的發(fā)生率偏低，影響因素呈多樣化 本研究結(jié)果顯示：PSH的發(fā)生率為21.90%(161/735)。2017年《歐洲疝學(xué)會(huì)造口旁疝治療指南》[11]指出，盡管PSH的發(fā)生率目前仍然處于探索階段，但是可以預(yù)測(cè)其1年發(fā)生率超過(guò)30%，2年超過(guò)40%，且隨著隨訪時(shí)間的延長(zhǎng)可以高達(dá)50%甚至更高。國(guó)內(nèi)研究[12-14]發(fā)現(xiàn)，PSH的累積發(fā)生率在6.30%～72.88%。因此目前國(guó)內(nèi)外關(guān)于PSH的發(fā)生率尚未達(dá)成一致[15]。作為造口術(shù)后的一個(gè)嚴(yán)重并發(fā)癥，在造口人群中的總體發(fā)病率主要取決于隨訪時(shí)間、造口類(lèi)型、患者基礎(chǔ)狀態(tài)和PSH的定義[3]。

引起PSH的原因可以歸納為較高的腹內(nèi)壓和薄弱的腹壁相互作用的結(jié)果[16]。導(dǎo)致腹壁肌肉薄弱的因素主要包括性別、年齡、BMI、伴有糖尿病、既往腹部手術(shù)史等。導(dǎo)致腹壓增大的因素主要包括出院后的一些生活方式，比如提舉重物、劇烈咳嗽等。此外，造口手術(shù)的本身破壞了腹壁的完整性，使腹壁肌肉的力量減弱，與造口手術(shù)相關(guān)的因素主要包括手術(shù)原因、手術(shù)時(shí)機(jī)、造口類(lèi)型、造口途徑、手術(shù)方式等。最后，本研究發(fā)現(xiàn)高血壓、支付方式、教育程度、飲酒史等也能預(yù)測(cè)PSH的發(fā)生。

3.2PSH臨床預(yù)測(cè)模型能實(shí)現(xiàn)高危預(yù)防 PSH一旦形成就很難通過(guò)保守治療(比如使用腹帶)進(jìn)行逆轉(zhuǎn)(不可逆性)。正是因?yàn)镻SH的不可逆性對(duì)患者造成的影響以及手術(shù)修復(fù)的復(fù)雜性使得臨床醫(yī)生轉(zhuǎn)向關(guān)注如何預(yù)防PSH的發(fā)生及發(fā)展[17]，提示在PSH發(fā)生前進(jìn)行早期評(píng)估與早期預(yù)防具有積極意義。高危風(fēng)險(xiǎn)篩查是識(shí)別高?；颊叩挠行緩剑鴺?gòu)建臨床預(yù)測(cè)模型是形成高危風(fēng)險(xiǎn)篩查工具的重要方法。通過(guò)收集PSH的影響因素構(gòu)建臨床預(yù)測(cè)模型，由此形成PSH的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具，在患者實(shí)施腸造口術(shù)后根據(jù)此評(píng)估工具初步識(shí)別其危險(xiǎn)因素及評(píng)估出院后患者發(fā)生PSH的風(fēng)險(xiǎn)程度，醫(yī)護(hù)人員能夠針對(duì)不同人群實(shí)施有針對(duì)性的干預(yù)措施。而且PSH風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具的制定有助于臨床醫(yī)護(hù)人員篩選高?；颊撸o予重點(diǎn)關(guān)注，向其灌輸“危機(jī)意識(shí)”引起高危患者自身的重視，可提高患者出院后自我評(píng)估的依從性，此舉不僅有助于節(jié)約患者醫(yī)療成本，也有助于節(jié)省臨床醫(yī)護(hù)人員的人力、物力以及時(shí)間成本。

本研究基于影響因素構(gòu)建的PSH臨床預(yù)測(cè)模型，包含住院期間和出院后2個(gè)時(shí)段，可幫助醫(yī)護(hù)人員轉(zhuǎn)換視角，關(guān)注出現(xiàn)PSH癥狀前的腸造口患者，并采取應(yīng)對(duì)措施，比如在患者出院當(dāng)日采用住院期間PSH風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具評(píng)估其基礎(chǔ)狀態(tài)，告誡患者應(yīng)控制好自身基礎(chǔ)疾病(比如高血壓、糖尿病等)；出院后讓患者采用出院后PSH風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具自我評(píng)估罹患PSH的風(fēng)險(xiǎn)，及時(shí)避免不良生活方式(提舉重物、劇烈咳嗽)等。依據(jù)臨床預(yù)測(cè)模型對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)患者進(jìn)行早期識(shí)別并提前干預(yù)，可降低PSH的發(fā)生率，改善預(yù)后和生活質(zhì)量，減輕患者及家屬的負(fù)擔(dān)和負(fù)面情緒。

3.3PSH臨床預(yù)測(cè)模型的預(yù)測(cè)效果較好 本研究采用ROC曲線進(jìn)行預(yù)測(cè)模型擬合效果分析，2個(gè)時(shí)段ROC曲線下面積均為0.7～0.9，表明預(yù)測(cè)價(jià)值中等[18]。本研究結(jié)果顯示，住院期間靈敏度為0.639 5，特異度為0.734 6，約登指數(shù)為0.374 1；出院后靈敏度為0.854 5，特異度為0.801 5，約登指數(shù)為0.656 0；住院期間3年ROC曲線下面積為0.752 0；出院后3年為0.914 0。提示出院后的模型相比住院期間模型對(duì)PSH具有較強(qiáng)的預(yù)測(cè)能力，漏檢率低，特異度高?？赡苁且?yàn)镻SH是較遠(yuǎn)期的并發(fā)癥，出院后的生活作息習(xí)慣是影響術(shù)后恢復(fù)的重要因素。有學(xué)者[19]指出，腸造口患者若平時(shí)在飲食、談話、步幅、性格、心態(tài)等方面節(jié)奏較慢則不容易發(fā)生PSH。若同時(shí)手術(shù)前后都能較好地控制體質(zhì)量(BMI≤25)；具備更好的依從性，術(shù)后能長(zhǎng)期遵醫(yī)囑，使用造口專用腹帶，少食多餐，保持排便通暢，并避免做增加腹腔壓力的動(dòng)作,能最大可能地成為PSH的低危人群。因此，臨床醫(yī)護(hù)人員應(yīng)教會(huì)患者如何在出院后對(duì)自我情況進(jìn)行評(píng)估，警惕與本評(píng)估工具直接或間接相關(guān)的危險(xiǎn)因素，實(shí)時(shí)監(jiān)測(cè)自身病情變化。

3.4PSH臨床預(yù)測(cè)模型適用于臨床應(yīng)用環(huán)境 本模型在患者住院期間實(shí)施腸造口術(shù)后或者出院1月后即可用于評(píng)估腸造口患者PSH的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)評(píng)分≥460分(住院期間)/340分(出院后)時(shí)，表明患者極有可能發(fā)生PSH，有必要系統(tǒng)性地評(píng)估患者的病情和誘因，提出針對(duì)性、預(yù)見(jiàn)性的護(hù)理方案，避免患者發(fā)生PSH?？紤]到臨床環(huán)境，一般患者住院期限為1周，術(shù)后1月是重要的恢復(fù)期，因此出院1月后患者便可對(duì)自身情況進(jìn)行自我測(cè)評(píng)。為避免記憶偏倚，可增加測(cè)評(píng)次數(shù)。此外，當(dāng)與本預(yù)測(cè)模型指標(biāo)存在直接或間接相關(guān)的危險(xiǎn)因素發(fā)生變化時(shí)，也應(yīng)適時(shí)增加評(píng)估次數(shù)，及時(shí)采取干預(yù)措施去除這些危險(xiǎn)因素，避免PSH發(fā)生。

3.5本研究的創(chuàng)新性與局限性 本研究考慮到腸造口患者PSH的發(fā)病特點(diǎn)，嘗試構(gòu)建住院期間和出院后的預(yù)測(cè)模型，在一定程度上補(bǔ)充了既往國(guó)內(nèi)PSH風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具缺乏的空白。然而本研究的局限性主要體現(xiàn)于：首先，研究數(shù)據(jù)僅來(lái)源于單中心調(diào)查，且為回顧性隊(duì)列研究，因此本研究下一步將在回顧性隊(duì)列研究的基礎(chǔ)上連續(xù)入組開(kāi)展前瞻性隊(duì)列研究。其次，老年患者死亡風(fēng)險(xiǎn)隨著年齡升高而逐步增加，造口回納本身也與結(jié)局指標(biāo)形成“競(jìng)爭(zhēng)”關(guān)系，可能在一定程度上低估了PSH的發(fā)生率。下一步可嘗試考慮應(yīng)用競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)模型來(lái)構(gòu)建預(yù)測(cè)模型。再次，PSH發(fā)病年限跨度較長(zhǎng)，許多影響因素可能隨著時(shí)間的變化而變化，因此在后續(xù)的研究中，可能需要重復(fù)測(cè)量多個(gè)點(diǎn)繪制變化軌跡，應(yīng)用動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)模型進(jìn)行進(jìn)一步的分析。建議今后學(xué)者將此預(yù)測(cè)模型應(yīng)用于多中心、大樣本的腸造口人群進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證。

本研究分別構(gòu)建了住院期間和出院后的PSH臨床預(yù)測(cè)模型，適用于腸造口術(shù)后患者的各個(gè)階段，且該模型具有良好的預(yù)測(cè)價(jià)值，能幫助臨床醫(yī)護(hù)人員及時(shí)篩選出高危人群，給予重點(diǎn)關(guān)注，并指導(dǎo)其重點(diǎn)預(yù)防。