Значення прогнозування бальних систем у пацієнтів із синдромом Меллорі-Вейсса

Анотація

Синдром Меллорі-Вейса (MWS) є відносно рідшою причиною неварикових кровотеч із верхніх відділів шлунково-кишкового тракту. Існує обмежена кількість даних про те, чи можна використовувати бальні системи для прогнозування клінічних результатів у пацієнтів із кровотечами через MWS. Метою нашого дослідження є оцінити, чи ефективні показник Глазго-Блатчфорда (GBS), AIMS65 та шокуючий індекс для прогнозування клінічних результатів MWS.






Сто двадцять вісім пацієнтів із січня 2010 року по січень 2017 року із СЗЗ у середньому Китаї були зараховані. Були зафіксовані такі клінічні особливості, як вік, стать, причини блювоти, ендоскопічні дані, GBS, AIMS65 та шокуючий індекс. Проаналізовано клінічні результати, включаючи ендоскопічне лікування та переливання крові.

MWS становив 6,1% неварикових кровотеч із верхніх відділів шлунково-кишкового тракту. Співвідношення чоловіків та жінок становило 3,6: 1, а середній вік - 51 рік. Частіше страждають пацієнти від 40 до 60 років; 43,8% MWS було спричинене надмірним питтям з наступними основними захворюваннями шлунка (33,6%). Однак лише для пацієнтів жіночої статі основні захворювання шлунка були основною причиною (42,9%). Зазвичай сльози були поодинокими і найчастіше розташовувались на лівій бічній стінці. В аналізі кривих характеристик робочої характеристики приймача система GBS та шокуючий індекс були корисними для прогнозування трансфузії (0,856 проти 0,675). Але для ендоскопічного втручання ці бальні системи не є корисними (P> .05).

Окрім пиття, основне захворювання шлунка є ще однією важливою причиною СЗЗ, особливо для пацієнтів жіночої статі, і їм слід приділяти більше уваги під час обстеження ендоскопії. Система GBS та шокуючий індекс можуть бути використані для прогнозування трансфузії.

1. Вступ

Синдром Меллорі-Вайса (MWS) відноситься до нетрансмуральних розривів на стравохідно-шлунковому з’єднанні через сильну блювоту. Вперше його описали Меллорі та Вайс у 1929 р. [1] Як повідомляється, MWS є причиною кровотеч із верхніх відділів шлунково-кишкового тракту приблизно у 3% - 5% усіх випадків. [2–4] Спектр продуктивності MWS досить широкий. Здебільшого кровотечі, пов’язані з MWS, є доброякісним та самообмеженим процесом. Консервативне медичне лікування, що включає реанімацію та лікування інгібіторами протонної помпи (ІПП), є досить ефективним, або кровотеча може навіть самовільно зупинитися. Тим не менше, у 14% - 30% випадків MWS консервативного лікування недостатньо для вирішення проблеми, і необхідна ендоскопічна терапія. [5] У рідкісних випадках пацієнти можуть навіть померти через MWS. [6]

Хоча MWS також є важливою причиною не варикозних кровотеч із верхніх відділів шлунково-кишкового тракту (NVUGIB), існує обмежене дослідження щодо MWS. Як ми всі знаємо, ендоскопічна маніпуляція набула значного розвитку, і раннє ендоскопічне втручання стає доступнішим, ніж було раніше. Проте рівень повторного кровотечі MWS залишається на рівні 5-10% протягом останніх десятиліть. [7–12] Існують різні бальні системи, які були розроблені для прогнозування клінічних результатів для пацієнтів, а також потреби в гемостатичному втручанні. [13,14] Але більшість із них зосереджувались на виразковій кровотечі, оскільки це найпоширеніша причина НВУГІБ. Чи ефективні існуючі системи підрахунку балів у системі MWS?

У цьому ретроспективному дослідженні ми описали клінічні характеристики китайських пацієнтів у нашій лікарні із СЗЗ та оцінили ефективність кількох бальних систем для прогнозування клінічних результатів, включаючи вимогу до переливання крові та ендоскопічного втручання.

2. Методи

2.1. Пацієнти

З січня 2010 року по січень 2017 року було зараховано 128 пацієнтів, яким у нашій лікарні в середньому Китаї був ендоскопічно діагностований MWS. Клінічні характеристики, включаючи вік, стать, причини блювоти, симптоми, супутні захворювання, історію прийому наркотиків та історію пиття систематично реєстрували. Оцінка Глазго-Блатчфорда (GBS), шокуючий індекс та AIMS65 були розраховані для кожного пацієнта, як у таблиці Таблиця1. 1. Ми ретроспективно проаналізували ці дані. Це дослідження було схвалено Комітетом з етики Медичного коледжу Тунцзи, і вся інформація пацієнтів залишалася приватною.

Таблиця 1

Системи підрахунку шлунково-кишкових кровотеч.

прогнозування

2.2. Класифікація

Після основних заходів життєзабезпечення всі пацієнти пройшли обстеження ендоскопією протягом 24 годин після прийому. Були зафіксовані ендоскопічні характеристики, включаючи ендоскопічні стигмати, кількість, ділянку, довжину розривів та кількість кліпів. Діагностичні ендоскопічні висновки MWS класифікували згідно з класифікацією Фореста: Ia, пульсуючий або пульсуючий; Ib, сочиться; IIa, видима посудина; IIb, прилипаючий згусток; IIc, пігментований гематин; III, чітка лінія виразки або рубця (рис. (Рис. 1). 1). Після ендоскопічного підтвердження розриву ми обираємо різні методи терапії відповідно до класифікації.

Класифікація Фореста для ендоскопічних знахідок MWS. Іа, пульсуючий або пульсуючий (А); Ib, сочиться (B); IIa, видима посудина (C); IIb, прилипаючий згусток (D); IIc, пігментований гематин (Е); III, виразка чи шрам чистої лінії (F). MWS = синдром Меллорі-Вейса.






2.3. Лікування

Для пацієнтів з розривами Фореста IIc та III використовувались лише консервативні методи лікування, включаючи голодування (від 48 до 72 годин), постільний режим, протиблювотне лікування (метоклопрамід, 10 мг, внутрішньом’язові ін’єкції), використання ІПП або переливання крові (рівень гемоглобіну був меншим більше 70 г/л). Аспірин або варфарин слід тимчасово припинити, якщо вони застосовувались раніше. Основні захворювання шлунка лікувались індивідуально.

2.4. Статистичний аналіз

Результати виражаються як медіана та діапазон. U-тест Манна-Уітні використовували як непараметричний тест. Тест Пірсона на хі-квадрат використовували для оцінки того, чи відрізняється спостережуваний розподіл частоти від 2 груп. Площа під кривою робочої характеристики приймача була розрахована для системи балів та клінічного результату з біноміальними інтервалами. Площа під кривими робочих характеристик приймача була перевірена на рівність за допомогою тесту Делонга 2. Значення P Таблиця2. 2. Там було 100 чоловіків та 28 жінок. Співвідношення чоловіків і жінок становило 3,6: 1. Наймолодшій пацієнтці був 1 рік, тоді як найстаршій - 81 рік. Середній вік для всіх пацієнтів становив 51 рік. Суттєвої різниці середнього віку між чоловіками та жінками не було (P = .089). Особи віком від 40 до 60 років страждають частіше, ніж будь-які інші вікові групи. Вони становили 46,1% (59/128) усіх випадків. Як видно з таблиці Таблиця 3, 3, пиття було найпоширенішим фактором, що спричиняє судоми та блювоту у всіх випадках, за якими слідували основні захворювання шлунка (33,6%), операція ендоскопії (7,8%), гострий гастроентерит (7,0 %), інші причини (включаючи прийом традиційної китайської медицини або внутрішньочерепної хвороби) (3,1%) та невідомі причини (4,7%). Однак лише серед пацієнтів жіночої статі основні захворювання шлунка посідають перше місце (42,9%). Різниця статистично значуща (P = .036). Крім того, в цьому дослідженні одиночна рвана рана була найпоширенішою формою (67,2%), а розриви частіше розташовувались у лівій бічній стінці стравоходу та кардії (53,1%). Більшість розривів складають від 0,5 до 2 см. Серед пацієнтів із СЗЗ 12,5% застосовували аспірин та 1,6% - варфарин. Тим часом тривалий анамнез алкоголю був виявлений у 30,5% пацієнтів; 19 пацієнтів (14,8%) отримали переливання крові.

Таблиця 2

Клінічні та ендоскопічні характеристики 128 пацієнтів із синдромом Меллорі-Вейса.

Таблиця 3

Причини синдрому Меллорі-Вейса.

3.2. Класифікація та клінічний результат

Таблиця 4

Класифікація Фореста та клінічний результат синдрому Меллорі-Вейса.

3.3. GBS, шокуючий індекс та AIMS65 при прогнозуванні клінічних результатів

Як показано в таблиці Таблиця 5 5 та Рисунок 2, 2, GBS показав найвищу площу під кривою (AUC) 0,856 (95% довірчий інтервал, CI, 0,762–0,950) при прогнозуванні трансфузії. За ним слідує шокуючий показник з AUC 0,675 (95% ДІ 0,577–0,787). Результати AIMS65 з AUC 0,523 (95% ДІ 0,509–0,842) не виявились статистично значущими для оцінки трансфузії (P> .05).

Таблиця 5

АВРОК-бальні системи для прогнозування трансфузії.

Криві ROC для прогнозування трансфузії у хворих на MWS. MWS = синдром Меллорі-Вейса; ROC = робоча характеристика приймача.

AUC для кожної бальної системи при прогнозуванні необхідності ендоскопічного втручання наведені в таблиці Таблиця6 6 та Рисунок Рисунок3. 3. GBS показав AUC 0,694 (95% ДІ 0,541–0,848). Шокуючий індекс показав дещо нижчий AUC 0,644 (95% ДІ 0,483–0,804). Для AIMS65 AUC становить 0,612 (95% ДІ 0,446–0,779). Проте всі ці результати виявились статистично незначущими.

Таблиця 6

Системи оцінки AUROC для прогнозування потреби в ендоскопічному втручанні.

Криві ROC для прогнозування потреби в ендоскопічному втручанні у пацієнтів з MWS. MWS = синдром Меллорі-Вейса; ROC = робоча характеристика приймача.

4. Обговорення

Багато досліджень повідомляють, що на MWS припадає від 3 до 15% усіх випадків хвороби NVUGIB. [10,18–21] Частота (6,1%) у цій серії узгоджується з попередніми звітами та доводить, що MWS є відносно рідшою причиною NVUGIB. Однак смертність від MWS у хворих із високим ризиком із кровотечами подібна до смертності від виразкової хвороби. [22] Більшість існуючих висновків щодо NVUGIB в основному зосереджені на виразковій кровотечі. Дослідження, що зосереджуються на MWS, рідкісні. Система GBS і AIMS65 розроблена для забезпечення ймовірності того, що пацієнту з гострим НВУГІБ потрібно буде перелити кров або провести ендоскопічне втручання. [23,24] Крім того, шокуючий індекс визнаний відносно простою системою оцінки для прогнозування прогнозу NVUGIB. [25–27] Чи потрібно досліджувати, чи працюють ці системи підрахунку в MWS.

У цьому дослідженні все ще існують деякі обмеження. Оскільки MWS - відносно рідше подія з відносно рідкісними ускладненнями, ми зарахували загалом 128 пацієнтів з MWS з січня 2010 року по січень 2017 року. Цей обсяг вибірки порівняно більший порівняно з попередніми звітами про MWS. [7,8,12] Однак, він все ще невеликий у порівнянні з тими дослідженнями про виразкову хворобу. Крім того, кількість пацієнтів, у яких є виразки Форреста Ia-IIb, становить лише 53 (41,4%), і лише 1 пацієнт мав кровотечу через рецидивуючий MWS. Це може призвести до відсутності статистичної надійності. Проведення дослідження в мультицентрі може бути корисним для залучення більшої кількості пацієнтів та досягнення статистично більш важливих результатів.

5. Висновок

Підсумовуючи, ми описали клінічні та ендоскопічні характеристики 128 китайських пацієнтів із СЗЗ у цьому ретроспективному дослідженні. Крім того, ми перевірили, чи класичні бальні системи можуть бути використані для прогнозування клінічного результату. Окрім пиття, основне захворювання шлунка є ще однією важливою причиною СЗЗ, особливо для пацієнтів жіночої статі, і їм слід приділяти більше уваги під час ендоскопічного обстеження. Система GBS та шокуючий індекс можуть бути використані для прогнозування трансфузії, але не можуть бути корисними для прогнозування ендоскопічного втручання.

Внески автора

Концептуалізація: Пей-Юань Лі.

Курація даних: Лі Хе, Чжен-Бо Лі, Хай-Дан Чжу.

Формальний аналіз: Лі Хе, Чжен-Бо Лі.

Розслідування: Лі Хе, Чжен-Бо Лі.

Методологія: Хай-Дан Чжу, Сяо-Лі Ву.

Адміністрація проекту: Пей-Юань Лі.

Ресурси: Де-Ан Тянь.

Нагляд: Де-Ан Тянь.

Написання - оригінальний проект: Лі Хе.

Написання - огляд та редагування: Де-Ань Тянь, Пей-Юань Лі.

Пей-Юань Лі орцид: 0000-0002-6300-1460.

Виноски

Абревіатури: AUC = площа під кривою, AUROC = площа під кривою робочого характеристики приймача, GBS = оцінка Глазго-Блатчфорда, MWS = синдром Меллорі-Вейса, NVUGIB = неварикова кровотеча з верхніх відділів ШКТ, PPI = інгібітор протонної помпи.

Автори не мають фінансування та конфлікту інтересів для розголошення.