焦有誠，王春曉

（煙臺市蓬萊人民醫(yī)院1.檢驗科2.消化內科，山東 煙臺 265600）

自發(fā)性細菌性腹膜炎（SBP）是肝硬化失代償期常見的嚴重并發(fā)癥，若不能及時診治易并發(fā)感染性休克、肝功能衰竭，甚至可危及生命。有文獻報道，SBP 在住院肝硬化患者群體中的發(fā)生率為10% ～30%[1], 相關死亡率高達20% ～30%[2]。早期準確評估患者的預后、及時制定或調整治療方案對改善患者的預后、降低其死亡率具有重要意義。在SBP的發(fā)病機制中，肝功能損害、菌群失調以及免疫炎癥等因素起著不可或缺的作用，而全身免疫炎癥指數(shù)（SII）是一種新型生物炎癥指標，具有易于獲得、檢測相對無創(chuàng)和方便快捷等優(yōu)點[3]。本文對122 例肝硬化合并SBP 患者的臨床資料進行分析，旨在探討SII對肝硬化合并SBP 患者預后的預測價值，為相關臨床早期干預提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 研究資料

選取2021 年1 月至2022 年10 月煙臺市蓬萊人民醫(yī)院收治的122 例肝硬化腹水合并SBP 患者為研究對象，其中男70 例，女52 例，平均年齡（66.14±7.52）歲。納入標準：（1）確診為肝硬化；（2）腹水細菌培養(yǎng)為陽性；（3）腹水多形核白細胞（PMN）≥250×106/L；（4）PCT ＞0.5 ng/mL。排除標準：（1）合并其他部位活動性感染；（2）結核性腹水、癌性腹水及其他繼發(fā)性腹膜炎；（3）臨床資料保留不完整者。本研究經(jīng)醫(yī)院倫理委員會批準, 并取得患者或家屬的同意。

1.2 研究方法

收集患者的一般資料，如性別、年齡、肝硬化病因、既往SBP 病史等。入院當天或次日清晨，采集患者的空腹靜脈血3 ～5 mL，使用五分類血細胞分析儀對血液標本進行分析，根據(jù)血液檢查結果計算SII。計算公式為：SII（×109/L）=中性粒細胞計數(shù)（×109/L）×血小板計數(shù)（×109/L）/ 淋巴細胞計數(shù)（×109/L）[4]。

根據(jù)有無肝性腦病及其分期、腹水量多少和相關實驗室檢查指標計算Child-Pugh 評分并分級[5]；根據(jù)超聲或體格檢查對腹水的量進行分級[6]。Child-Pugh評分和腹水量的分級由2 名經(jīng)驗豐富的專科醫(yī)師完成，意見不一致時則復核后商議決定。

預后評估方法：入院開始治療前，取得患者或家屬知情同意情況下，行腹腔穿刺，并測腹水常規(guī)。所有患者均行限鹽、利尿、護肝、抗感染等基礎治療，48 h 后，再次測腹水常規(guī)。以腹水PMN 至少比基線減少25% 為標準[7]將患者分為預后良好組78 例和預后不良組44 例。

1.3 統(tǒng)計學處理

應用SPSS 27.0 軟件進行統(tǒng)計學分析。呈正態(tài)分布的計量資料以均數(shù)± 標準差（±s）表示，兩組間比較采用獨立樣本t檢驗。呈偏態(tài)分布的計量資料以中位數(shù)和四分位數(shù)間距數(shù)[M（P25,P75）] 表示，兩組間比較采用Mann-Whitney U 檢驗。計數(shù)資料以頻率（%）表示，兩組間比較采用χ2 檢驗或Wilcoxon 秩和檢驗。將單因素分析中有統(tǒng)計學意義的因素納入Logistic 回歸分析。繪制受試者工作特征（ROC）曲線，計算曲線下面積（AUC），確定最佳截斷值。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 預后良好組和預后不良組一般資料的比較

在122 例患者中，有78 例（63.93%）預后良好，有44 例（36.07%）預后不良。兩組的性別、年齡和肝硬化合并SBP 病因等一般資料相比，差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）。與預后良好組相比，預后不良組的腹水程度分級、Child-Pugh 分級、SII 水平及其中既往有SBP 病史患者的占比均較高，差異有統(tǒng)計學意義（Z=-2.238、-3.457、-5.510，χ2=4.530；P＜0.05）。見表1。

2.2 SII 預測肝硬化合并SBP 患者預后的ROC 曲線分析

以SII 為檢驗變量，以預后不良為狀態(tài)變量，進行ROC 曲線分析。ROC 曲線下面積（AUC）為0.795，敏感度為70.50%，特異度為79.50%，最佳截斷值為562.17×109/L?？烧J為SII=562.17×109/L 為判斷肝硬化合并SBP 患者預后的最佳臨界值。本研究后續(xù)將SII ≥562.17×109/L 認定為SII 高水平。見圖1。

圖1 SII 預測肝硬化合并SBP 患者預后的ROC 曲線

2.3 單因素和多因素Logistic 回歸分析

以表1 中P＜0.05 的項目作為自變量，以預后作為因變量（1= 預后良好，2= 預后不良），進行單因素Logistic 回歸分析的結果顯示，既往SBP 病史、Child-Pugh 分級較高和SII 高水平（≥562.17×109/L）是肝硬化合并SBP 的危險因素（P＜0.05）。在單因素分析的基礎上進行多因素Logistic 回歸分析的結果顯示，SII 高水平（≥562.17×109/L）是肝硬化合并SBP 的獨立危險因素（P＜0.05）。見表2。

表2 肝硬化合并SBP 患者的單因素和多因素分析

3 討論

SBP 是在肝硬化失代償期發(fā)生的無明確腹腔原發(fā)病灶來源的腹腔內感染。其發(fā)生機制較為復雜，目前多數(shù)學者認為, 腸黏膜通透性增加或屏障功能下降、腸道菌群易位或失衡以及長期營養(yǎng)不良造成免疫功能損害等因素的相互作用共同導致了肝硬化合并SBP 的發(fā)生[8-9]，并可進一步損害肝臟功能，引發(fā)肝性腦病、肝腎綜合征等并發(fā)癥。肝硬化患者一旦出現(xiàn)SBP，需準確評估預后，及時制定或調整治療方案，盡早進行干預。因此，尋找一些與肝硬化合并SBP 患者預后相關的生物標志物至關重要。

SII 是一種新型的炎癥標志物，它依據(jù)中性粒細胞計數(shù)、淋巴細胞計數(shù)和血小板計數(shù)計算得來，反映了機體炎癥調節(jié)的平衡狀態(tài)，與炎癥應激反應強度呈正相關，常作為評價多種炎性疾病嚴重程度的指標[10]。肝硬化合并SBP 會激活全身炎癥反應, 中性粒細胞、淋巴細胞和血小板等在此過程中發(fā)揮著重要作用，炎癥狀態(tài)也被證實與患者的預后密切相關[11]。

腹水細菌培養(yǎng)是評估肝硬化合并SBP 患者預后較為有效的方法，但需行診斷性腹腔穿刺，患者接受度差、依從性小，且檢測易受各種客觀條件的影響，臨床運用具有一定局限性[12]。本研究以治療48 h后PMN 降低25% 為預后良好標準，納入研究的122例患者中有78 例（63.93%）預后良好，有44 例（36.07%）預后不良。本研究根據(jù)ROC 曲線分析得出，SII=562.17×109/L 為判斷肝硬化合并SBP 患者預后的最佳臨界值。Logistic 單因素分析結果顯示，SBP 既往史、腹水程度分級、Child-Pugh 分級較高和SII 高水平（≥562.17×109/L）對肝硬化并發(fā)SBP有促進作用；經(jīng)進一步多因素分析發(fā)現(xiàn)，SII 高水平（≥562.17×109/L）是肝硬化合并SBP 的獨立危險因素（P＜0.05）。既往有研究[13]發(fā)現(xiàn)，中性粒細胞與淋巴細胞比值(NLR)、淋巴細胞與單核細胞比值（LMR）在肝硬化合并SBP 患者預后評估中具有較高的應用價值。本研究中的SII 結合了血小板、中性粒細胞、淋巴細胞等指標，其對肝硬化合并SBP 患者預后的預測價值更高。

綜上，SII 可能是預測肝硬化合并SBP 患者預后的有效指標，SII 高水平（≥562.17×109/L）常常提示患者預后不良。臨床醫(yī)師可根據(jù)SII 水平及時調整治療方案，此指標對評估疾病預后、延緩疾病進展以及提高患者生存率具有重要意義。

本研究的局限性：（1）本研究為回顧性單中心研究，樣本量較少，可能存在選擇偏倚；（2）本研究需要對腹水PMN 進行手工計數(shù)，不同操作者之間可能存在一定的偏差；（3）本研究以治療48 h 后腹水PMN 降低25% 為預后良好標準，沒有進行更長時間的隨訪觀察，對患者預后的判斷可能存在一定的片面性。故本研究的結果需要借助多中心、大樣本以及長時間的隨訪觀察來證實。