李懿，劉玲，石碧珍，陳蘭

（貴州省婦幼保健院，貴州 貴陽(yáng) 550002）

新生兒高膽紅素血癥風(fēng)險(xiǎn)矩陣的建立和作用

李懿，劉玲，石碧珍，陳蘭

（貴州省婦幼保健院，貴州 貴陽(yáng) 550002）

目的利用新生兒小時(shí)膽紅素曲線結(jié)合臨床風(fēng)險(xiǎn)因素評(píng)分，建立聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)量化矩陣模型，預(yù)測(cè)貴州省新生兒高膽紅素血癥的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。方法選取該院產(chǎn)科出生的5 250例足月兒和近足月兒，連續(xù)記錄其出生后168 h的經(jīng)皮膽紅素（TCB）值。將出生后72 h內(nèi)對(duì)應(yīng)的危險(xiǎn)區(qū)TCB測(cè)定值作為預(yù)測(cè)指標(biāo)，建立聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)量化矩陣。結(jié)果使用二次方程對(duì)TCB曲線進(jìn)行二次曲線擬合，結(jié)果顯示，TCB水平在24～48 h內(nèi)上升速率最快，而后逐漸降低。單因素分析結(jié)果顯示，胎齡、分娩方式、胎膜早破及喂養(yǎng)方式與72 h后TCB高危險(xiǎn)區(qū)有關(guān)。多因素結(jié)果顯示，72 h后TCB高危險(xiǎn)區(qū)與出生體重、分娩方式、胎膜早破及喂養(yǎng)方式有關(guān)聯(lián)。胎齡為36.01～39.99周的研究對(duì)象處于72 h后高危險(xiǎn)區(qū)的可能性是胎齡≥40.00周研究對(duì)象的1.73倍；剖宮產(chǎn)出生的新生兒與順產(chǎn)比較，處于高危險(xiǎn)區(qū)的可能性可降低51%；與混合人工喂養(yǎng)相比，人工喂養(yǎng)的研究對(duì)象處于高危險(xiǎn)區(qū)的可能性較大[＾OR=2.173（95%CI：1.267，3.683）]。建立聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)量化矩陣模型，分12個(gè)區(qū)。通過(guò)釋然比水平高低，將12個(gè)區(qū)組分為4個(gè)風(fēng)險(xiǎn)水平，用以預(yù)測(cè)新生兒高膽紅素的發(fā)生可能性。結(jié)論基于聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)量化矩陣和新生兒小時(shí)膽紅素百分位數(shù)曲線，將新生兒分為4個(gè)風(fēng)險(xiǎn)水平，可對(duì)新生兒TCB水平變化開(kāi)展精準(zhǔn)隨訪，有效預(yù)防新生兒黃疸的發(fā)生。

新生兒；經(jīng)皮膽紅素；高膽紅素；貝葉斯原理

美國(guó)兒科學(xué)會(huì)（American Academy of Pediatrics，AAP）建議新生兒出院時(shí)應(yīng)當(dāng)根據(jù)出院前新生兒血清總膽紅素水平，或經(jīng)皮膽紅素（transcutaneous bilirubin，TCB）水平結(jié)合臨床風(fēng)險(xiǎn)因素的評(píng)估，預(yù)測(cè)高膽紅素血癥發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)[1]。然而，不同種族和地區(qū)會(huì)對(duì)小時(shí)膽紅素和臨床風(fēng)險(xiǎn)因素產(chǎn)生不同的影響，最終會(huì)對(duì)預(yù)測(cè)結(jié)果產(chǎn)生不同的結(jié)局。本研究利用新生兒小時(shí)膽紅素曲線結(jié)合臨床風(fēng)險(xiǎn)因素評(píng)分，建立風(fēng)險(xiǎn)矩陣模型，以更為直觀、有效的方法來(lái)預(yù)測(cè)新生兒高膽紅素血癥的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。

1 資料與方法

1.1 一般資料

選取2013年1月-2013年12月貴州省婦幼保健院產(chǎn)科出生的足月兒和近足月兒共5 273例。納入標(biāo)準(zhǔn)：①胎齡≥35周，出生體重≥2 000g；②無(wú)其他疾病原因轉(zhuǎn)入新生兒病房（如肺透明膜病、新生兒肺炎、敗血癥等）；③父母均為中國(guó)人，非外籍人。排除標(biāo)準(zhǔn)：①出生后72 h內(nèi)接受過(guò)光療并確診的新生兒[即血清總膽紅素（total serum bilirubin，TSB）＞5 mg/dl時(shí)，結(jié)合膽紅素＞20%總膽紅素的診斷標(biāo)準(zhǔn)[2]；②新生兒ABO血型不合溶血癥。

1.2 方法

1.2.1 膽紅素測(cè)定方法及儀器 出生新生兒出生0時(shí)獲取第1個(gè)測(cè)定TCB值，0～48 h內(nèi)測(cè)1次/4 h，48～96 h測(cè)1次/12 h，96 h后測(cè)1次/24 h，直至出院。TCB統(tǒng)一使用日本美能達(dá)公司的JM-103型經(jīng)皮黃疸測(cè)定儀，以保證數(shù)據(jù)測(cè)量的準(zhǔn)確性。測(cè)量部位為前額兩眉心、胸骨兩部位，取其平均值。所有測(cè)量均由經(jīng)過(guò)嚴(yán)格培訓(xùn)的新生兒科醫(yī)師進(jìn)行，并記錄下測(cè)量的時(shí)間。如TCB達(dá)干預(yù)水平者，須查血清膽紅素值，并將該患者列為黃疸患者，填寫(xiě)新生兒黃疸光療或住院登記表。對(duì)新生兒黃疸的治療干預(yù)（光療、換血等）由兒科醫(yī)師嚴(yán)格根據(jù)2001中華醫(yī)學(xué)會(huì)推薦的治療方案進(jìn)行[3]。

1.2.2 隨訪 擬定有可能發(fā)生新生兒高膽紅素血癥的人群，即隨訪人群：①出院日齡≤3 d，出院前末次膽紅素水平＜200μmol/L，在出院后48 h內(nèi)隨訪；出院前末次膽紅素水平200～250μmol/L，出院后24 h內(nèi)隨訪。出院前末次膽紅素水平＞250μmol/L，樣本測(cè)定值同時(shí)用作預(yù)測(cè)指標(biāo)和結(jié)局指標(biāo)。若隨訪時(shí)膽紅素＞200μmol/L，按照第2條進(jìn)行隨訪。出院日齡≤3 d在生后5～7 d獲得≥1個(gè)膽紅素?cái)?shù)據(jù)。②出院日齡＞3 d，且出院前末次膽紅素水平200～220μmol/L，出院后48 h內(nèi)隨訪；出院前末次膽紅素水平＞220μmol/L，出院后24 h內(nèi)隨訪。對(duì)符合隨訪標(biāo)準(zhǔn)的新生兒在出院前由新生兒科醫(yī)生發(fā)放隨訪卡，隨訪卡上寫(xiě)明隨訪時(shí)間和地點(diǎn)，對(duì)家屬進(jìn)行書(shū)面和口頭說(shuō)明和囑托，說(shuō)明新生兒高膽紅素血癥的危害，要求其在規(guī)定的時(shí)間至黃疸隨訪門(mén)診進(jìn)行膽紅素水平的檢測(cè)。

1.2.3 新生兒高膽紅素血癥的診斷 AAP指南提出，對(duì)新生兒TSB/TCB水平應(yīng)進(jìn)行連續(xù)測(cè)量，同時(shí)繪制百分位曲線圖，出院前TSB/TCB處于時(shí)齡-膽紅素水平曲線高危區(qū)水平者，即第95百分位（P95），患高膽紅素血癥的可能性最大；而處于低危區(qū)水平的第40百分位（P40）者，患高膽紅素血癥的可能性小[4]。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

數(shù)據(jù)分析采用SAS 9.3統(tǒng)計(jì)軟件，根據(jù)新生兒的出生時(shí)間和每個(gè)TCB測(cè)定的時(shí)間可以計(jì)算出每個(gè)TCB值對(duì)應(yīng)的新生兒時(shí)齡。對(duì)生后48 h內(nèi)，每4 h的TCB數(shù)據(jù)作為一組；49～96 h，每12 h的數(shù)據(jù)作為一組；97～168 h，每24 h的數(shù)據(jù)作為一組，共19組，在每組中分別取P40、第75百分位（P75）和P95。將對(duì)應(yīng)于不同時(shí)段的同一百分位數(shù)連線，繪制小時(shí)TCB百分位列線圖。以新生兒出生72 h內(nèi)所對(duì)應(yīng)的不同危險(xiǎn)區(qū)（低危：≤P40，中低危＞P40～P75，中高危：P75～P95，高危：＞P95）的膽紅素測(cè)定值作為預(yù)測(cè)指標(biāo)；72 h后＞P95的膽紅素測(cè)定值作為結(jié)局指標(biāo)。如果對(duì)應(yīng)各危險(xiǎn)區(qū)的膽紅素測(cè)定值同時(shí)達(dá)到新生兒高膽紅素血癥的標(biāo)準(zhǔn)，該膽紅素測(cè)定值被同時(shí)作預(yù)測(cè)指標(biāo)和結(jié)局指標(biāo)。計(jì)算敏感性和特異行。采用多因素回歸模型計(jì)算臨床風(fēng)險(xiǎn)因素評(píng)分，采用Bayes理論計(jì)算似然比，最后建立新生兒高膽紅素血癥預(yù)測(cè)風(fēng)險(xiǎn)矩陣模型。

2 結(jié)果

2.1 一般情況

納入5250例新生兒。其中，男性新生兒3187例（60.705%），女性2 063例（39.295%）。出生平均體重（3 270.082±409.583）g，體重≥4 000g 289例（5.505%），2 500～4 000g 4 961例（94.495%）。平均出生胎齡（39.098±1.294）周，35～36周+6 d 6例（0.114%），37～39周+6 d 3 821例（72.781%），≥40周 1 423例（27.105%）。出生方式中，以剖宮產(chǎn)出生的新生兒3 492例（66.514%），以順產(chǎn)出生的新生兒1 758例（33.486%）。喂養(yǎng)方式中，混合母乳喂養(yǎng)和混合人工喂養(yǎng)例數(shù)相差不大，分別為1 946例（37.067%）和1 717例（32.705%），母乳喂養(yǎng)1 202例（22.895%），人工喂養(yǎng)385例（7.333%）。

2.2 新生兒小時(shí)膽紅素百分位數(shù)曲線圖及上升速率

利用三次方程分別對(duì)3段曲線（P40、P75和P95）[9，12]）進(jìn)行三次曲線擬合，可得到相當(dāng)滿意的擬合度（R2約為99%），但由于三次方程中，三次方系數(shù)太小，故轉(zhuǎn)為二次方程對(duì)上述曲線進(jìn)行二次曲線擬合，也可得到滿意的擬合度（R2約為98%）。將三條曲線進(jìn)行時(shí)段分割后發(fā)現(xiàn)，每個(gè)時(shí)段中，利用二次方程對(duì)三段曲線進(jìn)行擬合，擬合度良好（R2＞90%），故可用于估計(jì)曲線在不同時(shí)段的變化速率?？梢?jiàn)，新生兒經(jīng)皮膽紅素水平在24～48 h內(nèi)上升速率最快，而后逐漸降低。見(jiàn)表1和附圖。

表1 新生兒經(jīng)皮膽紅素水平變化速率（n=5 250，μmol/L/h）

附圖 5 250例新生兒經(jīng)皮膽紅素百分位數(shù)列線圖

2.3 72 h后TC B高危險(xiǎn)區(qū)的單因素分析

單因素分析發(fā)現(xiàn)，胎齡、分娩方式、胎膜早破及喂養(yǎng)方式與72 h后TCB高危險(xiǎn)區(qū)有關(guān)。胎齡35～36周在高危險(xiǎn)區(qū)中比例最高，為16.67%；順產(chǎn)和未發(fā)生胎膜早破的研究對(duì)象在TCB高危險(xiǎn)區(qū)中的比例最高，分別為7.57%和7.67%；以母乳喂養(yǎng)的新生兒在高危險(xiǎn)區(qū)中的比例最高，為7.99%。見(jiàn)表2。

2.4 72 h后TC B高危險(xiǎn)區(qū)的Logistic回歸分析

將72 h后TCB高危險(xiǎn)區(qū)作為因變量，單因素分析中有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.10）的變量作為自變量擬合Logistic回歸模型。擬合優(yōu)度檢驗(yàn)（偏差和Pearson檢驗(yàn)）結(jié)果顯示模型為飽和模型。72 h后TCB高危險(xiǎn)區(qū)與胎齡、分娩方式、胎膜早破和喂養(yǎng)方式有關(guān)聯(lián)。胎齡36.01～39.99g研究對(duì)象處于高危險(xiǎn)區(qū)的可能性是胎齡≥40.00周研究對(duì)象的1.731倍；以剖宮產(chǎn)出生的新生兒與順產(chǎn)相比，處于高危險(xiǎn)區(qū)的可能性可降低51%；人工喂養(yǎng)的研究對(duì)象處于高危險(xiǎn)區(qū)的可能性較大并根據(jù)臨床風(fēng)險(xiǎn)因素的值建立相應(yīng)的臨床風(fēng)險(xiǎn)因素分值系統(tǒng)[5]，分值從0.493～2.173。見(jiàn)表3。

表3 高膽紅素血癥與臨床風(fēng)險(xiǎn)因素的Logi st i c回歸分析

2.5 建立風(fēng)險(xiǎn)矩陣模型

根據(jù)釋然比水平高低，將上述分值分組，并且將新生兒分成3個(gè)臨床風(fēng)險(xiǎn)區(qū)（高危區(qū)分值≥5分；中危區(qū)3.00～4.99分；低危區(qū)＜3分）。3個(gè)臨床風(fēng)險(xiǎn)區(qū)的釋然比范圍從0.590～1.993。處于高危區(qū)的新生兒發(fā)生高膽紅素血癥的危險(xiǎn)性是處于低危區(qū)新生兒的3.37倍。根據(jù)貝葉斯原理，后驗(yàn)比值=釋然比×先驗(yàn)比值，而預(yù)測(cè)概率=后驗(yàn)比值/（1+后驗(yàn)比值），依據(jù)以上公式得出高危險(xiǎn)區(qū)的預(yù)測(cè)概率最高，為9.375%，即預(yù)測(cè)概率值等于陽(yáng)性預(yù)測(cè)值（positive predictive value，PPV）值。見(jiàn)表4。

表4 臨床風(fēng)險(xiǎn)積分對(duì)新生兒高膽紅素血癥的預(yù)測(cè)指標(biāo)及能力

將TCB危險(xiǎn)區(qū)與3個(gè)臨床風(fēng)險(xiǎn)區(qū)聯(lián)合分析，建立聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)矩陣模型，共分12個(gè)區(qū)（見(jiàn)表5），其預(yù)測(cè)能力見(jiàn)表6。通過(guò)釋然比水平高低，將12個(gè)區(qū)分為4個(gè)風(fēng)險(xiǎn)水平，即非常高（VH），高（H），中（M）和低（L），用以預(yù)測(cè)新生兒高膽紅素的發(fā)生可能性。根據(jù)表6的結(jié)果整合TCB的4個(gè)風(fēng)險(xiǎn)區(qū)得到聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)矩陣模型。見(jiàn)表6、7。

表5 聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)量化矩陣中12個(gè)劃分區(qū)

表6 聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)量化矩陣中的預(yù)測(cè)指標(biāo)及能力

續(xù)表6

表7 聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)量化矩陣中12個(gè)風(fēng)險(xiǎn)水平

3 討論

本研究中，繪制新生兒TCB小時(shí)百分位數(shù)曲線，該曲線與其他相關(guān)研究中血清總膽紅素曲線的預(yù)測(cè)能力相當(dāng)，兩者均可用于預(yù)測(cè)新生兒高膽紅素血癥[6-9]。以往研究中，提出用線性回歸模型估計(jì)TCB小時(shí)百分位數(shù)的上升速率，但由于該曲線并不是簡(jiǎn)單線性關(guān)系，故用該法估計(jì)的速率并不準(zhǔn)確[10]。本研究將出生時(shí)齡分段，按照每個(gè)時(shí)齡段對(duì)相應(yīng)的小時(shí)百分?jǐn)?shù)曲線進(jìn)行多項(xiàng)式曲線擬合，得到較好的擬合效果和合理的速率估計(jì)值，為臨床醫(yī)生提供較合理的TCB變化趨勢(shì)，以便掌握準(zhǔn)確的TCB監(jiān)測(cè)時(shí)間。

以往研究中，多以臨床風(fēng)險(xiǎn)因素結(jié)合TCB小時(shí)百分位數(shù)劃分的危險(xiǎn)區(qū)繪制ROC曲線進(jìn)行預(yù)測(cè)[11-12]，隨訪時(shí)間往往是基于臨床風(fēng)險(xiǎn)因素和血清總膽紅素曲線制定[13-14]。在本研究中，基于對(duì)有限證據(jù)的解釋?zhuān)芯空邔⒒颊叻譃?或6個(gè)風(fēng)險(xiǎn)水平進(jìn)行隨訪，并對(duì)這樣的隨訪達(dá)成共識(shí)。本研究將臨床風(fēng)險(xiǎn)因素和TCB小時(shí)百分?jǐn)?shù)曲線整合，建立可對(duì)足月和晚期早產(chǎn)兒高膽紅素血癥預(yù)測(cè)的聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)矩陣量化模型。該模型的評(píng)分系統(tǒng)依據(jù)2項(xiàng)關(guān)于臨床風(fēng)險(xiǎn)因素評(píng)分的研究結(jié)果建立，即在Logistic回歸模型中得出風(fēng)險(xiǎn)因素的值，再根據(jù) ＾OR值獲得對(duì)應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)因素的分值[15-16]，也有研究是根據(jù)偏回歸系數(shù)制定的評(píng)分系統(tǒng)[17]。聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)矩陣量化模型的優(yōu)點(diǎn)主要是對(duì)于臨床醫(yī)生來(lái)說(shuō)，可直觀、快速而有效的進(jìn)行預(yù)測(cè)。推薦使用參考文獻(xiàn)[11-12]提供的依據(jù)，再結(jié)合TCB小時(shí)百分位數(shù)曲線上升速率與4個(gè)風(fēng)險(xiǎn)水平，對(duì)新生兒TCB進(jìn)行監(jiān)測(cè)或隨訪，即新生兒在非常高風(fēng)險(xiǎn)水平對(duì)應(yīng)24～48h；高風(fēng)險(xiǎn)水平對(duì)應(yīng)4～24 h；中風(fēng)險(xiǎn)水平對(duì)應(yīng)48～72 h；低風(fēng)險(xiǎn)水平對(duì)應(yīng)＞72 h。另外，關(guān)于隨訪的評(píng)估結(jié)果，要根據(jù)高膽紅素血癥消除后對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平的再評(píng)估結(jié)果得出。

多因素分析結(jié)果顯示，72 h后TCB高危險(xiǎn)區(qū)僅與胎齡、分娩方式、胎膜早破和喂養(yǎng)方式4個(gè)因素有關(guān)聯(lián)。導(dǎo)致新生兒發(fā)生新生兒高膽紅素血癥的因素很多，且往往是多種因素共同影響，復(fù)雜多變，本研究結(jié)果與以往研究結(jié)果類(lèi)似[18]。由于關(guān)聯(lián)因素較少，故對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)因素值進(jìn)行評(píng)分的評(píng)分譜就顯得相對(duì)較窄（0.493～2.173），不利于對(duì)后期聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)矩陣中更多風(fēng)險(xiǎn)水平的細(xì)分[17]?？煽紤]為區(qū)域性差異和研究設(shè)計(jì)所致，例如缺少一些關(guān)鍵變量（過(guò)度體質(zhì)量喪失值、新生兒窒息情況、提前出院情況等）。對(duì)于研究設(shè)計(jì)上的問(wèn)題，將在今后的研究中進(jìn)一步深化和完善。值得注意的是，本研究中剖宮產(chǎn)是高膽紅素血癥的保護(hù)性因素，該結(jié)論與一些研究結(jié)論相反[19]，但與其他研究結(jié)果一致[20]?？紤]母親由于術(shù)后疼痛和麻醉因素，會(huì)出現(xiàn)推遲出院（產(chǎn)后＞72 h）并對(duì)新生兒采用人工喂養(yǎng)，這2個(gè)原因可阻止新生兒高膽紅素血癥的產(chǎn)生。

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（童穎丹 編輯）

A combined quantified risk matrix model for predicting infant hyperbilirubinemia

Yi Li,Ling Liu,Bi-zhen Shi,Lan Chen
(Guizhou Provincial Hospital of Maternal and Child Health Care,guiyang,Guizhou 550002,China)

ObjectiveTo predict infant hyperbilirubinemia intuitively,effectively and accurately with a combined quantified risk matrix built by infant hour-specific transcutaneous bilirubin (TCB)and the score system of clinical risk factors.MethodsIn total,5,250 healthy term and near-term newborns (gestational age≥35 weeks,birth weight≥ 2,000g)fromguizhou Provincial Hospital of Maternal and Child Health Care were included and their TCB values were continuously recorded in 168 hours after birth.The TCB values in the risk zones were used as the predictors.The hour-specific TCB nomograms were applied to establish a combined quantified risk matrix model with clinical risk factors.MethodsThe conic curve fitting the TCB nomograms with the quadratic equation showed that the TCB level increased fastest in 24-48 h,subsequently decreased.The univariate analysis showed that the infants in high risk zone after 72 h were associated withgestational age (GA),delivery mode,premature rupture of membranes (PROM)and feeding patterns.The multivariate analysis showed that the infants in high risk zone after 72 h were correlated with birth weight, delivery mode,PROM and feeding patterns.The likelihood of the participants withgA of 36.01-39.99 w in the high risk zone after 72 h was 1.73 times that of the infants withgA of 40.00 w.Comparing to the infants by vaginal delivery,those by cesarean section were 51%less likely to be in high risk zone after 72 h.The infants with artificial feeding were more likely to be in high risk zone after 72 h compared to those with mixed feeding[＾OR=2.173,95%CI(1.267,3.683)].A combined quantified matrix model was built by TCB risk zones and four clinical risk levels,which had 12 blocks.The 12 blocks weregrouped into 4 risk levels, namely very high (VH),high (H),median (M)and low (L)to predict the likelihood of hyperbilirubinemia.ConclusionsBased on the combined quantified matrix model and hour-specific TCB nomograms,infants are assigned into four risk levels to facilitate the implementation of accurate interview and prevent neonatal jaundice effectively.

newborn;transcutaneous bilirubin;hyperbilirubinemia;Bayes principle

R722.1

A

2016-07-21

劉玲，E-mail：liulingped@sina.com

10.3969/j.issn.1005-8982.2017.20.021

1005-8982（2017）20-0099-06