王猛，呂彤，陳德鵬，殷霜霜，郝喬

（ 南陽醫(yī)學(xué)高等?？茖W(xué)校第一附屬醫(yī)院 神經(jīng)內(nèi)科重癥監(jiān)護(hù)室，河南 南陽 473000 ）

煙霧?。∕MD）為到現(xiàn)在病因不明的一類慢性腦動(dòng)脈閉塞病變，其血管主要特征為頸內(nèi)動(dòng)脈末端、大腦中動(dòng)脈或者大腦淺動(dòng)脈起始端出現(xiàn)進(jìn)行性狹窄閉塞性變化［1-2］。MMD于世界各地均有發(fā)現(xiàn)，多見于東亞國家，尤其是中國、日本與韓國［3］。報(bào)道指出，中國MMD者產(chǎn)生癥狀中位年齡是30.36歲，年齡分布為雙峰型，5～9歲為一高峰，35～46歲為一高峰，男女比例是1∶1［4］。MMD有效治療方案是血管重建，可有效改善臨床癥狀，但術(shù)后存在多個(gè)并發(fā)癥發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。腦梗死為MMD介入術(shù)后一種較嚴(yán)重并發(fā)癥，影響生活質(zhì)量，甚至引起死亡［5］。故了解MMD介入術(shù)后發(fā)生腦梗死危險(xiǎn)因素具有積極意義。筆者查找相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，臨床關(guān)于MMD介入術(shù)后關(guān)于腦梗死的影響因素相關(guān)研究較少，鑒于此，本研究選取我院MMD介入術(shù)后患者244例作為調(diào)查對(duì)象，分析發(fā)生腦梗死的影響因素以及創(chuàng)建Logistic回歸預(yù)測模型的預(yù)測價(jià)值，期望為臨床制定早期預(yù)防措施提供科學(xué)依據(jù)，現(xiàn)報(bào)道如下。

1 資料和方法

1.1 一般資料

抽樣選取南陽醫(yī)學(xué)高等?？茖W(xué)校第一附屬醫(yī)院接收的MMD介入術(shù)后患者244例作為研究對(duì)象（2018年3月至2022年2月），男124例、女120例；年齡37～60歲，平均（48.61±5.52）歲；102例高血壓、41例糖尿病、12例高脂血癥。

1.2 納入標(biāo)準(zhǔn)及排除標(biāo)準(zhǔn)

納入標(biāo)準(zhǔn)：符合《2012日本煙霧病（Willis環(huán)自發(fā)性閉塞）診斷治療指南》［6］中MMD診斷標(biāo)準(zhǔn)；通過數(shù)字腦血管造影等檢查確診MMD；年齡不低于18歲；符合血管重建術(shù)指征，并行手術(shù)治療者；術(shù)前、術(shù)中、術(shù)后均行統(tǒng)一藥物干預(yù)者；自愿參加并簽知情同意書；符合學(xué)術(shù)與倫理委員會(huì)審核要求。

排除標(biāo)準(zhǔn)：伴自身免疫性病變者；伴神經(jīng)纖維瘤者；合并唐氏綜合征者；伴腦膜炎者；合并頭部外傷或者頭部放射后腦血管受損者；伴腦腫瘤與腦動(dòng)脈瘤者；合并腎、肝功能異常者；非介入性手術(shù)治療者；中途自愿退出者。

1.3 方法

資料收集：由研究者結(jié)合臨床資料收集，即性別、吸煙史、飲酒史、年齡、高血壓狀況、糖尿病狀況、高脂血癥狀況、腦出血狀況、手術(shù)方式、術(shù)側(cè)、術(shù)前收縮壓、術(shù)前舒張壓、術(shù)后收縮壓、術(shù)后舒張壓、術(shù)中收縮壓、術(shù)中舒張壓、術(shù)中脈壓差、術(shù)中動(dòng)脈平均動(dòng)脈、術(shù)中動(dòng)脈收縮壓、術(shù)中動(dòng)脈舒張壓、術(shù)中心率等。

質(zhì)量控制：研究者對(duì)符合納入標(biāo)準(zhǔn)MMD介入術(shù)后患者實(shí)施調(diào)查，在開展之前由研究者告知調(diào)查目的與調(diào)查意義，獲得患者知情同意后實(shí)施調(diào)查；針對(duì)視力欠佳或者無法理解項(xiàng)目含義者，由研究者通過統(tǒng)一指導(dǎo)語予以指導(dǎo)填寫；針對(duì)臨床專業(yè)性因素，研究者結(jié)合病歷資料進(jìn)行填寫；問卷填寫完畢收回之后，利用雙人核對(duì)結(jié)果方式確認(rèn)問卷完整性與準(zhǔn)確性之后，錄入系統(tǒng)。共發(fā)放244份調(diào)查問卷，全部有效收回。

1.4 觀察指標(biāo)

①統(tǒng)計(jì)MMD介入術(shù)后患者腦梗死發(fā)生狀況。腦梗死診斷標(biāo)準(zhǔn)：與《急性缺血性腦卒中早期血管內(nèi)介入治療流程與規(guī)范專家共識(shí)》［7］中相關(guān)診斷標(biāo)準(zhǔn)相符。②分析MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的單因素。③分析MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的影響因素。④分析Logistic回歸預(yù)測方程模型的擬合度、有效性。⑤分析Logistic回歸預(yù)測方程模型對(duì)MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的預(yù)測價(jià)值。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件SPSS 22.0處理數(shù)據(jù)。計(jì)量資料經(jīng)Bartlett方差齊性、Kolmogorov-Smirnov（K-S）正態(tài)性檢驗(yàn)，均確認(rèn)有方差齊性和近似服從正態(tài)分布，以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）表示，兩組間比較用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)；計(jì)數(shù)資料以百分率（%）表示，行χ2檢驗(yàn)；Logistic實(shí)施多因素回歸分析，似然比卡方、Wald卡方、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)評(píng)估Logistic回歸模型；預(yù)測價(jià)值用受試者工作特征（ROC）曲線，獲取曲線下面積（AUC）、置信區(qū)間、敏感度、特異度分析。P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 MMD介入術(shù)后患者腦梗死發(fā)生狀況

244例MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死者24例，發(fā)生率為9.84%（24/244）。

2.2 MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的單因素

單因素分析：術(shù)后動(dòng)脈收縮壓、術(shù)中收縮壓、術(shù)后舒張壓、術(shù)前腦梗死狀況、高血壓狀況為MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的影響因素（P<0.05），見表 1。

表1 MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的單因素比較

續(xù)表1 MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的單因素比較

2.3 MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的影響因素

Logistic回歸預(yù)測方程模型分析，高血壓、術(shù)前腦梗死、術(shù)后舒張壓≥74.50 mmHg、術(shù)中收縮壓≥124.60 mmHg、術(shù)后動(dòng)脈收縮壓≥131.50 mmHg為MMD介入術(shù)后者發(fā)生腦梗死的獨(dú)立危險(xiǎn)因素（P<0.05），詳見表2。Logistic方程=12.475+高血壓狀況×1.252+術(shù)前腦梗死狀況×1.257+術(shù)后舒張壓×1.337+術(shù)中收縮壓×1.231+術(shù)后動(dòng)脈收縮壓×1.205。

表2 分析MMD介入術(shù)后者發(fā)生腦梗死的影響因素

2.4 Logistic回歸預(yù)測方程模型的擬合度、有效性

評(píng)判創(chuàng)建MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的Logistic回歸預(yù)測方程模型，似然比卡方是149.862，DF為6，P<0.001，說明模型存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；Wald卡方是124.517，DF為6，P<0.001，方程系數(shù)差異存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，預(yù)示模型有效。利用Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，結(jié)果表明模型擬合度較好，Chi-Square為8.637，DF為6，P=0.794。

2.5 Logistic回歸預(yù)測方程模型對(duì)于MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的預(yù)測價(jià)值

Logistic回歸方程預(yù)測模型對(duì)數(shù)據(jù)集行統(tǒng)計(jì)、分析，獲得MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的預(yù)測概率P。依據(jù)預(yù)測值、真實(shí)值繪制ROC曲線，AUC是0.854， 95%CI是 0.815～0.894，Z統(tǒng) 計(jì) =9.968，P<0.001，敏感度是83.33%，特異度是90.00%。

3 討論

MMD患者血流重建術(shù)具有手術(shù)難度大以及出血風(fēng)險(xiǎn)高等不足［8］，手術(shù)應(yīng)激、麻醉深度、精細(xì)度和身體素質(zhì)均可干擾血壓穩(wěn)定［9］，尤其是術(shù)中需阻斷動(dòng)脈，減少腦部血流灌注，使術(shù)中血液波動(dòng)控制難度增加，難以確保腦組織具有穩(wěn)定灌注量，進(jìn)而增加術(shù)后腦梗死發(fā)生幾率［10］。腦梗死為MMD者血管術(shù)后較常見并發(fā)癥，可對(duì)預(yù)后效果產(chǎn)生影響［11］。故臨床需降低MMD介入術(shù)后發(fā)生腦梗死風(fēng)險(xiǎn)以改善預(yù)后。本研究中244例MMD介入術(shù)后發(fā)生腦梗死概率是9.84%，與高靜等［12］研究結(jié)果接近，說明MMD介入術(shù)后發(fā)生腦梗死風(fēng)險(xiǎn)較高，因此臨床需早期制定針對(duì)性干預(yù)措施以降低腦梗死發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)預(yù)后效果。

鑒于以上描述，本研究分析244例MMD介入術(shù)后患者全部臨床資料，高血壓、術(shù)前腦梗死、術(shù)后舒張壓≥74.50 mmHg、術(shù)中收縮壓≥124.60 mmHg、術(shù)后動(dòng)脈收縮壓≥131.50 mmHg為MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，且Logistic回歸預(yù)測方程模型對(duì)發(fā)生腦梗死預(yù)測價(jià)值為AUC是0.854，95%CI是0.815～0.894，敏感度是83.33%，特異度是90.00%，說明MMD介入術(shù)后患者發(fā)生腦梗死受多個(gè)因素干擾，臨床可和針對(duì)性制定干預(yù)措施，且能有效預(yù)測腦梗死發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，可作為臨床預(yù)測指標(biāo)。①術(shù)中收縮壓。術(shù)中收縮壓升高預(yù)示患者血液調(diào)節(jié)功能減弱，導(dǎo)致術(shù)中腦組織灌注缺乏，從而提高術(shù)后腦梗死發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。于手術(shù)期間，醫(yī)護(hù)人員需結(jié)合手術(shù)進(jìn)程預(yù)見性實(shí)施措施，通過調(diào)節(jié)手術(shù)室溫濕度、變溫毯調(diào)節(jié)體溫實(shí)施輸液輸血加熱、創(chuàng)建2條靜脈通路以補(bǔ)充血容量、分次小劑量行誘導(dǎo)麻醉、設(shè)置心電監(jiān)護(hù)儀的血壓報(bào)警相關(guān)參數(shù)等，協(xié)助保持手術(shù)期間血壓穩(wěn)定；監(jiān)測血壓動(dòng)態(tài)變化，尤其是手術(shù)期間收縮壓變化，制定個(gè)性化控制血壓目標(biāo)；以每日于病房監(jiān)測袖帶血壓均值作基礎(chǔ)血壓，最大限度保持于基礎(chǔ)血壓之上10 mmHg左右。②術(shù)前腦梗死、高血壓為MMD介入術(shù)后者發(fā)生腦梗死的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，其原因是，自身腦血管的自動(dòng)調(diào)節(jié)能力減弱，腦血流動(dòng)力學(xué)狀況穩(wěn)定性欠佳，手術(shù)可引發(fā)交感神經(jīng)興奮、腎上腺皮質(zhì)能力增強(qiáng)、調(diào)節(jié)作用降低等，致使兒茶酚胺類激素釋放過量，誘發(fā)應(yīng)激性血壓上升，進(jìn)一步降低MMD介入術(shù)后患者血壓調(diào)節(jié)功能，提高手術(shù)期間腦組織灌注缺乏的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)［13-14］。

綜上所述，MMD介入術(shù)后患者具有較高腦梗死發(fā)生率，受多個(gè)因素干擾，臨床可針對(duì)性制定干預(yù)措施，且創(chuàng)建Logistic回歸預(yù)測方程模型可有效預(yù)測腦梗死的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，臨床可動(dòng)態(tài)監(jiān)測為早期預(yù)防提供依據(jù)。