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中心静脉压和氧代谢指标联合诊断感染性休克相关左心功能不全的价值
目的 探讨中心静脉压(CVP)、中心静脉血氧饱和度(ScvO2)、静-动脉血二氧化碳分压差(Pv-aCO2)联合诊断感染性休克相关左心功能不全的价值.方法 选2013年9月至2014年9月北京协和医院重症医学科诊治的感染性休克患者93例,记录CVP、ScvO2、Pv-aCO2.以超声心动图检测左室射血分数＜50％为标准,将患者分为新发左心功能不全组和未发左心功能不全组.使用logistic回归建立诊断模型,通过ROC曲线评价各指标单独及联合诊断的价值.结果 93例感染性休克患者中,39例发生左心功能不全.新发左心功能不全组CVP[(12.5±3.9)mmHg(1 mmHg=0.133 kPa)比(10.4±2.5)mmHg,P=0.005]、Pv-aCO2[(7.5±3.9) mmHg比(4.5±2.6) mmHg,P ＜0.001]显著高于未发左心功能不全组,ScvO2显著低于未发左心功能不全组[(62.4±10.5)％比(72.6±9.0)％,P＜0.001],差异有统计学意义.采用CVP、Pv-aCO2、ScvO2诊断新发左心功能不全时,CVP≥12.5 mmHg敏感度为46.2％,特异度为81.5％,AUCROC为0.674;Pv-aCO2 ≥5.0 mmHg敏感度为76.9％,特异度为37.0％,AUCRoC为0.738;ScvO2≤65.8％敏感度为64.1％,特异度为78.6％,AUCROC为0.775.以logistic回归预测概率作为诊断指标、根据ROC曲线确定界值,诊断模型≥0.377,敏感度为82.1％,特异度为79.6％,AUCROC为0.835.结论 对感染性休克患者是否发生左心功能不仝,通过Pv-aCO2、ScvO2、CVP建立logistic回归模型,利用预测概率进行辅助诊断具有一定价值.
关键词： 休克 脓毒性 左心功能不全 中心静脉压 Logistic模型 -
胰腺脂肪浸润相关临床因素分析
目的 探讨与胰腺脂肪浸润相关的临床因素.方法 选择2013年5月至2014年12月郑州大学第一附属医院体检中心行体检者750人,根据超声检查有无胰腺脂肪浸润分为阳性组及对照组进行回顾性研究.比较2组间各项临床指标有无差异,并使用Logistic回归分析各项指标与胰腺脂肪浸润的关系.结果 胰腺脂肪浸润发病率约为19.6%;2组之间在年龄、是否肥胖、伴有高脂血症、高血压、非酒精性脂肪肝病(non-alcoholic fatty liver disease,NAFLD)、高血糖等方面差异均有统计学意义(P<0.05).经多因素Logistic回归分析,年龄大于60岁(OR=2.026,P=0.012)、肥胖(OR=1.732,P=0.031)、NAFLD(OR=2.611,P=0.007)是胰腺脂肪浸润的独立危险因素.结论 胰腺脂肪浸润在普通人群中发病率较高,年龄大于60岁、肥胖及NAFLD是影响胰腺脂肪浸润的重要相关因素.
关键词： 胰腺脂肪浸润 Logistic模型 肥胖症 -
儿童甲状腺乳头状癌临床分析及肺转移风险因素讨论
目的 探讨分析儿童甲状腺乳头状癌临床特征及肺转移风险因素以指导临床工作.方法 收集2005-2016年郑州大学第一附属医院甲状腺外科收治的14岁以下首次行手术治疗并经过术后常规病理证实为甲状腺乳头状癌患者资料40例,将有关头颈部恶性肿瘤或淋巴瘤病史、继发性甲状腺癌、甲状腺功能亢进合并甲状腺乳头状癌,病例资料不完整的病例排除.40例患儿年龄3 ～ 14岁,其中男12例,女28例.大肿瘤直径7.5 cm,小肿瘤直径0.3 cm.肿瘤病灶单发22例,多发18例.肿瘤合并颈部淋巴结转移33例,无颈部淋巴结转移7例.肿瘤合并肺转移10例,无肺转移30例.采用x2检验和Logistic回归分析儿童甲状腺乳头状癌患者年龄、性别、肿瘤直径、病灶数、手术方式、颈部淋巴结转移等临床特征及肺转移相关风险因素.结果 儿童甲状腺乳头状癌肺转移的阳性率为25.0％(10/40),统计分析发现:肿瘤合并肺转移患儿阳性率在多发病灶数(x2=8.620,P=0.003)、肿瘤直径≥2 cm(x2=5.763,P=0.016)中较高且差异有统计学意义,经Logistic回归分析示:多病灶数是儿童甲状腺乳头状癌肺转移的危险因素(OR:13.058,P=0.028).结论 较高的肺转移率为儿童甲状腺乳头状癌的临床特征,对于多病灶的甲状腺乳头状癌患儿,肺转移风险明显增高.
关键词： 儿童 甲状腺肿瘤 Logistic模型 -
台湾35～74岁男性体检者骨质疏松5年发病风险预测模型
目的 构建台湾35～74岁男性体检者骨质疏松(OP)5年发病风险(个体化)预测模型.方法 选择1999-2005年首次参加台湾美兆健检的35～74岁男性体检者7801人,去除基线患OP者505人后余下7296人,将4个体检中心分为建模队列(台北中心,n=3844),余下3中心为验证队列(n=3452).按建模队列5年后是否发生OP为因变量,以该队列基线指标为自变量在进行单变量分析后,建立多元逐步Logistic回归模型,以ROC曲线下的面积(AUC)为判定预测模型拟合优度的主要指标,用验证队列对模型的外部效度进行评估.模型建立后,将人群的预测风险概率正态化后再转化为可实际应用操作的4个风险等级.结果 基线4个体检中心OP患病率范围为4.77%～7.88%.去除基线患者后,全部受检者5年发病率为2.34%(171/7296),4个中心OP发病率范围为:1.52%～4.89%.多变量Logistic回归构建的预测模型包括年龄、日常工作性质、腰围、体重和血肌酐水平5个指标.建模队列建立的预测模型的ROC曲线下面积(AUC)约为0.728 (95%CI:0.675～0.772),验证队列外部效度验证结果AUC为0.698(0.633～0.762).将建模队列划分为4个风险等级后,显示中危(占11.9%)和高危(占1.1%)的个体5年内发生OP的危险分别比一般人群高2.4倍和8.1倍.结论 利用台湾美兆健检纵向数据资料建立的OP 5年个体风险预测模型效应与信度均较高,且纳入的预测变量和建立的风险等级评价标准简单实用,因此对于今后无论个体进行自身OP风险评价还是社区工作者对社群人群进行OP监测均具有较大的应用价值.
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X线片和CT影像对胸腰椎后方韧带复合体损伤的诊断意义
目的:评价X线片和CT影像在评估胸腰椎骨折中后方韧带复合体(PLC)损伤的应用价值.方法:回顾性分析2012年1月～2016年7月期间我院脊柱外科诊治的胸腰椎骨折患者.纳入标准:(1)胸椎或腰椎骨折病例;(2)有明确外伤史;(3)5d内完成X线片、CT和MRI检查.排除标准:(1)病理性骨折;(2)陈旧性椎体骨折;(3)伤椎或其邻近椎体合并有棘突骨折;(4)典型或非典型Chance骨折;(5)骨折合并椎体明显脱位或旋转;(6)2个及以上椎体骨折;(7)先天性或退变性脊柱侧凸.以MRI诊断作为参考标准,将PLC完整或部分损伤患者与PLC完全断裂患者的X线片或CT影像学征象进行比较,对有统计学显著性差异的参数进行组合,建立Logistic回归模型,以预测概率为分析指标,应用ROC曲线分析,评价不同组合对PLC损伤的诊断价值,找出诊断价值高组合,在不同截止点上行平行、系列诊断试验.结果:共纳入符合标准的胸腰椎骨折患者120例,其中男78例,女42例;年龄16～67岁(43.4±16.2岁).交通伤62例,高处坠落伤40例,压砸伤18例.骨折部位:胸椎30例,胸腰段64例,腰椎26例.X线片上测量的上下终板角(SIEAx)、椎体高度下降百分比(LOVBHx)和CT影像上测量的棘突间距差值(ISDFCT)有统计学意义(P＜0.01).两参数组合中,SIEAx+ISDFCT的组合诊断效能好,ROC曲线面积为0.844(0.746～0.942),与三参数组合无显著性差异,其截止点处Youden指数为0.675.选取该组合行平行诊断试验,在X线片上SIEA＞20°或CT影像上ISDF大于2mm时,其灵敏度为95.3％,特异度为62.8％,Youden指数为0.581.结论:X线片上测量SIEA＞20°或CT影像上测量ISDF＞2mm可作为PLC完全断裂的初筛标准.
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胆囊息肉样病变性质的术前预测分析
目的 分析胆囊肿瘤性息肉的危险因素,建立预测胆囊息肉性质的Logistic回归方程.方法 回顾性收集580例因胆囊息肉行胆囊切除术患者的临床病理资料,通过单因素分析和多因素分析对比肿瘤性息肉与非肿瘤性息肉以及腺瘤与胆囊恶性肿瘤的临床病理资料特点,拟合Logistic回归方程,并做其诊断试验.结果 单因素分析显示,超声测量息肉基底宽度＞0.72cm(P ＜0.05)、CEA＞ 1.51 ng/ml (P ＜0.05)、CA199＞ 12.92 U/ml分别对诊断胆囊肿瘤性息肉差异有统计学意义(P＜0.05).多因素回归分析可得回归方程1,以P＞0.256诊断肿瘤性息肉其灵敏度为72.4％,特异度为80.0％,总的正确比例为77.8％,AUC为0.828.当患者存在肿瘤性息肉风险时,平扫CT值＞32.50 Hu对诊断恶性肿瘤差异有统计学意义(P＜0.05).多因素回归分析可得回归方程2,以P ＞0.496诊断肿瘤性息肉其灵敏度为86.0％,特异度为90.5％,总的正确比例为89.0％,AUC为0.938.结论 在术前,根据患者年龄、症状、超声参数得到的回归方程可以比较准确地预测胆囊息肉性质.
关键词： 胆囊肿瘤 息肉 Logistic模型 -
急性化脓坏疽性胆囊炎的判别分析
目的 建立急性化脓坏疽性胆囊炎判别分析模型指导临床治疗.方法 回顾性分析经病理确诊的急性胆囊炎患者的临床资料,运用Logistic多元回归分析的方法筛选急性化脓坏疽性胆囊炎的相关危险因素并进行赋值,进而建立急性化脓坏疽性胆囊炎的判别方程;运用判别方程评估新发急性胆囊炎患者的严重程度进而采取相应治疗措施.结果 急性胆囊炎患者出现腹膜炎、体温升高、胆囊结石嵌顿、白细胞计数升高、超敏C反应蛋白升高以及胆囊影像学改变明显是急性化脓坏疽性胆囊炎的主要危险因素,成功建立判别方程Pi(Y=1)=1/{1 +exp[-(-117.421 +21.372X1+2.682X2+2.86X3+0.483X4+0.039X5+ 1.89X6)]},运用方程检验新发病例灵敏度达85.7％,特异性达94.7％.结论急性化脓坏疽性胆囊炎判别方程的建立可提高临床诊断的准确率,可以指导临床治疗.
关键词： 胆囊炎 急性 Logistic模型 -
纤维蛋白原基因β启动子区多态性与特发型下肢深静脉血栓的相关性研究
目的 探寻纤维蛋白原基因β(fibrinogen gene β,FGB)启动子区可能存在的单核苷酸多态性(single nucleotide polymorphism,SNP),并揭示其对特发型下肢深静脉血栓(idiopathic deep venous thrombosis,IDVT)的影响. 方法 前瞻性研究IDVT组及健康对照组各120例.对受试者纤维蛋白原Bβ启动子区完整测序及限制性长度多态性法(restriction fragment length polymorphsm,RFLP)双重检测,探寻可能存在的SNP并行Hardy-Weinberg遗传平衡度检验、连锁不平衡分析;后,比较2组基因型频率并进行多因素Logistic回归分析.结果 FGB启动子区存在6种SNP,即-148C/T,-249C/T,-455G/A,-854G/A,-993C/T和-1420G/A;-993 C/T与-455G/A(r2=0.699)、-993C/T与-148C/T(r2 =0.509)、-455G/A与-148C/T(r2=0.556)之间存在较强的连锁不平衡关系;2组-148C/T、-249C/T、-455G/A和-1420G/A的基因型频率差异均有统计学意义(均P＜0.05).结论 纤维蛋白原每增加1个U,IDVT的发病风险相应增加4.579倍;-148T、-455G、-1420A等位基因是IDVT的危险因素;-993C/T可能通过与-455G/A、-148C/T的连锁不平衡方式对IDVT易感性产生间接影响.
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动脉硬化性主髂动脉闭塞症血管重建的术式选择
目的分析解剖位和非解剖位术式对动脉硬化性主髂动脉闭塞的手术疗效、围手术期死亡和主要并发症的影响.方法对动脉硬化性主髂动脉闭塞症行主髂动脉重建术的382例患者的30 d围手术期疗效、死亡和并发症的危险因素采用Logistic回归进行分析.结果共126名患者纳入分析.Logistic逐步回归显示手术有效率的影响因素有溃疡坏死(OR 0.13,95%CI 0.33～0.36,P=0.005)、是否同期远端血管重建(OR 11.29,95% CI 1.25～102.53,P=O.012);围手术期主要并发症为13.5%,危险因素有年龄(OR 37.13,95% CI 3.29～48.53,P=0.003)、肾功能异常(OR 5.71,95% CI 1.25～25.02,P=0.024)、Goldman心脏风险(OR 26.83,95% CI 4.85～49.54,P=0.001)、术式选择(OR 0.03,95% CI 0.002～0.34,P=0.005);围手术期死亡的危险因素有年龄(OR 65.56,95%CI4.88～87.64,P=0.002)、Goldman心脏风险(OR 23.86,95% CI 3.90～45.99,P=0.032)、术式选择(OR 0.02,95% CI 0.001～0.262,P=0.005).结论年龄70岁以上、中度以上Goldman心脏风险、肾功能异常是围手术期死亡和主要并发症的危险因素,对于这些高危患者需考虑采用解剖外术式以降低手术风险.
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成人急性肠梗阻手术治疗预测因子的多因素分析
目的 探讨成人急性肠梗阻手术治疗的预测因子,建立手术治疗的预测模型.方法 回顾性分析2006年1月至2009年6月住院治疗的541例肠梗阻的患者资料.结果 患者高热(T＞38.5℃)、非手术治疗时间、恶心呕吐、腹痛进行性加重、腹部包块、腹膜炎体征、白细胞计数、血红蛋白、尿素氮、肌酐、总胆红素、肌酸激酶水平和腹部手术史13个危险因素与急性肠梗阻手术治疗密切相关.Logistic回归预测模型预测肠梗阻是否需要手术治疗的准确度为75.8%,敏感度为68.4%,特异度为83.1%.结论 Logistic回归模型能较好地判断成人急性肠梗阻是否需要手术治疗.
关键词： 肠梗阻 外科手术 Logistic模型 预测因子 -
胃癌合并肝硬化手术的危险因子多因素分析
目的 探讨影响胃癌合并肝硬化术后并发症的主要危险因素.方法 回顾性分析1994年3月至2010年3月收治的胃癌合并肝硬化72例患者的年龄,Child-pugh评分分级,Borrmann分型等25项临床指标,首先进行单因素分析,然后选择其中有统计学意义的变量作多因素Logistic回归分析.结果 单因素分析结果显示血清白蛋白低于30 g/L、谷草转氨酶高于80 U/L、血红蛋白低于90 g/L、Child-pugh评分分级、Borrmann分型、手术时间、脏器联合切除、合并糖尿病、合并门静脉高压、出血量10项指标与术后并发症密切相关且具有统计学意义.其中有3个因素进入Logistic方程,依据作用强弱排序为Child-pugh评分分级、手术时间、血清白蛋白低于30 g/L.结论 术前改善肝功能,降低Child-pugh评分,尤其纠正低蛋白可降低术后并发症的风险;另外有效控制手术时间,减少外科手术及麻醉对机体的侵袭亦是降低术后并发症风险的重要因素.
关键词： 胃肿瘤 肝硬化 手术后并发症 Logistic模型 -
胃癌加速康复外科应用的影响因素分析
目的 应用二分类Logistics回归方法分析探讨胃癌加速康复外科应用的影响因素.方法 回顾性分析2015年3月至2016年10月间上海交通大学医学院附属同仁医院行胃癌手术的108例患者术后快速恢复情况,通过二元Logitstic回归分析,寻找出影响胃癌患者术后快速康复的因素.结果 回归分析显示术中行空肠造口、肿瘤TNM分期、行全胃或远端胃切除、术后排气时间、术后早期饮食为胃癌术后能否完成快速康复的影响因素,非标准化系数分别为5.813、-2.571、-0.944、1.332、-5.032,标准误分别为2.439、1.279、5.481、0.575、1.331,P值分别为0.017、0.044、0.049、0.021、0.000.Logistics回归模型建立通过显著性检验(x2=99.96,P＜0.01),模型有效率为89.8％.结论 术中是否行空肠造口、胃癌的TNM分期、全胃或远端胃切除、术后排气时间和术后能否早期饮食可能为胃癌术后快速康复的影响因素,其中术中空肠造口、胃癌TNM分期较早,未行全胃切除、术后早期快速康复饮食、术后排气时间较早是促进因素,胃癌TNM分期较晚、术中行全胃切除则可能延缓快速康复.
关键词： 胃肿瘤 加速康复外科 Logistic模型 因素分析 统计学 -
T2胸中段食管鳞癌淋巴结转移特点和规律
目的 探讨T2胸中段食管鳞癌淋巴结转移特点和规律.方法 分析246例接受颈、胸、腹三野淋巴结清扫的T2胸中段食管鳞癌病人的临床病理指标与淋巴结转移的关系.结果 每例病人清扫淋巴结15～59枚,平均25枚.其中129例存在区域淋巴结转移.颈、胸和腹三区淋巴结转移率分别为28.9%、28.5%和22.0%,差异无统计学意义.Logistic回归模型显示肿瘤长度、肿瘤细胞分化程度及有无淋巴管血管浸润是影响淋巴结转移的有意义因素.结论 T2胸中段食管鳞癌淋巴结转移与肿瘤长度、肿瘤细胞分化程度及有无淋巴管血管浸润明显相关;T2胸中段食管鳞癌有上、下双向转移和跳跃性转移的特点,应行三野淋巴结清扫,对胸中段超出T2的食管鳞癌也应行以上手术.
关键词： 食管肿瘤 癌 鳞状细胞 淋巴转移 Logistic模型 -
国人预测主动脉手术风险评估系统数学模型的初步探索
目的 建立预测A型主动脉夹层孙氏手术后重症监护病房(ICU)停留时间延长的评分系统,初步探索预测主动脉手术风险评估系统的数学模型.方法 2009年2月至2012年2月,连续384例A型主动脉夹层行孙氏手术患者纳入研究.ICU时间延长定义为ICU停留时间超过7天.将ICU时间延长的可能危险因素纳入单因素分析,单因素分析有意义的变量纳入多因素logistic回归分析,建立预测孙氏手术后ICU时间延长的数学预测模型.模型的区分能力采用受试者工作特征曲线评估,校正能力采用Hosmer-Lemeshow拟合优度检验.结果 院内死亡31例,占8.07％.ICU停留时间平均3.06天.42例超过7天.Logistic回归结果显示,卒中病史(P=0.001,OR=9.40,回归系数=2.24)、肌酐清除率≤50 ml/min(P=0.03,OR =2.91,回归系数=1.07)、发病至手术时间小于1周(P =0.003,OR=2.89,回归系数=1.06)和术中同时行冠状动脉旁路移植术(P=0.03,OR=3.14,回归系数=1.15)有统计学意义.定义logistic简易评分:卒中病史22分,肌酐清除率≤50 ml/min 11分,发病至手术时间小于1周11分,术中行冠状动脉旁路移植术12分.Additive评分:卒中病史9分,肌酐清除率≤50 ml/min 3分,发病至手术时间小于1周3分,术中行冠状动脉旁路移植术3分.Logistic简易评分的受试者工作特征曲线下面积为0.72,校正能力Hosmer-Lemeshow拟合优度检验满意(P＞0.05).Additive评分的受试者工作特征曲线下面积为0.71,校正能力Hosmer-Lemeshow拟合优度检验欠佳(P＜0.05).结论 利用logistic回归模型建立预测主动脉手术预后的风险评估系统可行,根据回归系数建立简化logistic评分能够简化模型,在保证准确性的同时又便于临床使用.Additive模型的方法准确性不够,应放弃.
关键词： 主动脉夹层 重症监护 风险评估 Logistic模型 -
子宫颈锥切术切缘阳性的相关因素分析
目的 分析宫颈锥切术后切缘阳性的相关因素.方法 回顾性分析2000年1月至2008年2月经阴道镜宫颈活检诊断为宫颈上皮内瘤变(CIN)并接受宫颈锥切术的患者1699例,对患者年龄、病变程度、病变范围、手术方式及是否绝经与宫颈锥切术切缘阳性率作单因素和多因素分析.结果 1699例宫颈锥切术患者中,切缘阳性者238例,阳性率为14.01%.切缘阳性者平均年龄(39±9)岁,切缘阴性者平均年龄(39±8)岁,两者比较,差异无统计学意义(P>0.05).行冷刀锥切术者788例,切缘阳性率8.63%(68/788);行环形电极切除术(LEEP)者911例,切缘阳性率18.66%(170/911),两者比较,差异有统计学意义(P<0.01).CIN Ⅰ者90例,CIN Ⅱ者339例,CIN Ⅲ者1113例[其中重度不典型增生972例,原位癌(CIS)141例],宫颈癌Ⅰ al期87例,Ⅰ a2期及以上70例,切缘阳性率分别为1.11%(1/90)、3.83%(13/339)、10.70%(104/972)、26.24%(37/141)、35.63%(31/87)和74.29%(52/70),CIN Ⅰ与CINⅡ者比较,差异无统计学意义(P>0.05);将CIN Ⅰ与CINⅡ者合并计算,并与CIN Ⅲ、宫颈癌Ⅰ a1期、Ⅰ a2期及以上者之间比较,差异均有统计学意义(P<0.05).未绝经者1569例,切缘阳性率为13.38%(210/1569);已绝经者130例,切缘阳性率为21.54%(28/130);两者比较,差异有统计学意义(P=0.010).多因素logistic回归分析发现,手术方式、病变程度、病变范围、宫颈外观、是否绝经是与切缘阳性高度相关的因素,相对危险度分别为5.147、3.048、1.271、1.905和1.860.结论宫颈病变程度严重、病变范围大、LEEP、绝经后是宫颈锥切术切缘阳性的高危因素,在制定宫颈锥切手术方式时应予以重视.
关键词： 宫颈上皮内瘤样病变 锥形切除术 Logistic模型 -
川崎病并发冠状动脉损伤的危险因素分析
目的 探讨川崎病并发冠状动脉损伤(CAL)的相关危险因素.方法 选择2011年5月至2014年4月于四川大学华西第二医院住院治疗的491例川崎病患儿的临床资料为研究对象,并按照心脏彩色多普勒超声检查结果将其分为CAL组(川崎病并发CAL,n=52)和NCAL组(川崎病未并发CAL,n=439).对其性别、年龄、临床诊断、红细胞沉降率、血小板计数、血红蛋白、C反应蛋白(CRP)、外周血白细胞计数、静脉注射用免疫球蛋白(IVIG)开始使用时间及发热持续时间进行单因素分析及多因素logistic回归分析.本研究遵循的程序符合四川大学华西第二医院人体试验委员会所制定的伦理学标准,得到该委员会批准,分组征得受试对象监护人的知情同意,并与之签署临床研究知情同意书.结果 两组患儿性别、红细胞沉降率、血小板计数、血红蛋白、IVIG开始使用时间及发热持续时间比较,差异有统计学意义(P＜0.05).多因素logistic回归分析结果显示,性别、红细胞沉降率及IVIG开始使用时间是川崎病并发冠状动脉扩张的高危因素(P＜0.05).结论 男性患儿、红细胞沉降率升高及延迟使用IVIG治疗是川崎病并发CAL的高危因素.
关键词： 川崎病 冠状动脉疾病 危险因素 Logistic模型 -
血浆CMPF水平诊断妊娠期糖尿病的临床价值
[目的]探讨血浆3-羧基-4-甲基-5-丙基-2-呋喃丙酸(CMPF)水平诊断妊娠期糖尿病(GDM)的临床价值.方法选取2016年1月至2017年6月,于上海交通大学附属第六人民医院就诊的60例孕妇为研究对象,按照是否合并GDM,将其分为GDM组(n=40)和对照组(n=20).所有孕妇于中孕期(孕龄为13～18孕周),进行生化指标检测;于孕龄为24～28孕周时,进行口服葡萄糖耐量试验(OGTT)检查,同时利用超高效液相色谱-三重四极杆质谱联用技术,检测孕妇血浆CMPF水平.采用成组t检验,对2组孕妇孕龄为28孕周及新生儿足月时人体质量指数(BMI),以及高密度脂蛋白(HDL)、低密度脂蛋白(LDL)、总蛋白、白蛋白、尿素、尿酸水平等指标进行比较.采用Mann-WhitneyU检验,对2组孕妇的孕龄、孕次、产次、血浆CMPF水平、孕龄为18孕周时BMI及糖化血红蛋白(HbA1c)、糖化白蛋白(GA)、肌酐水平等指标进行比较.采用多因素非条件logistic回归分析,对孕妇发生GDM的影响因素进行分析.绘制血浆CMPF水平及孕龄为18、28孕周时BMI诊断GDM的受试者工作特征(ROC)曲线,以及这3个指标联合诊断与OGTT 0、1、2h血糖浓度联合诊断GDM的ROC,并计算ROC曲线下面积(ROC-AUC).本研究遵循的程序符合上海交通大学附属第六人民医院人体试验委员会制定的伦理学标准,并经过该伦理委员会批准(审批文号:2017-012),分组征得2组受试者知情同意,并与之签署临床研究知情同意书.结果①2组孕妇的孕龄、孕次和产次等一般临床资料比较,差异均无统计学意义(P＞0.05).②GDM组血浆CMPF值为522.0 ng/mL(326.9～989.3 ng/mL),显著高于对照组的280.2 ng/mL(177.8～466.6 ng/mL),2组比较,差异有统计学意义(U=576.000,P=0.006).③GDM组孕妇孕龄为18、28孕周及新生儿足月时BMI与HbA1c分别为24.6 kg/m2(22.0～25.9 kg/m2)、(26.1±2.8) kg/m2、(27.6±2.9) kg/m2、5.4％(5.3％～5.6％),均显著高于对照组的22.8 kg/m2(20.1～23.6 kg/m2)、(24.5±2.6)kg/m2、(25.5±2.6) kg/m2、5.2％(5.0％～5.3％),并且差异均有统计学意义(U=568.000,P=0.002;t=2.150,P=0.001;t=1.180,P=0.036;U=226.000,P＜0.001).GDM组孕妇GA值为11.6％(10.8％～12.8％),低于对照组的12.6％(12.2％～13.2％),并且差异亦有统计学意义(U=248.000,P=0.017).④对孕妇发生GDM影响因素进行多因素非条件logistic回归分析的结果显示,血浆CMPF水平及孕龄为18、28孕周时BM,均为孕妇发生GDM的独立影响因素(OR=I.003,95％CI:1.000～1.005,P=0.023;OR=4.393,95％CI:1.675～11.525,P=0.003;OR=0.322,95％CI:0.130～0.798,P=0.014).⑤通过ROC曲线分析结果显示,血浆CMPF水平及孕龄为18、28孕周时BMI诊断GDM的ROC-AUC分别为0.703(95％CI:0.554～～0.852,P=0.014),0.741(95％CI:0.605～0.876,P=0.004)及0.672(95％CI:0.523～0.821,P=0.039).这3个指标联合诊断GDM的ROC-AUC为0.847(95％CI:0.741～0.952,P＜0.001),与OGTT 0、1、2h血糖浓度联合诊断GDM的ROC-AUC[0.983(95％CI:0.957～1.000,P＜0.001)]比较,差异无统计学意义(U=9.000,P=0.100).根据约登指数大原则,血浆CMPF水平及孕龄为18、28孕周时BMI诊断GDM的佳临界值分别为397.2 ng/mL、23.9 kg/m2、26.2 kg/m2,此时其诊断GDM的敏感度分别为65.6％、59.4％、53.1％,特异度分别为75.0％、90.0％、80.0％.结论GDM孕妇孕龄为24～～28孕周时血浆CMPF水平联合孕龄为18、28孕周时BMI,对GDM诊断具有较好临床价值.
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早孕期不同预测模型预测早发型子痫前期效果的系统评价
目的 评估不同早发型子痫前期风险预测模型的特征和性能,为进一步探索子痫前期预测方法提供参考. 方法 (1)检索Pubmed、Embase、Medline、中国知网、万方数据库等数据库,检索早孕期预测早发型子痫前期并建立数学模型的研究,检索时间均为建库至2016年10月.(2)由2名评价者按纳入与排除标准独立筛选文献、评价偏倚风险并提取数据.(3)分类汇总不同预测模型的预测表现,分析纳入不同预测指标的模型性能;采用SAS 9.4软件,对同时报道了简单模型(基于孕妇人口统计学资料、病史及家族史等高危因素构建)和复杂模型(由简单模型结合血压、子宫动脉血流阻力及血清学指标等建立)的研究,绘制优复杂模型与简单模型表现的森林图,分析模型之间的差异. 结果 (1)共17篇文献(包括9篇前瞻性队列研究、2篇病例对照研究及6篇巢式病例对照研究)纳入本研究,这些文献对10个不同人群、共76 436例孕妇进行预测并建立了预测模型.(2) 13个预测早发型子痫前期的简单模型的曲线下面积(area under the curve,AUC)为0.64～0.81,假阳性率为10％时的灵敏度为21％～60％.17个研究中,表现优的复杂模型AUC为0.77～0.98,假阳性率为10％时的灵敏度为48.0％～95.2％.(3)同时报告简单和复杂模型表现的研究中,表现好的复杂模型较简单模型的AUC提升[M(min～max)]为0.171(0.060～0.245),假阳性率为10％时的灵敏度提升中位数为40.8％(16.0％～52.2％).在简单模型基础上单独增加平均动脉压(mean arterial pressure,MAP)的复杂模型,其AUC和灵敏度分别提升0.092(0.079～0.104)和28.7％(16.2％～55.0％);单独增加子宫动脉搏动指数(uterine artery pulsatility index,UtA-PI)的复杂模型,AUC和灵敏度分别提升0.106 (0～0.137)和31.8％(1.0％～41.9％);同时纳入MAP和UtA-PI的复杂模型,AUC和灵敏度分别提升0.157(0.094～0.218)和31.6％(12.0％～52.2％).结论 复杂模型较简单模型预测早发型子痫前期效率有所提升,但需在不同人群中进一步验证.
关键词： 妊娠初期 先兆子痫 危险因素 预测 Logistic模型 -
以Robson十分类法研究“二孩政策”对剖宫产率的影响
目的 以Robson十分类法探讨“二孩政策”对剖宫产率的影响. 方法 根据单独和全面“二孩政策”实施时间将2013年1月至2016年8月苏州大学附属第一医院9734例产妇分为单独二孩前期(2013年1月至2013年11月)、单独二孩期(2013年12月至2015年9月)和全面二孩期(2015年10月至2016年8月),采用x2检验和Logistic回归分析Robson十分类各组剖宫产率变化. 结果 第2b组(单胎头位初产妇,≥37周,临产前剖宫产)及第5组(单胎头位经产妇至少有一次剖宫产史,≥37周)剖宫产人数占总体剖宫产人数的52.78％ (2 062/3 907).全面二孩期较单独二孩前期总剖宫产率下降[34.29％(654/1 907)与43.71％(1 112/2 544),x2=40.376,P=0.000];第2b组下降为明显[全面二孩期与单独二孩前期分别为5.35％(102/1 907)与14.27％(363/2 544),x2=92.700,P=0.000].全面二孩期与单独二孩前期比较,第1组+第2组(单胎头位初产妇,≥37周)产妇人数构成比下降[50.24％(958/1 907)与60.34％(1 535/2 544),x2=45.145,P=0.000],第3组+第4组(单胎头位经产妇无剖宫产史,≥37周)[21.66％(413/1 907)与16.71％(425/2 544),x2=17.483,P=0.000]及第5组[14.47％(276/1 907)与9.28％(236/2 544),x2=28.910,P=0.000]产妇人数构成比上升;第5组剖宫产后阴道分娩率上升[17.39％(48/276)与2.54％(6/236),x2=29.732,P=0.000]. 结论 “二孩政策”后经产妇构成比上升,总剖宫产率下降,第2b组(单胎头位初产妇,≥37周,临产前剖宫产)及第5组产妇(单胎头位经产妇至少有一次剖宫产史,≥37周)是降低剖宫产率的重点监测人群.
关键词： 剖宫产术 Logistic模型 人群监测 -
小儿癫（疒间）持续状态危险因素的病例-对照研究
目的分析小儿癫（疒间）持续状态(SE)的危险因素.方法对77例发生SE的住院患儿和154例未发生SE的癫（疒间）患儿进行病例-对照研究,采用多元Logistic回归模型分析病因、发作类型等24个因素与SE的关系.结果单因素分析显示SE的危险因素包括:有明确病因、既往SE史、癫（疒间）控制不良、复杂部分性发作、部分继发全身性发作、不典型失神发作、头颅CT和(或)MRI弥漫异常、脑电图背景活动异常、局灶性放电和用药依从性差;多因素分析显示:有明确病因(OR＝5.62)、既往SE史(OR＝4.50)、复杂部分性发作(OR＝2.96)、部分继发全身性发作(OR＝2.40)、脑电图背景活动异常(OR＝2.06)、用药依从性差(OR＝1.72)6项OR值的差异有显著性,显示其为SE的独立危险因素.结论有明确病因、既往SE史、复杂部分性或部分继发全身性发作、脑电图背景活动异常、用药依从性差为SE的危险因素,可增加小儿SE发生的危险性.
