脓毒症患者使用美罗培南继发 多重耐药菌感染的风险预测

陈利红，韩欣妍，张晓霞，窦林杰，董海燕

(西安交通大学第一附属医院：1. 健苑五涉外病房；2. 药学部，陕西西安 710061)

细菌耐药是重症感染患者治疗过程所面临的一个越来越严重的问题，并且已经成为全球公共卫生事业所共同面临的重大挑战[1-3]。多重耐药菌(multidrug-resistant organism, MDRO)的出现对于人类健康、生态安全及经济发展都带来了巨大的威胁[4-6]。MDRO感染不仅增加治疗成本，更是重症感染患病率及死亡率增加的主要原因[2,5,7]。

重症患者由于免疫抑制、基础疾病、多脏器功能损害、侵袭性操作及治疗等原因通常容易受到细菌侵袭。重症监护病房(intensive care unit, ICU)通常被认为是MDRO产生并继发感染的高危区域[6]。有研究表明，多重耐药铜绿假单胞菌及多重耐药鲍曼不动杆菌的检出和入住ICU相关[8-9]。脓毒症指宿主对感染反应失控而导致危及生命的器官功能衰竭。脓毒症是危重症领域的一个重大问题，是每年1/4重症患者的死亡原因[10]。由于脓毒症患者病情危重，感染进展迅速，严重脓毒症患者合并脏器功能不全甚至衰竭，相应抗感染治疗多采用降阶梯治疗，初始抗菌药物常使用广谱碳青霉烯类(美罗培南、亚胺培南/西司他丁、多利培南)或青霉素/β-内酰胺酶抑制剂联合制剂。西安交通大学第一附属医院2016年抗菌药物消耗数据显示，美罗培南使用量最高。有多项研究表明，碳青霉烯类等广谱抗菌药物的使用是引发细菌耐药的一项重要因素[11-14]。MOGHNIEH等[11]研究表明，碳青霉烯类使用时间大于4 d是MDRO发生的独立风险因素。此外，NAKAMURA等[15]研究表明，美罗培南的使用会加大多重耐药铜绿假单胞菌感染的风险[优势比(odds ratio,OR)=10.6，P<0.001]，并且建议限制美罗培南的使用。

美罗培南存在很多优点(如抗菌谱广、疗效确切、安全性高)，并且越来越多地被应用于重症患者，因此，对脓毒症患者在使用美罗培南后继发MDRO感染及相关风险因素分析不应被忽视，而目前还没有关于使用美罗培南的脓毒症患者继发MDRO感染的影响因素的研究报道。本研究拟确定使用美罗培南的脓毒症患者发生MDRO的风险预测因子，以提高美罗培南在脓毒症患者中的用药安全性。

1 资料与方法

1.1研究对象选取西安交通大学第一附属医院2013年1月-2016年1月使用美罗培南抗感染治疗的脓毒症患者，纳入标准：住院期间使用过美罗培南并且用药时间大于3 d；至少符合以下任意2项的患者，即体温>38 ℃或<36 ℃；呼吸过速(>20次/分)、PaCO2<32 mmHg(1 mmHg=0.133 kPa)或需要机械通气；心率>90次/min；外周血白细胞计数(white blood cell, WBC)大于10×109/L，外周血WBC计数降低至小于4×109/L或者外周血WBC计数正常但是未成熟细胞大于10%；临床诊断为感染引起以上表现。排除标准：资料不完整的患者；妊娠患者。

1.2MDRO的定义对临床使用的3类或3类以上抗菌药物同时耐药的细菌，包括耐甲氧西林金黄色葡萄球菌(MRSA)、耐万古霉素肠球菌(VRE)、产超广谱β-内酰胺酶(ESBLS)细菌、耐碳青霉烯类抗菌药物的肠杆菌(CRE)、耐碳青霉烯类抗菌药物鲍曼不动杆菌(CR-AS)、多重耐药/泛耐药铜绿假单胞菌(MDR/PDR-PA)等[16]。本研究中继发性MDRO是指患者在使用美罗培南后，在痰、尿液、血液、切口分泌物或引流液等样本中检出MDRO，入组患者已排除原发性MDRO。有基础肾脏疾病或肾损伤原因，血肌酐值上升至大于170 μmol/L者，定义为慢性肾功能不全。

1.3患者资料的收集患者的病例资料及病原菌检查结果均从医院电子信息系统获得，主要包括患者姓名、年龄、性别、临床诊断、实验室检查和患者的急性生理与慢性健康(acute physiology and chronic health evaluation Ⅱ, APACHEⅡ)评分(APACHEⅡ评分是目前临床常用的评估患者病情危重程度的系统评分之一，包括3部分，即急性生理评分、年龄评分及慢性健康评分，通过对患者进行评分对疾病严重程度进行分类[17])及微生物学检查等。

1.4结局指标主要结局指标为使用美罗培南后患者的相关病原学标本中MDRO的检出情况。

1.5伦理学审查本研究取得了医院伦理委员会同意。因本研究的回顾性分析特性，免除了患者知情同意书的签订。

1.6统计学分析对连续变量进行正态分布检验，对于符合正态分布的连续变量采用均数±标准差进行描述，采用Student’st检验对组间差异进行检验。不符合正态分布的连续变量则采用中位数(范围/四分位间距)进行描述，采用Mann-WhitneyU检验对组间差异进行分析。分类变量采用频数及百分比进行描述，采用卡方检验或Fisher确切检验对分类变量进行分析。

根据单因素分析结果，当P<0.1时纳入多因素Logistic分析。在进行多因素分析之前，通过计算容忍度(tolerance, T)及方差膨胀因子(variance inflation factor, VIF)对各个变量之间的多重共线性进行检验，若T>0.1或VIF<10则表明各变量之间不存在多重共线性现象。确定各变量之间不存在多重共线性后，进行多因素Logistic回归分析，根据多因素Logistic回归的结果确定脓毒症患者在使用美罗培南后继发MDRO感染的影响因素。根据影响因素分析结果，建立联合预测因子，通过做出受试者工作特征(receiver operating characteristic, ROC)曲线并计算曲线下面积(area under the curve, AUC)，确定各个指标的预测效能，得出敏感性折点。

所有统计分析均通过SPSS 19.0(SPSS, Chicago, IL, USA)完成，所有检验均为双侧检验，以P<0.05为差异具有统计学意义。

2 结 果

2.1研究对象的一般情况本研究符合纳入标准的共有76名患者，其中有44例患者在用药前病原菌明确，其中有33例存在多个部位感染，所占比例最高，为75.0%(33/44)，其次为肺部感染6例(13.6%)、泌尿系感染2例(4.5%)、血行感染2例(4.5%)及皮肤软组织感染1例(2.3%)。有25例(25/76，32.9%)患者在使用美罗培南之后继发MDRO感染，其中19例患者继发感染1种MDRO，主要为鲍曼不动杆菌(8/25，32.0%)，其次为屎肠球菌(3/25，12.0%)、葡萄球菌属(3/25，12.0%)和铜绿假单胞菌(2/25，8.0%)。另有6例(24.0%)患者继发同时感染多种MDRO，其中有5例患者同时感染屎肠球菌和其他细菌(如鲍曼不动杆菌、铜绿假单胞菌)，1例患者同时感染鲍曼不动杆菌和表皮葡萄球菌(表1)。

纳入的76例患者中，男性患者占51.3%(39/76)，年龄分布在20～93岁，APACHE Ⅱ评分均值为20.9，这76例患者使用美罗培南的时间在4～44 d(表2)。

2.2继发性MDRO感染的影响因素分析76例患者中有25例(32.9%)继发MDRO感染，发生组与未发生组的人口学资料、合并症、合并用药及实验室检查值等资料如表2所示。

在单因素分析中，合并呼吸系统疾病、糖尿病、机械通气、美罗培南用药时间(d)及使用糖皮质激素与继发性MDRO感染相关。根据单因素分析结果对合并呼吸系统疾病、糖尿病、机械通气、美罗培南用药时间(d)及使用糖皮质激素等5个因素进行多重共线性诊断，结果VIF值均小于10，表明这5个因素之间不存在多重共线性现象，可进行多因素分析。因此，最终将合并呼吸系统疾病、糖尿病、机械通气、美罗培南用药时间(d)及使用糖皮质激素等因素纳入多因素分析。多因素分析结果显示，美罗培南用药时间(d)[OR=1.349(1.131～1.609)，P=0.001]及机械通气[OR=6.965(1.532～31.672)，P=0.012]是脓毒症患者使用美罗培南后继发MDRO感染的影响因素(表3)。

表1使用美罗培南后继发MDRO感染(n=25)的微生物学信息

Tab.1 Microbiological findings of patients (n=25) with acquired MDRO infection after meropenem therapy

继发MDRO感染的病原菌n(%)分离出1种MDRO19(76.0) G+菌 葡萄球菌属3(12.0) 溶血性葡萄球菌2(8.0) MRSA1(4.0) 屎肠球菌3(12.0) 粪肠球菌1(4.0) G-菌 鲍曼不动杆菌8(32.0) 铜绿假单胞菌2(8.0) 伊丽莎白杆菌1(4.0) 粘液奈瑟菌1(4.0)分离出>1种MDRO6(24.0) 鲍曼不动杆菌合并有表皮葡萄球菌1(4.0) 屎肠球菌合并以下菌 铜绿假单胞菌1(4.0) 铅黄肠球菌1(4.0) 缓慢葡萄球菌1(4.0) 鲍曼不动杆菌2(8.0)

MDRO：多重耐药菌；MRSA：甲氧西林耐药金黄色葡萄球菌。

2.3继发MDRO风险预测评估模型的建立根据多因素分析结果，以美罗培南用药时间(X1)和机械通气(X2)为自变量，是否继发MDRO为因变量，可以得到如下方程：Y=-4.921+0.299X1+1.941X2(式1)，进行变换可得到联合预测因子Lβ(Y)：Lβ(Y)=X1+6.49X2(式2)。

根据上述结果，分别以美罗培南用药时间(d)、机械通气及联合预测因子为检验变量，以是否继发MDRO为状态变量，构建ROC曲线并计算ROC曲线下面积(图1)，分别为0.784(P<0.001)、0.665(P=0.02)和0.841(P<0.001)，均具有统计学意义，其中，Lβ(Y)的AUC高于其他2个变量，表明Lβ(Y)对于使用美罗培南的脓毒症患者继发MDRO的预测效能优于其他2个单一指标。Lβ(Y)的ROC曲线如图1所示，在约登指数最大处，Lβ(Y)值等于13.24，相应的灵敏度和特异度分别为0.920和0.667。

根据联合预测因子的敏感性折点可将患者分为高风险组(Lβ(Y)>13.24)和低风险组(Lβ(Y)≤13.24)，高风险组患者继发性MDRO感染发生率为57.5%(23/40)，而在低风险组继发性MDRO感染发生率仅为5.6%(2/36)，差异有统计学意义(P<0.001)。临床医师可以根据联合预测因子对使用美罗培南的脓毒症患者继发MDRO感染的风险进行评估，当Lβ(Y)>13.24时患者继发MDRO感染的风险加大，需加强临床监护。

表2继发性MDRO感染相关的单因素分析

Tab.2 Univariate logistic regression results for risk factors of acquiring MDRO infection

指标所有患者继发性MDRO感染组(n=25)无继发性MDRO感染组(n=51)P年龄(岁)65(20～93)61(27～91)65(20～93)0.718a男性[n(%)]39(51.3)11(44.0)28(54.9)0.372cAPACHE Ⅱ(x±s)20.9±7.222.3±8.220.2±6.70.254a合并症[n(%)] 呼吸系统疾病36(47.4)17(68.0)19(37.3)0.012c MODS35(46.1)12(48.0)23(45.1)0.812c 肝脏疾病28(36.8)9(36.0)19(37.3)0.915c 脑血管疾病25(32.9)11(44.0)14(27.5)0.149c 糖尿病24(31.6)4(16.0)20(39.2)0.041c 慢性肾衰48(63.2)16(64.0)32(62.7)0.915c侵入性操作[n(%)] 手术35(46.1)13(52.0)22(43.1)0.466c 机械通气50(65.8)22(88.0)28(54.9)0.004c CRRT51(67.1)17(68.0)34(66.7)0.907c经验用药[n(%)]32(42.1)8(32.0)24(47.1)0.212c美罗培南用药时间(d)7.5(4～44)12(5～44)7(4～17)<0.001b与美罗培南合并用药[n(%)] 糖皮质激素44(57.9)19(76.0)25(49.0)0.025c 其他抗菌药物63(82.9)22(88.0)41(80.4)0.408c实验室检查项目 PCT[ng/mL(IQR)]25.4(4.5～58.4)22.2(3.7～77.7)26.0(5.5～58.0)0.925b 总胆红素,[μmol/L(IQR)]14.2(8.4～26.8)14.9(7.8～27.8)13.7(8.4～25.8)0.773b 白蛋白[ g/L(x±s)]28.4±5.827.6±6.228.8±5.60.410a 尿素[mmol/L(IQR)]14.2(8.2～24.5)15.4(8.7～31.1)14.2(8.2～21.6)0.543b ALT[U/L(IQR)]34.5(18.5～100.9)26.0(18.8～77.7)49.4(17.6～108.6)0.459b AST[U/L(IQR)]53.5(25.9～161.7)55.4(25.5～136.2)52.0(26.9～168.0)0.943b

APACHEⅡ：急性生理与慢性健康评分；MODS：多器官功能障碍综合症；CRRT：连续肾脏替代疗法；PCT：降钙素原；IQR：四分位间距；ALT：丙氨酸转氨酶；AST：天冬氨酸转氨酶；a表示采用独立样本t检验；b表示采用Mann-WhitneyU检验；c表示采用卡方检验。

表3继发性MDRO感染相关的多因素分析

Tab.3 Independent risk factors of acquiring MDRO infection in septic patients after meropenem therapy

感染相关因素OR95% CIP合并症 呼吸系统疾病(有/无)2.3600.626～8.8990.205 糖尿病(有/无)0.3330.082～1.3530.124 使用糖皮质激素(有/无)1.3100.282～6.0920.730机械通气(有/无)6.9651.532～31.6720.012美罗培南用药时间(d)1.3491.131～1.6090.001

MDRO：多重耐药菌；OR：优势比；CI：置信区间。

图1联合预测因子的ROC曲线

Fig.1 The ROC curve of joint predictor

3 讨 论

本研究纳入患者76名，其中25例(32.9%)患者在使用美罗培南后继发MDRO感染。多因素Logistic分析结果显示，脓毒症患者使用美罗培南后继发MDRO感染的影响因素有美罗培南用药时间(d)[OR=1.349(1.131～1.609)，P=0.001]及机械通气[OR=6.965(1.532～31.672)，P=0.012]。MOGHNIEH等[11]对发热性中性粒细胞减少的癌症患者的研究表明，碳青霉烯类使用时间大于4 d是MDRO发生的影响因素。而本研究中，当使用美罗培南4 d时，不论患者是否使用机械通气，联合预测因子值均小于13.24，不易发生继发MDRO感染。分析其原因，MOGHNIEH等仅进行了单因素分析，而本研究矫正了其他混杂因素，此外，研究人群的不同可能也会导致结果的差异。MOGHNIEH等的研究与本研究都表明碳青霉烯类药物用药时间是MDRO感染的风险因素。根据微生物学结果，及时停止抗菌药物使用，缩短抗菌药物暴露时间，更不易引发由MDRO所导致的感染[1]。

此外，本研究表明机械通气也是MDRO感染的影响因素[OR=6.965(1.532～31.672)，P=0.012]，这与之前的一些研究结果一致[13,18]。但是，本研究中机械通气的OR值较大，而在YANG等[18]针对医院感染患者的研究表明，机械通气是感染碳青霉烯类耐药肺炎克雷伯菌的影响因素(OR=2.80，P=0.024)，可能因本研究所纳入的患者病情较严重，机械通气带来的损伤更大。

根据多因素分析结果，本研究进一步通过计算联合预测因子建立了风险预测评估模型，通过计算脓毒症患者在使用美罗培南后的Lβ(Y)值，可以对继发MDRO感染的风险进行评估。当Lβ(Y)>13.24时患者继发MDRO感染的风险增大。与其他研究不同[19-21]，本研究在Logistic回归模型的基础上建立联合预测因子，并未对影响因素进行过多的转化赋值。ALIBERTI等[20]在对与MDRO感染相关的影响因素进行评价时，提出不应将各个影响因素平等对待，应进行分层分析，即根据Logistic回归模型的系数(coefficient)对各个影响因素进行赋值。分层分析也曾被用于耐药菌感染的预测分析及抗菌药物治疗决策工具的建立[19,22]。然而，对于影响因素为分类变量的研究而言，分层赋值分析未必优于均等赋值分析。CHEN等[21]对两种不同的赋值方式进行了分析，结果表明分层赋值所得模型1与均等赋值所得模型2预测性能接近(AUCmodel 1=0.85，AUCmodel 2=0.83)。尽管均等赋值应用方便，分层赋值也考虑了不同因素对结局的影响程度，但是，若要对影响因素进行赋值，则需将连续变量转化为分类变量，如本研究就需要将美罗培南用药时间根据其对继发MDRO感染预测的敏感型折点将其转化为分类变量，虽然应用方便，但是连续变量转化为分类变量后，会损失连续变量中包含的许多信息。

本研究根据联合预测因子的敏感性折点可将患者分为高风险组(Lβ(Y)>13.24)和低风险组(Lβ(Y)≤13.24)，高风险组患者与低风险组患者继发MDRO感染发生率存在差异(57.5%vs. 5.6%，P<0.001)。实际应用中，临床医生可以根据患者使用美罗培南的时间(d)及是否使用机械通气，计算出Lβ(Y)值，据此对使用美罗培南的脓毒症患者继发MDRO感染的风险进行评估，当Lβ(Y)>13.24时，患者继发MDRO感染的风险增大，需加强临床监护。对于本研究所建立的联合预测因子的预测效能，有待于在前瞻性研究中进行进一步的验证。

本研究也存在一定的局限性。首先，本研究纳入的影响因素是根据文献确定的，可能会有所遗漏，所以需要进一步完善；其次，本研究未考虑患者机械通气时间，机械通气时长可能也会对MDRO的发生产生影响；最后，本研究统计的是所有MDRO的检出情况，并未按照具体菌株类型进行细分，在不同种类MDRO株之间，研究结果可能会存在一定的差异。

美罗培南用药时间(d)及机械通气与脓毒症患者使用美罗培南后继发MDRO感染相关。在临床实际中，临床医生可以根据患者美罗培南用药时间(d)及是否使用机械通气，计算出Lβ(Y)值，当Lβ(Y)>13.24时，患者继发MDRO感染的风险增大，需加强临床监护。