袁媛，張亞榮，李振剛，張莉

1.830092 新疆維吾爾自治區(qū)烏魯木齊市，新疆醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院重癥醫(yī)學(xué)中心

2.830092 新疆維吾爾自治區(qū)烏魯木齊市，新疆醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院護(hù)理部

急性呼吸窘迫綜合征（acute respiratory distress syndrome，ARDS）屬于急性低氧性呼吸功能不全或呼吸衰竭，其主要特征為進(jìn)行性低氧血癥和呼吸窘迫［1］。俯臥位通氣能夠充分引流肺泡內(nèi)積聚的液體并通過改變胸腔內(nèi)壓力梯度改善氧合［2］。盡管該方法在一定程度上能夠改善ARDS 患者預(yù)后，但在俯臥位通氣過程中可能出現(xiàn)多種并發(fā)癥，影響治療效果，甚至造成永久性功能損害［3］。俯臥位通氣患者面部壓力性損傷發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)明顯增加，研究顯示有超過50%的重癥監(jiān)護(hù)病房（intensive care unit，ICU）患者在俯臥位通氣過程中發(fā)生面部壓力性損傷［4-5］。篩選俯臥位通氣患者面部壓力性損傷危險(xiǎn)因素，采取針對(duì)性預(yù)防措施對(duì)于減少面部壓力性損傷發(fā)生具有重要意義，但目前的壓力性損傷風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具對(duì)于面部壓力性損傷預(yù)測效能不佳，難以應(yīng)用于臨床。因此，本研究擬運(yùn)用最小絕對(duì)收縮和選擇算子（least absolute shrinkage and selection operator，Lasso）特征選擇聯(lián)合Logistic 回歸模型篩選面部壓力性損傷相關(guān)危險(xiǎn)因素，比較全變量和逐步Logistic 回歸及Lasso-Logistic 回歸模型的預(yù)測效能以確定俯臥位通氣患者面部壓力性損傷的最佳預(yù)測模型，從預(yù)測效能及臨床應(yīng)用價(jià)值兩方面對(duì)模型進(jìn)行評(píng)價(jià)，為選擇適用于俯臥位通氣患者面部壓力性損傷的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具提供理論及實(shí)踐依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

選取2020 年6 月—2023 年3 月入住新疆醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院重癥醫(yī)學(xué)科的符合納入、排除標(biāo)準(zhǔn)的159患者為研究對(duì)象，經(jīng)患者家屬或其他法定代理人簽署知情同意后納入本研究。其中男92 例，女67 例；年齡為（61.4±0.4）歲，中位住院時(shí)間為13 d。

納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥18 歲；（2）急性生理和慢性健康評(píng)分（Acute Physiology and Chronic Health Evaluation Ⅱ，APACHE Ⅱ）≥8 分；（3）接受俯臥位通氣的患者。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）面部存在影響壓力性損傷評(píng)估的皮膚疾患（如面部燒傷）；（2）電子病歷中患者相關(guān)指標(biāo)缺失。剔除標(biāo)準(zhǔn)：（1）單次俯臥位通氣時(shí)間＜0.5 h 或俯臥位總時(shí)間＜4 h。

患者在俯臥位期間均給予面部壓力性損傷預(yù)防措施（面部下方放置水袋減壓；受壓一側(cè)皮膚貼敷減敷料；每2 h 更換頭部位置等）。壓力性損傷診斷以美國國家壓力性損傷咨詢委員會(huì)（National Pressure Ulcer Advisory Penal，NPUAP）2016 年壓力性損傷管理指南中的壓力性損傷分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)作為依據(jù)［6］。根據(jù)患者轉(zhuǎn)科、出院或死亡時(shí)是否發(fā)生面部壓力性損傷分為壓力性損傷組與非壓力性損傷組。本研究經(jīng)新疆醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院醫(yī)學(xué)倫理委員會(huì)審核批準(zhǔn)（K202307-01）。

1.2 信息收集

研究者根據(jù)研究目的自制一般信息收集表，通過醫(yī)院電子信息系統(tǒng)、重癥監(jiān)護(hù)信息系統(tǒng)與實(shí)驗(yàn)室信息系統(tǒng)收集患者的一般信息、疾病診斷、治療措施、實(shí)驗(yàn)室檢查。研究過程中由研究者與另一名研究團(tuán)隊(duì)成員每周對(duì)數(shù)據(jù)的真實(shí)性及準(zhǔn)確性進(jìn)行核查。其中一般信息包括患者年齡、性別、BMI；疾病診斷包括主要診斷、膿毒癥和糖尿病情況；治療措施包括總住院時(shí)間、ICU 住院時(shí)間、APACHE Ⅱ、營養(yǎng)風(fēng)險(xiǎn)篩查2002 評(píng)分（Nutrition Risk Screening 2002，NRS2002）、Braden 評(píng)分、單次俯臥位時(shí)間、總俯臥位時(shí)間、平均動(dòng)脈壓（mean arterial pressure，MAP）、鎮(zhèn)靜情況、Richmond 躁動(dòng)鎮(zhèn)靜評(píng)分（richmond agitation sedation scale，RASS）、機(jī)械通氣方式、營養(yǎng)方式、連續(xù)血液凈化（continuous blood purification，CBP）、主動(dòng)脈球囊反搏（intra-arotic ballon pump，IABP）、去甲腎上腺素劑量；實(shí)驗(yàn)室檢查指標(biāo)包括氧合指數(shù)（PaO2/FiO2）、血乳酸、白蛋白、血紅蛋白和靜脈血葡萄糖。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

使用SPSS 20.0 和R 4.1.2 軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。符合正態(tài)分布的計(jì)量資料用（±s）表示，兩組間比較采用成組t 檢驗(yàn)；非正態(tài)分布計(jì)量資料用M（P25，P75）表示，組間比較采用Mann-Whitney U 檢驗(yàn)；計(jì)數(shù)資料用相對(duì)數(shù)表示，組間比較使用χ2檢驗(yàn)或Fisher's 精確概率法。組間比較中差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的因素（P＞0.1）納入全變量Logistic 回歸分析、逐步Logistic 回歸分析及Lasso-Logistic 回歸分析篩選危險(xiǎn)因素（α入=0.05，α出=0.1）。使用受試者工作特征曲線下面積（the area under the receiver operation characteristic curve，AUC）、靈敏度及特異度等指標(biāo)評(píng)價(jià)區(qū)分度，AUC 比較使用Delong 檢驗(yàn)；采用赤池信息準(zhǔn)則（akaike information criterion，AIC）、貝葉斯信息準(zhǔn)則（bayesian information criterion，BIC）及校準(zhǔn)曲線觀評(píng)價(jià)校準(zhǔn)度；采用決策曲線確定臨床應(yīng)用價(jià)值。

2 結(jié)果

2.1 患者一般資料

159 例患者中發(fā)生面部壓力性損傷22 例，發(fā)生率為13.8%；其中發(fā)生在口部12 例、顴部6 例、下頜部4 例。壓力性損傷組與非壓力性損傷組患者年齡、合并糖尿病比例、ICU 住院時(shí)間、單次俯臥位時(shí)長、總俯臥位時(shí)長、RASS、機(jī)械通氣方式、連續(xù)血液凈化治療比例、IABP治療比例、去甲腎上腺素劑量、PaO2/FiO2、血乳酸比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.1）；兩組性別、BMI、主要診斷、合并膿毒癥比例、總住院時(shí)間、APACHE Ⅱ、NRS2002、Braden 評(píng)分、平均動(dòng)脈壓、營養(yǎng)方式、白蛋白、血紅蛋白、靜脈血葡萄糖比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.1），見表1。

表1 兩組一般資料比較Table 1 Comparison of baseline data between the two groups

2.2 俯臥位通氣相關(guān)面部壓力性損傷影響因素

以是否發(fā)生面部壓力性損傷（賦值：否=0，是=1）為因變量，在組間比較中差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的因素（P＜0.1）為自變量構(gòu)建Logistic 回歸模型，年齡、ICU住院時(shí)間、單次俯臥位時(shí)間、總俯臥位時(shí)間、RASS、去甲腎上腺素劑量、PaO2/FiO2、血乳酸（賦值：實(shí)測值）；糖尿病、有創(chuàng)機(jī)械通氣、高流量鼻導(dǎo)管氧療、血液凈化治療、IABP 治療（賦值：否=0，是=1）。

圖1 為Lasso 特征選擇過程，當(dāng)l=0.002 443 71 時(shí)篩選出4 個(gè)非零系數(shù)變量，分別為年齡、糖尿病、單次俯臥位時(shí)間和RASS。分別采用逐步Logistic 回歸模型、全變量Logistic 回歸模型及Lasso-Logistic 回歸模型篩選面部壓力性損傷的影響因素。逐步Logistic 回歸模型結(jié)果顯示，面部壓力性損傷的影響因素為年齡（OR=39.041）、糖尿病（OR=7.256）和單次俯臥位通氣時(shí)間（OR=6.705）；全變量Logistic 回歸模型結(jié)果顯示，面部壓力性損傷的影響因素為年齡（OR=26.882）、糖尿病（OR=1.770）、ICU 住院時(shí)間（OR=2.610）和單次俯臥位通氣時(shí)間（OR=5.340）；Lasso-Logistic 模型回歸結(jié)果顯示，面部壓力性損傷的影響因素為年齡（OR=38.256）、糖尿病（OR=1.094）、單次俯臥位通氣時(shí)間（OR=5.738）和RASS 評(píng)分（OR=1.179），見表2。

圖1 Lasso 回歸變量篩選過程Figure 1 Lasso-Logistic regression variable screening process

表2 俯臥位通氣相關(guān)面部壓力性損傷的三種Logistic 回歸模型Table 2 Three Logistic regression models of prone position ventilation-related facial pressure injuries

2.3 模型預(yù)測效能和臨床應(yīng)用價(jià)值

2.3.1 模型預(yù)測效能：分別構(gòu)建逐步Logistic 回歸模型：P = 1/［1 + e-X］，X=-1.392+2.506×年齡+1.982×糖尿病+1.193×單次俯臥位通氣時(shí)間；全變量Logistic 回歸模型：P = 1/［1 + e-X］，X=-1.941+1.633×年齡+0.189×糖尿病+0.248×ICU 住院時(shí)間+0.609×單次俯臥位通氣時(shí)間；Lasso-Logistic 回歸模型：P = 1/［1 + e-X］，X=-1.099+5.021× 年齡+0.146× 糖尿病+1.984× 單次俯臥位通氣時(shí)間+0.150×RASS。比較3 種Logistic回歸模型的AUC、靈敏度、特異度，Delong 檢驗(yàn)顯示Lasso-Logistic 回歸模型AUC 高于逐步Logistic 回歸模型（Z=2.417，P=0.015）與全變量Logistic 回歸模型（Z=2.834 2，P=0.004）；同時(shí)該模型的靈敏度、特異度均優(yōu)于其他2 種Logistic 回歸模型，說明其具有較好的區(qū)分度。圖2 為3 種模型的校準(zhǔn)曲線；在校準(zhǔn)曲線中對(duì)角線是在理想狀態(tài)下預(yù)測概率與實(shí)際概率完全一致的狀態(tài)，不同顏色的曲線顯示了模型預(yù)測的風(fēng)險(xiǎn)事件發(fā)生概率與實(shí)際發(fā)生概率的一致性，曲線與對(duì)角線越接近，表明模型預(yù)測概率與實(shí)際概率的擬合效果越好。校準(zhǔn)曲線顯示在3 種Logistic 回歸模型中，Lasso-Logistic 回歸模型預(yù)測概率與實(shí)際概率的一致性較好，而逐步Logistic 回歸模型與全變量Logistic 回歸模型預(yù)測概率與實(shí)際概率存在一定程度偏差。在3 種Logistic 回歸模型中，Lasso-Logistic 回歸模型R2較大，而AIC 和BIC 較小，也表明該模型擬合效果最好。見表3。

圖2 三種Logistic 回歸模型校準(zhǔn)曲線Figure 2 The calibration curve of three Logistic regression models

表3 不同Logistic 回歸模型預(yù)測效能Table 3 Predictive efficacy of different Logistic regression models

2.3.2 模型臨床應(yīng)用價(jià)值：決策曲線顯示了模型將患者均識(shí)別為壓力性損傷患者、非壓力性損傷的臨床收益（即圖3 中的灰色斜線和黑色橫線）及其模型實(shí)際臨床收益；模型決策曲線與灰色斜線、黑色橫線相交的部分對(duì)應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)閾值范圍越大，表明模型的實(shí)際應(yīng)用價(jià)值越高。逐步Logistic 回歸模型及全變量Logistic 回歸模型獲得臨床收益對(duì)應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)閾值分別為0.01～0.83 和0.01～0.85；Lasso-Logistic 回歸模型獲得臨床收益對(duì)應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)閾值為0.01～0.98。綜合以上結(jié)果判斷Lasso-Logistic 回歸模型具有較高的臨床應(yīng)用價(jià)值。

圖3 三種Logistic 回歸模型決策曲線Figure 3 The decision curves of three Logistic regression models

3 討論

本研究中逐步Logistic 回歸模型分析篩選了3 種面部壓力性損傷危險(xiǎn)因素，而全變量及Lasso-Logistic 回歸模型分析分別篩選了4 種危險(xiǎn)因素。年齡、糖尿病、單次俯臥位通氣時(shí)間在3 種Logistic 回歸分析中均被篩選為面部壓力性損傷的危險(xiǎn)因素。國外研究表明單次俯臥位通氣時(shí)長和總俯臥位通氣時(shí)長是壓力性損傷最直接的危險(xiǎn)因素［7］。俯臥位通氣患者由于重力作用存在使其頭面部皮膚及皮下組織水腫；同時(shí)口腔內(nèi)唾液、氣囊上堆積的口腔分泌物以及部分胃內(nèi)容物流出，使面部皮膚長時(shí)間處于潮濕狀態(tài)，消化酶和細(xì)菌互相作用，損害皮膚屏障作用，從而增加壓力性損傷風(fēng)險(xiǎn)［8-10］。本研究結(jié)果顯示，壓力性損傷患者單次俯臥位通氣時(shí)間及總俯臥位時(shí)間均明顯長于非壓力性損傷患者，但僅單次俯臥位通氣時(shí)長與面部壓力性損傷有顯著關(guān)聯(lián)。盡管俯臥位能夠在短時(shí)間內(nèi)改善患者通氣/血流比，但肺泡復(fù)張和肺泡內(nèi)液體引流需要較長時(shí)間，因此較長時(shí)間的俯臥位通氣（＞12 h 或＞16 h）才能顯著改善患者結(jié)局［11-12］。在臨床實(shí)踐過程中，部分患者對(duì)俯臥位通氣耐受性較差，難以耐受長時(shí)間俯臥位通氣，對(duì)該類患者會(huì)采取分段式俯臥位通氣策略（即俯臥位2～4 h，休息1～2 h，再俯臥位2～4 h），分段式俯臥位通氣策略使患者局部組織受壓時(shí)間縮短，但總的俯臥位通氣時(shí)間與連續(xù)俯臥位通氣患者相當(dāng)，因此在本研究中總俯臥位時(shí)間與面部壓力性損傷并無顯著關(guān)聯(lián)。本研究發(fā)現(xiàn)年齡是俯臥位通氣患者面部壓力性損傷的重要影響因素。PACHá 等［13］發(fā)現(xiàn)與年齡≤40 歲的患者相比，61～80 歲的患者及80歲以上的患者其壓力性損傷發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)分別是其2.6 倍（OR=2.6，95%CI=1.2～5.6，P=0.01）和3.7 倍（OR=3.7，95%CI=1.4～9.7，P＜0.001）。Meta 分析顯示糖尿病患者壓力性損傷發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)明顯高于非糖尿病患者［14-15］。本研究中糖尿病患者接受俯臥位通氣更容易發(fā)生面部壓力性損傷，但有、無壓力性損傷患者間血糖水平并無顯著差異，說明長時(shí)間的血糖水平升高可能會(huì)增加組織損傷風(fēng)險(xiǎn)。正常狀態(tài)下局部組織受壓后毛細(xì)血管擴(kuò)張以增加局部組織灌注，但老年人及糖尿病患者由毛細(xì)血管介導(dǎo)的局部組織血流調(diào)節(jié)機(jī)制減弱，因此該類人群更容易發(fā)生壓力性損傷［16］。此外，在預(yù)測效能最高的Lasso-Logistic 回歸模型中RASS 也與面部壓力性損傷風(fēng)險(xiǎn)密切相關(guān)，與KOO等［17］研究結(jié)論相似。中深度鎮(zhèn)靜（RASS＜-3分）有利于減少患者呼吸做工和人機(jī)對(duì)抗，使患者能夠耐受較長時(shí)間的俯臥位［18］。但深度鎮(zhèn)靜時(shí)患者對(duì)疼痛等有害刺激的感知能力減弱，可能是其導(dǎo)致壓力性損傷發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)增加的原因［19］。

Lasso 回歸最早由1996 年Robert Tibshirani 首次提出，是在最小二乘法的基礎(chǔ)上，將所有變量回歸系數(shù)的絕對(duì)值之和作為懲罰項(xiàng)，使與因變量無顯著關(guān)聯(lián)的自變量系數(shù)壓縮為0，從而能夠篩選相關(guān)性較強(qiáng)的變量［20］。多項(xiàng)研究證實(shí)Lasso-Logistic 回歸模型篩選的變量預(yù)測效能優(yōu)于逐步及全變量Logistic 回歸模型［21-25］。本研究分別使用逐步Logistic 回歸、全變量Logistic 回歸及Lasso 特征選擇聯(lián)合Logistic 回歸篩選俯臥位通氣患者面部壓力性損傷危險(xiǎn)因素并構(gòu)建預(yù)測模型，比較3 種Logistic 回歸模型的預(yù)測效能和臨床應(yīng)用價(jià)值來選擇最優(yōu)模型。逐步、全變量Logistic 回歸模型和Lasso-Logistic 回歸模型均具有較高的靈敏度，但Lasso-Logistic 回歸模型特異度明顯高于其他兩種Logistic 回歸模型；Lasso-Logistic 模型預(yù)測值與實(shí)際觀測值的擬合效果明顯優(yōu)于逐步及全變量Logistic 回歸模型，說明該模型預(yù)測效能優(yōu)于其他2 種Logistic 回歸模型。臨床應(yīng)用價(jià)值方面，逐步與全變量Logistic 回歸模型間的凈收益并無明顯差異，而Lasso-Logistic 回歸模型具有較高的凈收益，臨床應(yīng)用價(jià)值明顯高于其他2 種Logistic 回歸模型。綜合以上結(jié)果說明Lasso-Logistic 回歸模型是預(yù)測俯臥位通氣患者面部壓力性損傷的最優(yōu)模型，可能是目前較為理想的預(yù)測模型建模方法。

本研究基于Lasso-Logistic 回歸模型篩選確定了年齡、糖尿病、單次俯臥位通氣時(shí)間及Richmond 躁動(dòng)鎮(zhèn)靜評(píng)分等俯臥位通氣相關(guān)面部壓力性損傷危險(xiǎn)因素。臨床護(hù)士在評(píng)估相關(guān)危險(xiǎn)因素的基礎(chǔ)上應(yīng)用該模型可預(yù)測面部壓力性損傷風(fēng)險(xiǎn)，篩選識(shí)別高風(fēng)險(xiǎn)患者。另一方面，本研究結(jié)果為改進(jìn)俯臥位通氣策略、減少俯臥位通氣相關(guān)并發(fā)癥提供理論與決策依據(jù)，從而有利于減少俯臥位通氣患者面部壓力性損傷的發(fā)生。但本研究仍存在一些不足，如本研究為單中心研究，樣本量較少；在單因素分析中對(duì)潮濕、水腫等局部因素關(guān)注不足等。因此需要增加樣本量，納入更多潛在變量以期更為全面地探討俯臥位通氣患者面部壓力性損傷危險(xiǎn)因素并為臨床護(hù)理人員提供預(yù)測精度及應(yīng)用價(jià)值較高的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測工具。

綜上，年齡、糖尿病、單次俯臥位通氣時(shí)間和Richmond 躁動(dòng)鎮(zhèn)靜評(píng)分是俯臥位通氣相關(guān)面部壓力性損傷的關(guān)鍵危險(xiǎn)因素；Lasso-Logistic 回歸模型預(yù)測效能和臨床應(yīng)用價(jià)值優(yōu)于逐步Logistic 回歸模型和全變量Logistic 回歸模型，是面部壓力性損傷預(yù)測模型的最佳建模方法。

作者貢獻(xiàn)：袁媛負(fù)責(zé)設(shè)計(jì)研究方案、論文起草、數(shù)據(jù)收集；張亞榮負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)收集；李振剛負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)收集、統(tǒng)計(jì)學(xué)分析；張莉負(fù)責(zé)研究思路、研究命題的提出及設(shè)計(jì)。

本文無利益沖突。