留言板

尊敬的读者、作者、审稿人, 关于本刊的投稿、审稿、编辑和出版的任何问题, 您可以本页添加留言。我们将尽快给您答复。谢谢您的支持!

姓名
邮箱
手机号码
标题
留言内容
验证码

基于Lasso回归构建恙虫病合并脓毒症的列线图模型

刘幸 李畏娴 朱翔 刘梦醒 李娜 夏加伟 张乐 武彦 李生浩

李博一, 牛玲, 马蓉, 张娴, 刘方, 唐艳, 苗翠娟, 张程, 韩竺君. 护骨素基因启动子区T950C多态性与2型糖尿病合并骨质疏松症的关系[J]. 昆明医科大学学报, 2022, 43(3): 67-73. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20220306
引用本文: 刘幸, 李畏娴, 朱翔, 刘梦醒, 李娜, 夏加伟, 张乐, 武彦, 李生浩. 基于Lasso回归构建恙虫病合并脓毒症的列线图模型[J]. 昆明医科大学学报, 2024, 45(9): 35-41. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20240906
Boyi LI, Ling NIU, Rong MA, Xian ZHANG, Fang LIU, Yan TANG, Cuijuan MIAO, Cheng ZHANG, Zhujun HAN. The Relationship Between T950C Polymorphism in the Promoter Region of Osteoprotegerin Gene and Type 2 Diabetes with Osteoporosis[J]. Journal of Kunming Medical University, 2022, 43(3): 67-73. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20220306
Citation: Xing LIU, Weixian LI, Xiang ZHU, Mengxing LIU, Na LI, Jiawei XIA, Le ZHANG, Yan WU, Shenghao LI. Construction of a Nomogram Model of Tsutsugamushi Disease Complicated with Sepsis Based on Lasso Regression[J]. Journal of Kunming Medical University, 2024, 45(9): 35-41. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20240906

基于Lasso回归构建恙虫病合并脓毒症的列线图模型

doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20240906
基金项目: 国家自然科学基金资助项目(82260408);云南省教育厅科研基金资助项目(2024J0879);昆明市卫健委卫生科研基金资助项目(2022-03-08-004)
详细信息
    作者简介:

    刘幸(1985~ ),男,云南昆明人,医学硕士,副教授,主要从事临床药学相关的研究工作

    通讯作者:

    武彦,E-mail:310178762@qq.com

    李生浩,E-mail:254914514@qq.com

  • 中图分类号: R513

Construction of a Nomogram Model of Tsutsugamushi Disease Complicated with Sepsis Based on Lasso Regression

  • 摘要:   目的  基于Lasso回归建立恙虫病合并脓毒症的列线图(Nomogram)模型,为恙虫病合并脓毒症的诊治提供参考。  方法  选取2012年6月至2023年12月昆明市第三人民医院收治的恙虫病患者作为研究对象(n = 235),其中恙虫病合并脓毒症患者作为实验组(n = 138),未合并脓毒症的恙虫病患者作为对照组(n = 97),利用Lasso回归筛选恙虫病合并脓毒症的影响因素,并通过Logistic回归构建列线图模型,使用受试者工作特征(receiver operating characteristic,ROC)曲线和校准曲线进行模型的效能评价,并通过临床决策曲线(decision curve analysis,DCA)进行临床效用分析。  结果  通过Logistic回归的多因素分析结果显示:年龄(OR = 1.039,95%CI:1.017~1.061)、PLT(OR = 0.995,95%CI:0.990~1.000)、UA(OR = 1.004,95%CI:1.001~1.008)、IgA(OR = 0.680,95%CI:0.472~0.979)为恙虫病合并脓毒症的独立影响因素。ROC曲线下面积(area under the curve,AUC)为0.721(95%CI:0.656~0.786,P < 0.001),模型的灵敏度为69.1%,特异度为63.1%。校准曲线提示该模型具有良好的一致性,临床决策曲线提示该模型具有较高的净收益值。  结论  恙虫病患者伴随年龄和UA水平的增高及PLT和IgA水平的降低,继发脓毒症的风险越高。
  • 我国人口老龄化逐渐加剧,2型糖尿病(type 2 diabetes mellitus,T2DM)和骨质疏松症(osteoporosis,OP)的发病率也在逐年上升。近30多年来,我国T2DM患病率从1980年的0.67%增加至目前的11.2%[1] ,T2DM及其并发症已严重危害人类健康。OP的发病率亦随着年龄的增长而增加。我国流行病学最新调查显示[2]: 65 岁以上人群中骨质疏松患病率高达32%。糖尿病人群容易合并骨质疏松并导致骨折高发,给个人、家庭、国家带来沉重负担,有研究认为氧化应激损伤、糖尿病性高血糖状态、胰岛素样生长因子(insulin like growth factor,IGF)分泌减少、糖尿病慢性并发症、炎症因子(CRP)升高等可能是糖尿病患者易同时合并骨质疏松并导致骨折高发的机制[3-5]。其中,遗传既是T2DM也是骨质疏松症发病的主要原因,且认为2型糖尿病伴发骨质疏松症是一种多基因遗传病,这些基因[6]包括维生素D受体基因及护骨素(osteoprotegerin ,OPG)基因等。对于OPG基因T950C的多态性与骨质疏松的研究,目前已有的研究结果尚不一致,且OPG基因与T2DM合并骨质疏松的关系研究还很少。本文目的在于探讨OPGT950C基因的多态性与T2DM合并骨质疏松的关系,希望能为预防糖尿病性骨质疏松提供有用信息。

    选取2017年6月至2019年1月在昆明市第一人民医院北院区内分泌科住院治疗的237例2型糖尿病患者,男性122例,女性115例,年龄50~84岁,平均(64.68±7.92)岁。所选人群均有10 a以上的昆明居住史。T2DM的诊断符合《中国2型糖尿病防治指南》(2017年版)的标准[7];骨质疏松的诊断符合《原发性骨质疏松症诊疗指南》(2017年版)的标准[8]。排除标准:(1)其他类型糖尿病及相关糖尿病的急性并发症者;(2)各类型肿瘤患者、营养不良、感染、其他肝肾等系统严重疾患者;(3)合并其他内分泌疾病(如亚甲炎、垂体功能减退)、免疫系统疾病、皮肤疾病,结缔组织疾病、骨骼系统疾病(如成骨不全患);(4)有甲状腺手术史的患者;(5)长期使用糖皮质激素类药物者,或曾经使用降钙素、活性维生素D等治疗的患者。根据骨密度测定的结果将237例的患者分为以下3组:A组:T2DM不合并骨质疏松组(61例,占25.7%),B组:T2DM合并骨量减少组(111例,占46.8%),C组:T2DM合并骨质疏松组(65例,占27.4%),本研究已通过昆明市第一人民医院甘美医院医学伦理学委员会批准,且所有患者均知晓研究内容,并签字同意。

    1.2.1   一般指标

    记录患者身高、体重、计算体重指数(BMI)、年龄、性别、患病的时间,有无吸烟,有无饮酒并且测量血压。空腹抽血(静脉血浆血)检测血钙、HbA1c、血脂指标(TC、TG、HDLC、LDLC)、尿酸(UA)、FPG、雌激素、睾酮、维生素D、Hs-CRP、FIB。检测OGTT-0 h、2 h血糖,测定0 h、2 h-INS水平。

    1.2.2   抽提OPGT950C基因组的DNA

    使用EDTA抗凝,置于-80C医用冰箱保存,待标本收集完成后,遵照 DNA提取试剂盒的说明书,用氯仿和苯酚的方法统一提取OPGT950C的DNA。具体所需要的试剂及仪器见表1

    表  1  DNA提取所需试剂及仪器
    Table  1.  DNA extraction reagent and instrument
    试剂及仪器 来源
    DNA提取试剂盒 AXYGEN公司
    TaqDNA聚合酶(5 U/UL) 大连生物工程公司
    引物 由昆明硕擎公司提供
    PCR仪 由美国应用生物系统公司提供(型号为 ABI2720)
    其他:Eppendorf管、电泳仪、恒温水浴箱、
    琼脂糖
    由NSET公司提供
    下载: 导出CSV 
    | 显示表格
    1.2.3   PCR扩增

    (1)扩增所采用的引物:上游引物5′ -GTTCCTCAGCCCGGTGGCTTTT-3′ 下游引物5′ -TGTGGTCCCGGAAACCTCAGG-3′ ;(2)PCR反应体系:共25 µL混匀液体,包括2XTaq PCR Master Mix 12.5 µL,PCR Forward Primer(10 µM,硕擎)1 µL,PCR Reverse Primer(10 µM,硕擎)1 µL,Template DNA 4 µL,Nuclease-freeWater 8.5 µL;(3)PCR扩增条件:95 ℃2 min预变性,然后需要进行36个后续的循环,循环条件是:95 ℃时变性30 s,56 ℃复性30 s,72 ℃延伸60 s。反应完成后,再经过72 ℃延伸10 min。

    1.2.4   OPGT950C基因分型

    用限制性内切酶HincII酶切:取PCR产物,加入内切酶的缓冲液及限制性内切酶HincII,水浴2 h,经过2%琼脂糖凝胶电泳分离酶解产物片段,再进行自动成像分析仪紫外灯下基因型的判读。

    1.2.5   骨密度测量

    骨密度检测均采用双能X线吸收仪(DEXA)测定,患者取仰卧位,测定部位为腰椎1-4,双侧髋部及股骨颈。且由专人操作。

    本研究使用SPSS11.5软件包进行分析处理。基因型分布有无代表性通过Hardy-Weinberg平衡进行检测。所有正态分布计量资料用 $(\bar x \pm s)$表示。正态分布的计量资料的3个组间比较用方差分析,偏态分布的变量用MP25P75)表示,偏态分布的计量资料3组间比较采用非参数检验,等位基因检出率采用直接计数法,用率表示,使用χ2检验。最后通过Logistic多因素回归分析筛选糖尿病合并骨质疏松症的独立危险因素。检验标准为以P < 0.05为差异有统计学意义。

    糖尿病病程、SBP、TC、TG、LDLC、FPG、HbA1C、OGTT-0 h、OGTT-2 h、INS-0 h、INS-2 h、HOMA-IR、UA、血钙、维生素D、Hs-CRP、FIB (P > 0.05)均无统计学意义。而吸烟、饮酒、年龄、性别、身高、体重、HDL-C、睾酮、雌激素、BMI、舒张压差异( P < 0.05),均有统计学意义。且C组与A组比较时,以上的一般资料均有统计学差异( P < 0.05),见 表2

    表  2  3组人群的一般资料比较[( $ \bar x \pm s $)/M(P25,P75)]
    Table  2.  Comparison of general data of three groups[( $ \bar x \pm s $)/M(P25,P75)]
    指标 A组(n=61) B组(n=111) C组(n=65) x2/F/Z P
    年龄(岁) 61.65 ± 8.16 64.79 ± 10.15# 66.33 ± 6.77# & 4.573 0.011*
    性别(男/女)) 46/15 61/50 # 15/50# & 18.286 < 0.001 *
    舒张压(mmHg) 80.77 ± 11.51 78.64 ± 10.27 74.97 ± 12.30# 4.364 0.014*
    吸烟(是/否) 24/37 32/79 11/54# 7.833 0.020*
    饮酒(是/否) 17/44 29/82 6/59# & 8.518 0.014*
    身高(m) 167.64 ± 7.32 164.12 ± 8.04# 158.13 ± 7.21#& 24.880 < 0.001 *
    体重(kg) 71.02 ± 11.16 65.85 ± 9.94# 59.07 ± 10.45#& 20.955 < 0.001 *
    体重指数(kg/m2 25.26 ± 2.77 24.29 ± 2.75# 23.40 ± 3.21# 6.369 0.002*
    HDLC(mmol/L) 1.09 ± 0.34 1.15 ± 0.28 1.23 ± 0.31# 3.410 0.035*
    雌激素
    (pmol/L)
    116.90(80.73,152.44) 90.42(60.97,140.19) 81.12(58.63,98.22 )# −1.949 0.041*
    睾酮(nmol/L) 9.13(1.94,14.85 ) 5.17(1.32,12.09 ) 1.57(1.17,2.38 )#& −2.281 0.023*
       P* < 0.05;两两比较:与A组比较, #P < 0.05;与B组比较, &P < 0.05。
    下载: 导出CSV 
    | 显示表格

    OPG基因T950C内切酶Hinc II酶切位点多态性确定为:出现342 bp一条带的为纯合子TT,出现117 bp和225 bp两条带的为纯合子CC,出现342 bp、225 bp、和117 bp三条带的为杂合子TC,见图1

    图  1  OPG基因T950C的基因型酶切电泳图
    Figure  1.  Genotype restriction electrophoresis map of OPG gene T950C

    统计学分析显示OPG基因T950C的基因型符合Hardy-Weinberg平衡定律,说明所研究人群代表性好。在237例人群中, OPG基因T950C基因型分布具体情况为:TT型71例(30.0%),TC型125例(52.7 %),CC型41例(17.3%)。提示昆明地区糖尿病患者中,OPG的基因型以TC型为主;在2型糖尿病合并骨质疏松组65例人群中OPG基因T950基因型分布具体情况为:TT型13例(19.6%),TC型36例(55.4%),CC型16例24.6%)。提示糖尿病合并骨质疏松中,TC型仍是OPG基因T950的主要基因型。

    2.2.1   3组人群OPG基因T950C基因型的分布频率比较

    结果显示:OPG基因 T950C型基因TT,TC,CC基因型比较,无统计学差异(P > 0.05),见 表3

    表  3  OPG基因T950C基因型的分布频率比较[n(%)]
    Table  3.  OPG gene T950C genotypes distribution frequency comparison [n(%)]
    组别 TT TC CC 合计(n
    A组 21(34.4 ) 32(52.5) 8(13.1) 61
    B组 37(33.3 ) 57(51.7) 17(15.3) 111
    C组 13(19.6) 36(55.4) 16(24.6) 65
    合计(n 71 125 41 237
      注:χ2 = 5.989,P = 0.200。
    下载: 导出CSV 
    | 显示表格
    2.2.2   3组人群OPG基因T950C等位基因比较

    结果显示:等位基因C、T的分布频率无统计学差异(P > 0.05),见 表4

    表  4  OPG基因T950C等位基因分布频率
    Table  4.  OPG gene T950C allele frequency distribution
    组别 频数 T C
    A组 122 74 48
    B组 222 131 91
    C组 130 62 68
      注:χ2 = 5.519,P = 0.063。
    下载: 导出CSV 
    | 显示表格
    2.2.3   OPG基因T950C基因多态性和T2DM患者骨密度的关系

    结果显示:237例T2DM患者中,按OPG基因T950C的不同基因型进行分组比较,各部位的骨密度值均无统计学差异(P > 0.05),见 表5

    表  5  OPG基因T950C基因多态性和T2DM患者骨密度的关系(g/cm2
    Table  5.  The relationship between the OPGgeneT950C gene polymorphism and BMD of T2DM patients (g/cm2
    指标 TT 组(n=71) TC组(n=125) CC组(n=41) F/Z P
    腰1 0.952 ± 0.161 0.944 ± 0.166 0.887 ± 0.155 1.521 0.222
    腰2 1.034 ± 0.187 1.021 ± 0.188 0.937 ± 0.171 2.371 0.097
    腰3 1.081 ± 0.206 1.066 ± 0.197 0.977 ± 0.171 2.639 0.075
    腰4 1.113 ± 0.215 1.082 ± 0.181 1.022 ± 0.226 1.763 0.175
    左股骨颈 0.885 ± 0.194 0.873 ± 0.193 0.805 ± 0.158 1.582 0.209
    左大粗隆 0.774 ± 0.154 0.759 ± 0.167 0.684 ± 0.142 2.779 0.065
    左全髋 0.965 ± 0.150 0.912 ± 0.268 0.870 ± 0.135 1.514 0.224
    右股骨颈 0.884 ± 0.156 0.835 ± 0.353 0.773 ± 0.206 1.273 0.283
    右大粗隆 0.775 ± 0.149 0.726 ± 0.294 0.659 ± 0.184 1.909 0.152
    右全髋 0.959(0.863,1.085) 0.912(0.801,1.043) 0.859(0.721,0.951) 1.096 0.295
    下载: 导出CSV 
    | 显示表格

    将OPG基因T950C基因型及3组人群一般资料中有统计学差异的的指标,作为自变量,2型糖尿病患者是否合并骨质疏松症作为因变量进行回归分析,结果显示:年龄(OR 1.108、95%CI:1.033~1.188、P = 0.004)、吸烟(OR 8.190、95%CI:1.368~49.053、P = 0.021)可以进入回归方程,见表6

    表  6  Logistic多因素分析结果
    Table  6.  Logistic analysis results
    因素 B P OR值 95%CI
    OPG-T950C 0.285 0.435 1.330 0.650~2.820
    年龄 0.103 0.004 1.108 1.033~1.188
    性别 0.364 0.696 1.439 0.231~8.947
    舒张压 0.005 0.831 1.005 0.963~1.049
    吸烟 2.1.03 0.021 8.190 1.368~49.053
    饮酒 −0.990 0.239 0.372 0.071~1.933
    身高 −0.084 0.251 0.919 0.797~1.061
    体重 −0.017 0.814 0.983 0.854~1.132
    体重指数 −0.106 0.607 0.900 0.602~1.345
    HDL-C 0.500 0.570 1.648 0.293~9.265
    雌激素 0.001 0.819 0.999 0.993~1.005
    睾酮 −0.117 0.081 0.889 0.7779~1.015
    下载: 导出CSV 
    | 显示表格

    糖尿病性骨质疏松症 (Diabetic osteoporosis)是指糖尿病并发骨量减少,骨组织显微结构受损,骨脆性增加,易于骨折的一种全身性代谢性骨病[9]。糖尿病患者易合并骨质疏松症。据报道,约有30%的糖尿病患者合并骨质疏松症[10]。面对庞大的糖尿病性骨质疏松人群,积极寻找两者之间的关系问题成为内分泌领域新的研究热点和难点。但是,糖尿病性骨质疏松症的病因和发病机制比较复杂,是多因素共同作用的结果,其中糖尿病性高血糖、年龄、吸烟、生活方式、性别、环境、体重、营养状态和遗传等都是重要原因和影响因素。

    护骨素是骨代谢的重要调节因子,属于肿瘤坏死因子受体超家族成员之一,对于骨代谢有重要的意义:诱导破骨细胞凋亡,抑制破骨细胞的形成、分化、存活[11-12]。护骨素是目前已知的唯一一个通过成骨细胞膜上核因子-κB受体活化体配体(receptor activator of nuclear factor-κB ligand,RANKL)结合,进而封闭成骨细胞诱导的破骨细胞分化成熟及溶骨性骨吸收的可溶性饵受体[12-15]。在众多的基因中,护骨素基因是骨质疏松的优良的候选基因之一。国内外研究发现:护骨素基因与原发性骨质疏松的发病关系密切[16-18]。但目前国内对于护骨素基因与糖尿病性骨质疏松的研究报道很少。Suzuki K[19]报道,对男性2型糖尿病患者的研究发现,护骨素与骨密度呈负相关。国内郑蓉[20]报道,在老年女性2型糖尿病患者中,OPG基因T950C的多态性与2型糖尿病老年女性骨密度有关联,其中等位基因C可能对老年女性2型糖尿病的骨密度有保护作用。常见研究的OPG基因多态性有T950C、A163G、T245G等,本研究选取OPG T950C基因位点。

    本研究显示:OPG T950C基因型中的TC型是昆明地区T2DM患者的主要的基因型,占52.7%,与刘杰[21]、武兆忠[22]的报道一致,但明显不同于高加索妇女(以CC型为主[22]。说明OPG T950C基因型分布存在种族差异。

    在2型糖尿病不合并骨质疏松组(A)、2型糖尿病合并骨量减少组(B)、2型糖尿病合并骨质疏松组(C)3组比较,OPG 基因T950C的基因型频率差异无统计学意义,等位基因频率亦无统计学差异,且OPG T950C三种基因型各部位的骨密度差异也无统计学意义,显示OPG基因T950基因型可能与昆明地区T2DM合并骨质疏松症无关。Logistic多因素分析显示: OPG T950C基因型未能进入回归方程,说明OPG T950C基因型不会增加T2DM患者合并骨质疏松症的风险,因此, OPG T950C基因型可能不是T2DM伴骨质疏松症患者遗传的易感基因。刘杰[21]对50例绝经后骨质疏松症的女性与50例非骨质疏松女性的研究发现:OPG T950C的基因型分布频率无差异,各基因型间各部位的骨密度也无差异。武兆忠[22]也报道绝经后患有骨质疏松症的女性与绝经后未患有骨质疏松症的女性比较,OPG基因 T950C基因型频率分布无差异。当然也有研究认为OPG基因多态性T950C、g.27563G > A、A163G,T245G等与绝经后女性相关 [23-28],但未见OPG T950C基因多态性在2型糖尿病伴骨质疏松症人群中的研究。本研究揭示了OPG T950C基因多态性与2型糖尿病伴骨质疏松症的关系,在云南省属于首次。

    总之,T2DM合并骨质疏松症病因和发病机制比较复杂,遗传是该疾病发病的主要因素之一,且该疾病亦被认为是一种多基因共同作用的疾病,单个的、孤立的基因的作用往往是局限的。并且每个基因的多态性与种族,民族、国家、区域等密切相关,不同种族、不同民族、不同国家、不同地域间基因多态性也存在较大不同。笔者的研究未发现OPG T950C的基因多态性与昆明地区T2DM合并骨质疏松症的遗传易感性相关。应该更进一步扩大样本量,开展多地域、多民族、多个基因的联合研究,从分子生物学方面探讨2型糖尿病合并骨质疏松症的遗传发病机制,为2型糖尿病合并骨质疏松症的预防和治疗提供更多的参考和思路。

  • 图  1  焦痂发生部位

    A:焦痂发生在左乳房下;B:焦痂发生在右大腿外侧。

    Figure  1.  Location of scab occurrence

    图  2  Lasso回归系数路径

    Figure  2.  Lasso regression coefficient path

    图  3  Lasso回归交叉验证结果

    Figure  3.  Lasso regression cross-validation results

    图  4  恙虫病合并脓毒症的列线图模型

    Figure  4.  Nomogram model of tsutsugamushi disease with sepsis

    图  5  恙虫病合并脓毒症预测模型的ROC曲线

    Figure  5.  ROC curve of the predictive model for tsutsugamushi disease combined with sepsis

    图  6  恙虫病合并脓毒症列线图模型的校准曲线

    Figure  6.  Calibration curve of Nomogram model for tsutsugamushi disease combined with sepsis

    图  7  恙虫病合并脓毒症列线图模型的DCA曲线

    Figure  7.  DCA curve of the nomogram model of tsutsugamushi disease combined with sepsis

    表  1  2组患者的一般资料比较[n(%)/M(P25,P75)/$\bar x \pm s $]

    Table  1.   Comparison of general information between two groups of patients [n(%)/M(P25,P75)/$\bar x \pm s $]

    项目样本总量(n=235)观察组(n=138)对照组(n=97) t/χ2/ZP
    年龄(岁)48.7±14.850.9±14.746.5±14.6t=2.3520.019*
    性别
     男性137(58.3)75(54.7)62(63.9)χ2=2.1460.143
     女性98(41.7)63(45.3)35(36.1)
    居住地
     市区100(42.6)58(41.8)42(43.1)χ2=0.0370.846
     郊县135(57.4)80(58.2)55(56.9)
    民族
     汉族214(91.1)122(88.1)92(95.2)χ2=2.9030.088
     其他族21(8.9)16(11.9)5(4.8)
    婚姻
     已婚217(92.3)130(94.2)87(89.7)χ2=1.6390.200
     未婚18(7.7)8(5.8)10(10.3)
    职业
     农民157(66.8)90(65.2)67(69.1)χ2=0.3820.537
     非农78(33.2)48(34.8)30(30.9)
    发病时间(d)14(9.5,19.0)14(10,19.0)14(9.0,19.0)Z=−0.4450.656
    发热229(97.4)135(97.8)94(96.9)χ2=0.1930.660
    头痛138(58.7)80(58.0)58(59.8)χ2=0.0780.780
    畏寒139(59.1)81(58.7)58(59.8)χ2=0.0280.866
    乏力106(45.1)62(44.9)44(45.4)χ2=0.0040.948
    肌痛96(40.9)56(40.6)40(41.2)χ2=0.0100.919
    咳嗽80(34.0)48(34.8)32(33.0)χ2=0.0820.775
    K+(mmol/L)3.52±0.443.46±0.443.58±0.43t=1.9400.041*
    ALT(U/L)82.50(50.25,126.0)70(49,112.5)92(53,137)Z =−1.9250.044*
    IgA(g/L)2.15(1.89,2.17)2.17(1.67,2.20)2.12(1.98,2.37)Z=−1.8520.046*
    IgG(g/L)10.29(9.17,10.97)9.11(8.54,11.23)10.34(9.86,11.45)Z=−1.7620.018*
    IL-1β(pg/mL)24.49(17.54,24.51)23.12(22.15,25.18)25.42(18.88,27.91)Z=−1.2810.020*
    IL-5(pg/mL)2.31(2.11,2.81)1.15(1.11,2.61)2.40(1.61,2.87)Z=−1.6950.009*
      *P < 0.05。
    下载: 导出CSV

    表  2  恙虫病合并脓毒症的多因素Logistic回归分析

    Table  2.   Multivariate logistic regression analysis of tsutsugamushi disease complicated with sepsis

    指标 β S.E. Wald P OR 95%CI
    Age 0.038 0.011 12.584 <0.001* 1.039 1.017~1.061
    PLT −0.005 0.002 4.553 0.033* 0.995 0.990~1.000
    UA 0.004 0.002 5.319 0.021* 1.004 1.001~1.008
    IgA −0.386 0.186 4.313 0.038* 0.680 0.472~0.979
    IL-6 −0.004 0.002 2.627 0.105 0.996 0.991~1.001
    IFN-γ 0.009 0.005 2.983 0.084 1.009 0.999~1.018
    常量 −0.722 0.803 0.808 0.369 0.486
      *P < 0.05。
    下载: 导出CSV
  • [1] 王子文,张林娜,徐猛,等. 肺部感染并发脓毒症患者入院28 d内死亡预测模型的构建[J]. 山东医药,2023,63(3):37-43. doi: 10.3969/j.issn.1002-266X.2023.03.008
    [2] 李兰娟,任红. 传染病学 [M]. 9版. 北京: 人民卫生出版社,2018: 142-150.
    [3] Braun D. A retrospective review of the sepsis definition after publication of sepsis-3[J]. Am J Med,2019,132(3):382-384. doi: 10.1016/j.amjmed.2018.11.003
    [4] 梁桐, 刘莹, 李幼霞, 等. 恙虫病临床特征及重症危险因素分析[J]. 中国热带医学,2023,23(9):961-965.
    [5] Luce-Fedrow A,Lehman M L,Kelly D J,et al. A review of scrub typhus (orientia tsutsugamushi and related organisms): Then,now,and tomorrow[J]. Trop Med Infect Dis,2018,17(1):8-11.
    [6] 谢晓菲,王高玉,黄艺,等. 中国恙虫病流行及临床研究进展(2010-2020)[J]. 海南医学院学报,2023,29(19):1505-1509.
    [7] Lee N,Ip M,Wong B,et al. Risk factors associated with life-threatening rickettsial infections[J]. Am J Trop Med Hyg,2008,78(6):973-978. doi: 10.4269/ajtmh.2008.78.973
    [8] Bhargava A,Kaushik R,Kaushik R M,et al. Scrub typhus in uttarakhand & adjoining uttar pradesh: Seasonality,clinical presentations & predictors of mortality[J]. Indian J Med Res,2016,144(6):901-909. doi: 10.4103/ijmr.IJMR_1764_15
    [9] Hou N,Li M,He L,et al. Predicting 30-days mortality for MIMIC-III patients with sepsis-3: A machine learning approach using XGboost[J]. J Transl Med,2020,18(1):462-471. doi: 10.1186/s12967-020-02620-5
    [10] Sharma R,Mahajan S K,Singh B,et al. Predictors of severity in scrub typhus[J]. J Assoc Physicians India,2019,67(4):35-38.
    [11] Zhang C,Shang X,Yuan Y,et al. Platelet-related parameters as potential biomarkers for the prognosis of sepsis[J]. Exp Ther Med,2023,25(3):133-140. doi: 10.3892/etm.2023.11832
    [12] 路伟民,杨小涛,朱瑛,等. 儿童恙虫病175例的临床特征及重症恙虫病危险因素[J]. 昆明医科大学学报,2022,43(8):72-80. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20220814
    [13] Verma S K,Gupta K K,Arya R K,et al. Clinical and biochemical profile of scrub typhus patients at a tertiary care hospital in Northern India[J]. J Family Med Prim Care,2021,10(3):1459-1465. doi: 10.4103/jfmpc.jfmpc_1162_20
    [14] Mahajan S K,Sharma R,Singh B. Is hyperuricemia a marker of severity of disease in Scrub typhus[J]. J Assoc Physicians India,2022,69(12):11-12.
    [15] 王英,李梅,许汪斌,等. 云南省2017至2018年重症恙虫病临床特征分析[J]. 中华危重病急救医学,2019,31(8):1018-1023. doi: 10.3760/cma.j.issn.2095-4352.2019.08.021
    [16] 文芳,司少魁. 醒脑静注射液联合乌司他丁、连续性肾脏替代治疗对脓毒症合并急性肾损伤患者的疗效、免疫功能及血流动力学的影响[J]. 临床肾脏病杂志,2024,24(1):25-32. doi: 10.3969/j.issn.1671-2390.2024.01.005
    [17] Corona A,Richini G,Simoncini S,et al. Treating critically Ⅲpatients experiencing SARS-CoV-2 severe infection with IgM and IgA enriched IgG infusion[J]. Antibiotics (Basel),2021,10(8):930-941. doi: 10.3390/antibiotics10080930
    [18] Bhattacharya P K,Murti V S,Jamil M,et al. Clinical profile and determinants of scrub typhus presenting with sepsis based on sepsis-3 criteria[J]. J Vector Borne Dis,2020,57(4):307-313. doi: 10.4103/0972-9062.313963
  • [1] 李从信, 岳海东, 朱鹏熹, 黄光仙, 沐领捷, 彭亚男, 王怡洁, 杨洋.  老年脓毒症患者不同维生素D3水平与免疫炎症指标相关性分析, 昆明医科大学学报. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20250208
    [2] 姬燕梅, 李文俊, 李青芸, 郭妮, 蒙妮, 周丹, 李秋宇, 金醒昉.  急性缺血性脑卒中后认知障碍相关因素分析及列线图模型构建, 昆明医科大学学报. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20240511
    [3] 牛俊杰, 姬文娟, 于拽拽.  肠道菌群、血清ET、PCT水平与脓毒症病情程度、预后的相关性, 昆明医科大学学报. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20240420
    [4] 张赛琼, 李武全, 陈青江.  连续性肾脏替代治疗应用于重度烧伤脓毒症的临床疗效, 昆明医科大学学报. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20231114
    [5] 薛淋淋, 李秉翰, 刘春云, 李卫昆, 常丽仙, 李慧敏, 祁燕伟, 刘立.  预测普通病房中丙型肝炎肝硬化并脓毒症患者潜在死亡列线图的建立及评价, 昆明医科大学学报. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20230630
    [6] 李从信, 张大鹏, 沐领捷, 杨吉林, 董丽宏, 王怡洁.  HCT-ALB在脓毒症相关性脑病早期诊断中的运用价值, 昆明医科大学学报. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20220901
    [7] 李文卓, 杨莉, 夏婧.  心脉隆注射液对脓毒症心肌病的临床疗效观察, 昆明医科大学学报. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20221221
    [8] 王虹, 杨德兴, 王强, 周维钰, 唐杰夫, 王振方, 付凯, 刘圣哲, 刘荣.  ICU脓毒症患者发生再喂养综合征的危险因素分析及预测模型建立, 昆明医科大学学报. doi: 10.12259/j.issn.2095-610X.S20221102
    [9] 蒋恩琰, 杨博伟, 刘建和.  基于24 h尿液代谢构建列线图模型预测高危泌尿系结石的复发, 昆明医科大学学报.
    [10] 徐键, 王梓瑜, 陈耀祥, 牟波, 金焰, 马蕾.  PCT、CRP检测在老年肺炎合并脓毒症患者中的应用, 昆明医科大学学报.
    [11] 刘桠名, 徐冕, 颜悦新, 周凤高, 许成, 赵琨, 蒋国云, 武彧, 刘荣.  基于代谢组学的脓毒症大鼠生物标志物研究, 昆明医科大学学报.
    [12] 龙瑾庭, 宝福凯, 柳爱华.  细胞因子与恙虫病关系的研究进展, 昆明医科大学学报.
    [13] 滕琰.  血液灌流治疗脓毒症时对炎症因子的影响, 昆明医科大学学报.
    [14] 王锦.  血糖变异性对脓毒症28 d死亡率临床影响, 昆明医科大学学报.
    [15] 李静.  云南省某大学新生中莱姆病和恙虫病的血清流行病学调查, 昆明医科大学学报.
    [16] 徐盈.  脓毒症大鼠肿瘤坏死因子-a、内皮素-1、核因子kB表达与心肌损伤及药物影响的研究, 昆明医科大学学报.
    [17] 缪玉兰.  凝血酶敏感蛋白-1介导脓毒症肝损伤中ERK通路的作用研究, 昆明医科大学学报.
    [18] 缪玉兰.  凝血酶敏感蛋白-1对脓毒症肝损伤影响的实验研究, 昆明医科大学学报.
    [19] 血必净注射液对脓毒症患者促炎/抗炎平衡的临床应用, 昆明医科大学学报.
    [20] 41例恙虫病临床分析, 昆明医科大学学报.
  • 期刊类型引用(3)

    1. 殷优宏,周立建,戎国祥,马人杰. 食管癌和肺癌患者围手术期发生肺栓塞的危险因素分析. 血管与腔内血管外科杂志. 2024(03): 349-352+361 . 百度学术
    2. 项汝霏. D-二聚体与FDP联合检测在创伤后深静脉血栓形成风险评估中的应用. 浙江创伤外科. 2024(11): 2162-2164 . 百度学术
    3. 廖尝君,刘艳. 影响肺癌患者发生下肢静脉血栓的危险因素及相关预防策略研究. 心血管病防治知识. 2024(23): 113-117 . 百度学术

    其他类型引用(0)

  • 加载中
图(7) / 表(2)
计量
  • 文章访问数:  499
  • HTML全文浏览量:  435
  • PDF下载量:  20
  • 被引次数: 3
出版历程
  • 收稿日期:  2024-03-22
  • 网络出版日期:  2024-06-04
  • 刊出日期:  2024-09-25

目录

/

返回文章
返回