熊春紅，熊淑明，王小云，李 欣，方 亮

（南昌大學(xué)第二附屬醫(yī)院，江西330006）

髖部骨折是老年人較常見(jiàn)疾病，隨著人口老齡化程度不斷加深，老年髖部骨折發(fā)病數(shù)增加。譫妄是急性發(fā)作的大腦功能障礙綜合征，其主要特點(diǎn)包括精神狀態(tài)變化和波動(dòng)、注意力不集中、思維紊亂和意識(shí)改變等。研究顯示：老年髖部骨折病人中譫妄發(fā)生率為53%[1]，老年髖部骨折病人發(fā)生譫妄后可能進(jìn)一步導(dǎo)致病人住院成本增高，住院時(shí)間延長(zhǎng)，死亡率增加。譫妄危險(xiǎn)因素較多，其中可控因素包括阿片類藥物使用、全身麻醉、留置導(dǎo)尿管、感染和活動(dòng)量等[2-4]，不可控因素包括年齡、癡呆史等。營(yíng)養(yǎng)不良或風(fēng)險(xiǎn)與髖部功能、行走步態(tài)等相關(guān)[5-6]，它是老年髖部骨折病人常見(jiàn)并發(fā)癥，在老年髖部骨折病人中發(fā)生率為48%[7]。文新平等[8]對(duì)術(shù)前營(yíng)養(yǎng)不良與老年髖部骨折術(shù)后譫妄發(fā)生率的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，老年髖部骨折病人術(shù)前營(yíng)養(yǎng)不良與術(shù)后譫妄的發(fā)生存在明顯的關(guān)聯(lián)性，術(shù)前營(yíng)養(yǎng)狀況越差發(fā)生術(shù)后譫妄發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)越高。由于營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)在圍術(shù)期及術(shù)后均可以通過(guò)臨床干預(yù)來(lái)改善，其可被認(rèn)為是譫妄的又一可控危險(xiǎn)因素，對(duì)預(yù)防譫妄發(fā)生意義重大。Nomogram 模型被認(rèn)為是一種基于循證醫(yī)學(xué)、精準(zhǔn)治療、準(zhǔn)確的預(yù)后評(píng)估方法[9-10]。在Zhang等[11]構(gòu)建的老年髖部骨折Nomogram 模型中，未將術(shù)前營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)納入其中。本研究擬在采用微型營(yíng)養(yǎng)評(píng)定簡(jiǎn)法（MNA-SF）評(píng)估病人術(shù)前營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)基礎(chǔ)上構(gòu)建病人術(shù)后6 個(gè)月內(nèi)譫妄發(fā)生的Nomogram 模型?，F(xiàn)報(bào)道如下。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 選取2015 年1 月—2019 年1 月在我院就診的老年髖部骨折病人作為研究對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：①年齡＞65 歲；②髖部骨折（股骨頸骨折、股骨粗隆間骨折、股骨粗隆下骨折）；③擇期手術(shù)（半髖關(guān)節(jié)置換術(shù)、切開(kāi)復(fù)位內(nèi)固定術(shù)）。排除標(biāo)準(zhǔn)：①有精神分裂癥、癲癇、帕金森癥、腦損傷或腦部手術(shù)史；②存在表達(dá)及聽(tīng)力障礙；③存在嚴(yán)重的肝功能不全（Child-Pugh C級(jí)）、嚴(yán)重的腎功能不全（手術(shù)前需要接受透析治療）、惡性腫瘤和貧血；④血常規(guī)、生化常規(guī)等檢查結(jié)果數(shù)據(jù)不完整。最終納入325 例病人，其中男166 例，女159例；年齡65～85（70.12±7.14）歲。本研究經(jīng)我院倫理委員會(huì)通過(guò)。

1.2 研究方法

1.2.1 臨床資料收集 收集病人臨床資料，包括年齡、性別、體質(zhì)指數(shù)（BMI）、基礎(chǔ)病史（癡呆史、冠心病史、糖尿病史）、骨折類型（股骨頸骨折、股骨粗隆間骨折、股骨粗隆下骨折）、手術(shù)類型（半髖關(guān)節(jié)置換術(shù)、切開(kāi)復(fù)位內(nèi)固定術(shù)）、美國(guó)麻醉醫(yī)師協(xié)會(huì)（ASA）分級(jí)、簡(jiǎn)易智力狀態(tài)檢查量表（MMSE）評(píng)分、輸血量、血紅蛋白（Hb）、白蛋白（ALB）。

1.2.2 營(yíng)養(yǎng)評(píng)估 病人入院24 h 即采用MNA-SF 量表完成營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)評(píng)估。MNA-SF 量表評(píng)價(jià)項(xiàng)目包括近期體重變化、飲食情況、BMI、疾病、活動(dòng)能力、心理狀態(tài)，總分14 分，≤7 分為營(yíng)養(yǎng)不良，8～11 分為存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)，12～14 分為營(yíng)養(yǎng)正常。

1.2.3 譫妄診斷 根據(jù)《精神障礙診斷與統(tǒng)計(jì)手冊(cè)》4版修訂版（DSM-IV-TR）[12]及意識(shí)障礙評(píng)估法（CAM）[13]對(duì)病人術(shù)后譫妄進(jìn)行診斷。CAM 包括4 個(gè)條目：發(fā)病急、病程波動(dòng)；注意力不集中；思維紊亂；意識(shí)水平的改變。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 22.0 統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。計(jì)數(shù)資料以頻數(shù)及百分率（%）表示，組間比較采用χ2檢驗(yàn)；定量資料以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）表示，多組間比較采用方差分析，兩兩比較采用SNK 檢驗(yàn)；采用ROC 曲線獲得定量資料的最佳截?cái)嘀担蛔d妄獨(dú)立危險(xiǎn)因素采用多因素Logistic 回歸分析，計(jì)算風(fēng)險(xiǎn)比（HR）；Nomogram 模型根據(jù)多因素Logistic 回歸分析結(jié)果和R 3.5.2 中的rms 軟件包繪制并進(jìn)行內(nèi)部驗(yàn)證，計(jì)算一致性指數(shù)（C-index）。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 不同營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)病人臨床資料比較 根據(jù)MNA-SF評(píng)分，325 例病人中，營(yíng)養(yǎng)正常病人119 例（36.6%），存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)病人144 例（44.3%），營(yíng)養(yǎng)不良病人62 例（19.1%）。不同營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)病人臨床資料比較見(jiàn)表1。

表1 不同營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)病人臨床資料比較

（續(xù)表）

2.2 ROC 曲線分析結(jié)果 將連續(xù)性變量采用ROC曲線（術(shù)后譫妄=1）進(jìn)行分析并計(jì)算最佳截?cái)嘀?，根?jù)最佳截?cái)嘀祵⑦B續(xù)變量轉(zhuǎn)化為二分類變量。年齡、BMI、MMSE 評(píng)分、Hb、ALB、輸血量的ROC 曲線均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），見(jiàn)表2。

表2 不同連續(xù)性變量ROC 曲線分析結(jié)果

2.3 Logistic 回歸分析結(jié)果 單因素Logistic 回歸結(jié)果顯示：年齡≥73 歲、MMSE 評(píng)分＜23 分、有癡呆史、有糖尿病史、Hb＜111.7 g/L、ALB＜32.1 g/L、輸血量≥2 U、存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)、營(yíng)養(yǎng)不良均是術(shù)后譫妄發(fā)生的危險(xiǎn)因素（P＜0.05）。將上述指標(biāo)納入多因素Logistic 回歸,結(jié)果顯示：年齡≥73 歲（HR=1.830）、MMSE 評(píng)分＜23 分（HR=2.016）、有癡呆史（HR=6.578）、有糖尿病史（HR=2.785）、存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)（HR=5.278）、營(yíng)養(yǎng)不良（HR=3.505）是術(shù)后譫妄發(fā)生的獨(dú)立危險(xiǎn)因素（P＜0.05）。見(jiàn)表3、表4。

表3 單因素Logistic 回歸分析結(jié)果

（續(xù)表）

表4 多因素Logistic 回歸分析結(jié)果

2.4 Nomogram 模型建立與結(jié)果驗(yàn)證 將多因素Logistic 回歸結(jié)果中的獨(dú)立危險(xiǎn)因素作為預(yù)測(cè)因子構(gòu)建Nomogram 模型，見(jiàn)圖1。經(jīng)過(guò)100 次抽樣內(nèi)部驗(yàn)證，理想值與實(shí)際值之間符合度的平均絕對(duì)誤差為0.025，C-index 為0.858，95%CI（0.668，0.925），該Nomogram模型預(yù)測(cè)與實(shí)際觀測(cè)結(jié)果吻合度較好，見(jiàn)圖2。

圖1 預(yù)測(cè)術(shù)后譫妄的Nomogram 模型

圖2 Nomogram 模型預(yù)測(cè)術(shù)后譫妄的校準(zhǔn)曲線

3 討論

3.1 老年髖部骨折病人營(yíng)養(yǎng)狀況及譫妄發(fā)生情況MNA-SF 量表被歐洲腸內(nèi)外營(yíng)養(yǎng)學(xué)會(huì)（ESPEN）、國(guó)際老年病學(xué)協(xié)會(huì)（IAGG）和國(guó)際老年?duì)I養(yǎng)學(xué)會(huì)（IANA）推薦使用，其在營(yíng)養(yǎng)不良診斷方面的優(yōu)勢(shì)包括易于應(yīng)用、簡(jiǎn)單易懂和不需要實(shí)驗(yàn)室數(shù)據(jù)，且與BMI、ALB 診斷具有較好的一致性[14]。此外，與BMI、ALB 相比，MNA-SF 量表在預(yù)測(cè)營(yíng)養(yǎng)不良相關(guān)預(yù)后方面更加準(zhǔn)確[15]。本研究采用MNA-SF 量表作為營(yíng)養(yǎng)不良篩查工具對(duì)老年髖部骨折病人進(jìn)行評(píng)估，結(jié)果顯示：325 例病人中，營(yíng)養(yǎng)正常病人119 例（36.6%），存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)病人144 例（44.3%），營(yíng)養(yǎng)不良病人62例（19.1%）。與Malafarina 等[16]研究結(jié)果相似。說(shuō)明老年髖部骨折病人營(yíng)養(yǎng)狀況不佳。對(duì)不同營(yíng)養(yǎng)狀況病人術(shù)后譫妄發(fā)生情況進(jìn)行比較，結(jié)果顯示：不同營(yíng)養(yǎng)狀況病人術(shù)后譫妄發(fā)生情況不完全相同（P＜0.05）。提示老年髖部骨折病人營(yíng)養(yǎng)狀況與術(shù)后譫妄發(fā)生情況具有相關(guān)性。

3.2 老年髖部骨折病人譫妄發(fā)生危險(xiǎn)因素 多因素Logistic 回歸結(jié)果顯示：年齡≥73 歲、MMSE 評(píng)分＜23分、有癡呆史、有糖尿病史均是老年髖部骨折病人術(shù)后發(fā)生譫妄的獨(dú)立危險(xiǎn)因素。年齡是多種疾病預(yù)后不良的獨(dú)立危險(xiǎn)因素。本研究結(jié)合ROC 曲線得出≥73 歲的老年髖部骨折病人術(shù)后發(fā)生譫妄的可能性為＜73歲病人的1.830 倍，提示在對(duì)≥73 歲的老年髖部骨折病人實(shí)施護(hù)理時(shí)應(yīng)加大關(guān)注力度。MMSE 評(píng)分常用于術(shù)前評(píng)估病人精神狀態(tài)。本研究結(jié)果顯示：MMSE評(píng)分＜23 分是老年髖部骨折病人術(shù)后發(fā)生譫妄的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，與Mazzola 等[17]研究結(jié)果“MMSE 評(píng)分＜24 分是老年髖部骨折病人術(shù)后發(fā)生譫妄的獨(dú)立危險(xiǎn)因素”相似。有癡呆史的病人易發(fā)生譫妄[18]，本研究中，有癡呆史的病人發(fā)生譫妄的可能性為無(wú)癡呆史病人的6.578 倍，而Edelstein 等[19]研究結(jié)果稍高于本研究結(jié)果，其研究顯示：有癡呆史的病人發(fā)生譫妄的可能性為無(wú)癡呆史病人的8 倍。糖尿病病人可能因內(nèi)分泌紊亂繼發(fā)譫妄[20]，如病人電解質(zhì)平衡紊亂、代謝異常、營(yíng)養(yǎng)缺乏或過(guò)剩（包括葡萄糖、復(fù)合維生素B、水和抗氧化劑）可能使正常的大腦功能受到直接影響，進(jìn)而繼發(fā)譫妄[21]；同時(shí)，高血糖也可能增加神經(jīng)元活性氧，引起炎癥和神經(jīng)退行性變，導(dǎo)致進(jìn)行性腦結(jié)構(gòu)異常，進(jìn)而引起大腦功能障礙和認(rèn)知儲(chǔ)備降低，增加譫妄風(fēng)險(xiǎn)[22]。此外，本研究將營(yíng)養(yǎng)評(píng)估結(jié)果納入老年髖部骨折病人術(shù)后譫妄的危險(xiǎn)因素研究，多因素Logistic 回歸結(jié)果顯示：存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)、營(yíng)養(yǎng)不良均是老年髖部骨折病人術(shù)后發(fā)生譫妄的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)越差病人術(shù)后發(fā)生譫妄的可能性越高，與Mazzola 等[17]研究結(jié)果相似，Mazzola 等[17]研究表明：營(yíng)養(yǎng)不良老年髖部骨折病人術(shù)后發(fā)生譫妄的可能性是營(yíng)養(yǎng)正常病人的3倍，存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)的病人術(shù)后發(fā)生譫妄的可能性是營(yíng)養(yǎng)正常病人的2.5 倍。

3.3 老年髖部骨折病人譫妄獨(dú)立危險(xiǎn)因素Nomogram模型 為了更科學(xué)地指導(dǎo)臨床醫(yī)護(hù)人員篩選術(shù)后譫妄發(fā)生可能性較高的病人，幫助醫(yī)護(hù)人員針對(duì)老年髖部骨折病人術(shù)后譫妄危險(xiǎn)因素實(shí)施有效干預(yù)，降低病人譫妄發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，本研究根據(jù)多因素Logistic 回歸分析得出的獨(dú)立危險(xiǎn)因素構(gòu)建Nomogram 模型。與既往預(yù)測(cè)模型不同，Nomogram 模型將每種獨(dú)立危險(xiǎn)因素均賦予一定分?jǐn)?shù)，根據(jù)每種獨(dú)立危險(xiǎn)因素獲得的評(píng)分疊加最后進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)判斷。C-index 是指能夠準(zhǔn)確篩選病人的個(gè)體術(shù)后發(fā)生譫妄可能性性能。本研究將營(yíng)養(yǎng)評(píng)估結(jié)果加入老年髖部骨折病人術(shù)后譫妄的獨(dú)立危險(xiǎn)因素研究，并將其作為獨(dú)立危險(xiǎn)因素參與構(gòu)建Nomogram模型，結(jié)果C-index為0.858，95%CI（0.668，0.925），表明將營(yíng)養(yǎng)評(píng)估結(jié)果作為獨(dú)立危險(xiǎn)因素參與構(gòu)建的Nomogram模型性能較高。

4 局限性

①本研究所選病例較少，可能造成研究結(jié)果偏倚；②Nomogram 模型性能僅采用內(nèi)部數(shù)據(jù)驗(yàn)證，未來(lái)的研究應(yīng)進(jìn)一步考慮進(jìn)行外部數(shù)據(jù)驗(yàn)證；③營(yíng)養(yǎng)不良病人在住院期間進(jìn)行營(yíng)養(yǎng)干預(yù)，術(shù)后并未及時(shí)接受進(jìn)一步營(yíng)養(yǎng)狀況評(píng)估，尚不清楚病人營(yíng)養(yǎng)狀況改善情況，其改變程度與術(shù)后譫妄之間的聯(lián)系無(wú)法確定。

5 小結(jié)

總之，老年髖部骨折病人中營(yíng)養(yǎng)不良和存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)的病人比例較高，其營(yíng)養(yǎng)狀況與術(shù)后譫妄發(fā)生情況具有相關(guān)性。鑒于營(yíng)養(yǎng)不良比例較高及其對(duì)術(shù)后譫妄存在影響，預(yù)防和早期營(yíng)養(yǎng)干預(yù)至關(guān)重要。根據(jù)本研究構(gòu)建的Nomogram 模型，護(hù)理人員可在入院時(shí)對(duì)病人術(shù)后發(fā)生譫妄的可能性進(jìn)行評(píng)估，從而配合臨床醫(yī)生進(jìn)行有效干預(yù)。