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与产后盆底功能障碍相关的多模态盆底超声参数：一项回顾性研究

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DOI：

10.3791/72508

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2026年9月3日

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1Department of Ultrasonic, Sanmen County People's Hospital

本文内容

摘要

这项针对160名患者的回顾性研究利用盆底超声在静息、最大收缩和瓦尔萨尔瓦（Valsalva）状态下的数据，建立了一个五因素产后盆底功能障碍（PFD）关联模型。研究结果在该单中心数据集中显示出强关联性，但仍属探索性发现，在临床应用前需经外部验证。

摘要

关于与产后盆底功能障碍（PFD）相关的多模态超声参数在静息、最大收缩及瓦尔萨尔瓦（Valsalva）状态下的研究仍较为有限。本项回顾性研究纳入了2022年1月至2025年6月期间接受检查的172例患者。在将患者分层为PFD组和非PFD组后，通过1:1倾向评分匹配（PSM）得到160例患者（每组各80例）用于分析。超声参数在三种功能状态下进行评估。采用逻辑回归分析识别与PFD独立相关的因素，并通过受试者工作特征（ROC）曲线分析评估模型性能。PSM后，两组间的基线特征具有可比性（所有 p > 0.05）。与非PFD组相比，PFD组在静息状态下肛提肌裂孔面积更大，膀胱颈位置更低，肛提肌厚度更小（所有 p < 0.001）。在最大收缩期间，裂孔面积缩小百分比较低，膀胱颈上移幅度较小。在瓦尔萨尔瓦动作期间，裂孔面积更大，膀胱颈移动度更高，最远端脱垂位置更显著，且肛提肌撕脱更为常见（所有 p < 0.001）。静息状态下肛提肌裂孔面积较大、静息肌肉厚度较低、裂孔面积缩小百分比较低、瓦尔萨尔瓦动作期间膀胱颈移动度较高以及肛提肌撕脱均与产后PFD独立相关（所有 p < 0.001）。五参数模型的曲线下面积（AUC）为0.870（95%置信区间，0.815–0.926），敏感性为91.3%，特异性为88.8%。该模型在开发数据集中表现出良好的内部拟合性能。由于尚未进行独立验证，当前研究结果应视为假设生成性发现；其在临床筛查及个体化干预中的应用价值仍有待证实。

引言

产后盆底功能障碍（PFD）涵盖分娩后出现的一系列盆底症状，包括盆腔器官脱垂、压力性或急迫性尿失禁、粪失禁、慢性盆腔疼痛以及性功能障碍。这些状况可能是由于妊娠和分娩过程中对盆底支持性软组织造成的损伤所致1。本研究将PFD作为一个复合结局指标进行处理，而非单一疾病；然而，分组依据仅包括盆腔器官脱垂、压力性或急迫性尿失禁以及盆底肌力，而粪失禁、慢性盆腔疼痛和性功能障碍未被用作分组标准。

盆底支持系统由肛提肌（包括耻骨直肠肌）、盆筋膜、韧带以及包绕盆腔器官的结缔组织构成。其结构完整性和功能协调性有助于维持盆腔器官的正常位置，并支持排尿和排便功能2。分娩是盆底功能障碍（PFD）的主要危险因素。阴道分娩过程中盆底肌肉和筋膜的过度牵拉及撕裂可能促成PFD的发生3˒4。由于产后PFD可能隐匿起病，部分患者直至症状出现或组织损伤进展后才寻求医疗干预，这可能使治疗更加复杂5。因此，建立一种准确、无创的方法以识别高风险患者，并构建相关性模型，可能有助于更早开展临床评估。然而，任何临床应用均需经过适当的验证。

评估盆底功能的现有方法包括体格检查、影像学检查和盆底肌电图。体格检查操作简便且成本较低，但具有主观性，可能无法量化盆底结构或功能的细微异常6˒7。盆底肌电图可反映神经肌肉功能，但不能直接显示盆底解剖结构的形态学变化8。影像学检查可提供结构与功能信息，已广泛应用于盆底功能评估9。

盆底超声检查包括二维（2D）、三维（3D）和四维（4D）成像。二维超声可提供基本的形态学信息，而三维超声则允许重建肛提肌裂孔并显示轴向和斜切面10。四维超声可在动作过程中进行动态评估，例如最大盆底肌收缩和瓦尔萨尔瓦动作。经会阴超声可无创显示盆底解剖结构，并可在随访期间重复进行。与磁共振成像相比，超声检查通常更易获得且成本较低；然而，测量结果仍依赖于操作者11。

盆底形态和器官位置在不同功能状态下会发生变化。静息状态下的评估可提供解剖结构和组织完整性的基线信息。最大程度的盆底肌收缩可用于评估肌肉缩短能力、协调性及功能储备12˒13。瓦尔萨尔瓦动作（Valsalva maneuver）可增加腹内压，从而评估在压力条件下盆腔器官的下移程度和盆底支撑功能。这些状态共同提供了关于盆底结构与功能的互补信息14。因此，仅在单一状态下进行评估可能无法全面反映盆底功能的真实情况。

以往大多数研究仅评估了单一的超声模式、单一的功能状态或特定的盆底功能障碍（PFD）相关病症15。尽管已有基于机器学习的模型被开发用于某些选定的PFD相关结局，但以PFD作为复合结局指标的模型仍较为有限16。本研究中，“联合关联”指将静息、最大收缩及瓦尔萨尔瓦（Valsalva）状态下获得的多个主要超声参数整合至一个加权模型中；并不指预测因子之间的统计学交互作用或协同效应。PFD的定义依据《盆底功能障碍性疾病诊断与康复治疗专家共识（2024年版）》中的复合结局指标17。

因此，这项回顾性观察研究评估了产后患者在静息状态、最大盆底肌收缩以及瓦尔萨尔瓦动作期间获得的多模态盆底超声参数。研究旨在识别与产后盆底功能障碍（PFD）独立相关的因素，并评估联合关联模型的区分能力和校准效果。由于该研究为单中心回顾性研究，且未包含外部验证，研究结果应视为探索性发现，仅用于提出假设。

方案

医学伦理委员会批准了在批准号为2026-023的情况下，对2022年1月至2025年6月期间收集的数据进行回顾性使用与分析，并豁免了知情同意要求。本方案中使用的研究工具列于材料表中。

1. 研究设计

调取了2022年1月至2025年6月期间在该院接受盆底超声检查的175例患者的病历资料。根据纳入与排除标准筛选后，共纳入172例符合条件的患者。所有参与者均依据指定的诊断标准进行评估 盆底功能障碍性疾病诊断与康复治疗专家共识（2024年版）17符合至少一项诊断标准的患者被归入盆底功能障碍（PFD）组，而在临床评估中无明确盆底功能障碍相关表现的患者则被归入非PFD组。

在进行倾向评分匹配（PSM）之前，PFD 组包含 87 例患者，非 PFD 组包含 85 例患者。随后进行一对一的倾向评分匹配，以平衡基线混杂因素，最终每组各保留 80 例患者。所有匹配后的患者均被纳入后续分析，研究流程如图 1所示。

展示盆底功能障碍研究中患者筛选流程的流程图，显示纳入/排除步骤。
图1：研究流程图。共初步筛查了175例患者。根据纳入与排除标准筛选后，共纳入172例患者。经倾向性评分匹配后，保留160例患者用于分析，每组各80例。请点击此处查看该图的放大版本。

2. 纳入标准

患者符合入选条件的年龄为20至45岁，且为单胎妊娠，在分娩后42天±2周内于医院超声科接受标准化的多模态盆底超声检查，并按照 盆底超声临床实用标准化检查专家共识（2022）18，具有完整的临床资料，并按照标准完成了产后盆底功能的临床评估 盆底功能障碍性疾病诊断与康复治疗专家共识（2024年版）17.

根据该共识，盆底功能障碍（PFD）被定义为一种与盆底薄弱、缺陷或功能障碍相关的非器质性障碍。诊断依据包括临床症状、体格检查及辅助检查。临床表现包括盆腔器官脱垂、压力性尿失禁、急迫性尿失禁、大便失禁、慢性盆腔疼痛以及性功能障碍。盆腔器官脱垂采用盆腔器官脱垂定量（POP-Q）系统进行分期。辅助检查包括盆底超声、尿动力学检查和盆底肌电图。

3. 排除标准

如果患者在怀孕前已确诊为盆底功能障碍（PFD）、存在先天性盆底结构异常或慢性盆腔疼痛综合征；患有神经系统疾病、结缔组织病、严重肝肾功能不全、糖尿病周围神经病变或其他全身性疾病；有盆腔手术史或严重会阴撕裂修复后愈合不良史；产后盆底康复治疗超过2周；为多胎妊娠、胎儿畸形或存在严重妊娠并发症；或患有精神疾病或认知功能障碍，则被排除在外19。

既往存在的盆底功能障碍（PFD）或先天性盆底结构异常可能混淆产后盆底变化的评估。神经系统疾病、结缔组织病及代谢性疾病可能独立影响盆底神经肌肉功能或组织弹性。既往盆腔手术或会阴修复失败可能改变盆底解剖结构和生物力学特性。产后盆底康复治疗超过2周可能改变肌肉形态及收缩功能。多胎妊娠、胎儿畸形以及严重的妊娠并发症可能增加基线异质性或改变分娩过程。精神疾病或认知功能障碍可能影响受试者对标准化超声操作及症状评估的配合程度。

4. 数据采集

两名研究人员在数据收集前完成了标准化培训，并独立进行数据提取。两名超声检查人员均具有超过5年的盆底超声检查经验。培训内容包括一次为期2小时的理论课程，涵盖研究方案、标准化图像采集切面及预定义的测量标志点；使用五个代表性病例进行的实践操作培训；关于测量技术的共识讨论；结构化测量模板的使用；以及一次观察者间一致性的预试验评估。

在正式数据提取之前，超声医师独立评估了20例未入组的病例。关键参数的组内相关系数（ICC）均超过0.85，包括肛提肌裂孔面积、膀胱颈位置和肛提肌肌肉厚度。随后进行正式数据提取。在数据提取过程中，每完成10例病例即插入一次重复测量，作为内部校准检查。由于本研究为回顾性设计，未对整个队列进行正式的观察者间和观察者内可靠性统计分析。提取的数据包括基线临床特征、多模态超声参数以及结局指标。

5. 结局分类

主要结局为产后盆底功能障碍（PFD），于分娩后42天±2周进行评估，依据 盆底功能障碍性疾病诊断与康复治疗专家共识（2024年版）17 以及国际尿控协会的定义。

如果患者符合以下至少一项标准，则被分配至PFD组：盆腔器官脱垂达到POP-Q II期或更高，且脱垂最远端位于处女膜缘上下1 cm范围内；根据病史和体格检查（包括必要时的咳嗽压力试验），由专科医生确诊的压力性或急迫性尿失禁，且在过去3个月内每周至少发生一次不自主尿液漏出；或在手动阴道评估中，盆底肌力在改良牛津评分中低于3级。

不符合上述任何标准的患者被归入非盆底功能障碍（non-PFD）组。粪失禁、慢性盆腔疼痛和性功能障碍未用于分组。

6. 观察指标

所有超声测量均根据标准化方案进行 盆底超声临床实用标准化检查专家共识（2022）18基线盆底超声测量数据取自孕前健康筛查记录或妊娠≤12周时进行的常规孕早期超声检查。产后超声测量数据来自分娩后42天±2周内进行的标准超声检查。

  1. 静息状态下的指标
    使用三维（3D）超声测量肛提肌裂孔面积。裂孔前界为耻骨联合下缘，两侧界为双侧肛提肌内侧缘，记录其横截面积20.
    膀胱颈位置通过二维（2D）超声测量，定义为膀胱颈中点至耻骨联合下缘的垂直距离。本研究中，该距离越大，表示膀胱颈位置越偏下（尾侧）；即膀胱颈在尾侧方向上距离耻骨联合更远21.
    耻骨段肛提肌中点处的肌肉厚度使用二维超声进行测量，测量时排除周围筋膜22.
  2. 最大盆底肌收缩期间的指标
    患者进行最大盆底肌收缩，类似于憋尿或憋便动作，持续3–5秒。采用四维（4D）超声获取动态图像，并进行三维重建和二维定位。
    根据静息状态和收缩状态下的测量值，计算肛提肌裂孔面积的减小百分比，计算方法如下：
    收缩率 = (静息面积 − 收缩面积) / 静息面积 × 100%23˒24
    使用二维超声测量膀胱颈抬高程度，定义为膀胱颈中点从静息状态至最大收缩状态时的垂直向上位移25.
    通过三维容积重建技术在最大程度收缩时评估肛提肌撕脱。评估肛提肌起始端和止点处的连续性，并将每位患者分类为无撕脱、单侧撕脱或双侧撕脱。诊断标准遵循 盆底超声临床实用标准化检查专家共识（2022）18在肌肉收缩期间进行评估，因为收缩有助于更清晰地显示肌肉边界和撕脱缺损。
  3. Valsalva动作期间的指标
    患者在接受标准化指导后进行瓦尔萨尔瓦动作，同时避免伴随提肛肌收缩。必要时，提供生物反馈训练以促进盆底肌放松26采用4D超声观察动态盆底变化，采用2D和3D超声进行测量与评估。
    该操作通过在声门关闭的情况下进行用力呼气完成，同时指导患者向下用力，如同排便，并有意识地放松盆底。27该操作持续至少6秒，并重复进行直至获得最佳图像。27.
    采用三维超声在最大程度扩张时测量肛提肌裂孔面积28膀胱颈活动度通过二维超声测量，定义为膀胱颈中点在静息状态至用力瓦尔萨尔瓦动作期间的最大垂直位移。11最大收缩时的膀胱颈抬高程度与Valsalva动作期间的膀胱颈活动度被视为两个独立的指标。前者代表肌肉收缩时的主动上提，后者则代表在用力状态下的被动下降。
    以耻骨联合下缘为零点，采用二维超声测量盆腔器官脱垂最远端位置相对于该点的距离。根据本研究采用的惯例，尾侧（即下侧）方向记为正值，头侧（即上侧）方向记为负值。因此，较大的正值表示脱垂位置更远端，脱垂程度更严重29.
    在操作过程中，使用二维超声测量耻骨段中点处提肛肌的厚度30.

7. 统计分析

采用倾向性评分匹配（PSM）来平衡盆底功能障碍（PFD）组与非PFD组之间的混杂因素。倾向性评分模型包括年龄、孕前体重指数、产次、分娩方式、产程持续时间、胎儿体重、会阴裂伤程度以及妊娠并发症。这些协变量的选择依据是其在文献中已被证实与PFD相关，并且在医疗记录中具有可获得性。

使用逻辑回归估计倾向性评分。采用0.02的卡尺范围进行一对一最近邻匹配，且不进行替换。仅对倾向性评分差异小于或等于0.02的配对对象进行匹配。匹配后比较基线特征，以评估协变量平衡性。

使用 Kolmogorov–Smirnov 检验对连续数据进行正态性检验，并使用 Levene 检验进行方差齐性检验。对于方差齐且呈正态分布的连续数据，以均值 ± 标准差表示，组间比较采用独立样本 t 检验，组内比较采用配对 t 检验。

非正态分布的连续性数据以中位数和四分位间距 [M (Q1, Q3)] 表示，组间比较采用 Mann–Whitney U 检验，组内比较采用 Wilcoxon 符号秩检验。分类数据以 n (%) 表示，采用卡方检验进行比较。

由于样本量有限且多个超声参数之间存在共线性，采用单变量筛查作为降维步骤。具有 p < 在单变量分析中具有统计学意义（P < 0.05）的变量被纳入后续的多变量逻辑回归模型。该方法旨在识别在三种功能状态中起主导作用的主要效应预测因子，而非检验统计学交互作用或协同效应。

本研究中，多模态联合评估包括在静息、最大收缩及瓦尔萨尔瓦动作状态下获取超声数据，并整合具有显著主效应变量的模型。利用完整的匹配数据集构建了一个联合关联模型。通过生成受试者工作特征（ROC）曲线，评估该模型在开发队列中的内部拟合性能，并计算曲线下面积（AUC）、敏感性和特异性。这些性能指标是对开发队列中模型拟合程度的描述性度量，不代表经过验证的预测准确性。

仅通过1,000次重复抽样的Bootstrap重采样来计算回归系数的经验标准误、Bootstrap p 值以及偏差校正的95%置信区间。该方法用于评估参数估计和系数的稳定性。此过程并未提供对AUC估计值的乐观性校正或其他模型性能指标的相应调整，因此不被视为模型验证。

未进行内部验证（例如训练集/测试集划分或k折交叉验证），也未在独立队列中进行外部验证。因此，所报告的AUC、敏感性和特异性仅反映了模型在开发数据集中的区分能力，仍可能存在过拟合风险。该模型的普适性和临床适用性尚未得到证实，需通过独立验证进一步确认。所有统计检验均为双侧检验，以p < 0.05为差异具有统计学意义。

8. 样本量计算

未进行先验样本量计算。最终样本包括盆底功能障碍组80例患者和非盆底功能障碍组80例患者，样本量由具有完整数据的符合条件的患者数量确定。

使用软件进行了事后功效分析。一项既往的回顾性队列研究纳入了320名产后患者，其中114名患有盆底功能障碍（PFD），206名未患PFD，并基于盆底超声参数建立了一个模型31。另一项研究在200名患者中使用多模态超声预测产后PFD，其中包括67名PFD患者和133名无PFD患者32。

根据这些研究中报告的组间差异和模型区分度，关键超声参数的 Cohen’s d 值范围为 0.50–0.80。采用保守的 Cohen’s d 值 0.65、双侧显著性水平 α = 0.05 以及 II 类错误率 β = 0.05 进行估算，每组所需的样本量约为 63 例患者。实际每组纳入 80 例患者，超过了该估算值。此外，还估算出肛提肌厚度的最小可检测效应为 0.07，小于观察到的效应量 0.701。

结果

基线数据
在倾向性评分匹配（PSM）之前，两组在年龄、新生儿出生体重和总产程持续时间方面差异均有统计学意义（均 p < 0.05）。PSM 后，两组之间的基线特征差异均无统计学意义（均 p > 0.05）。这些结果表明，PSM 使两组间的已测量基线混杂因素达到了平衡（表 1）。

指标PSM前PSM后
非PFD组（n = 85）PFD组（n = 87）p效应量非PFD组（n = 80）PFD组（n = 80）p效应量
年龄（岁，均值 ± 标准差）28.39 ± 2.8729.37 ± 3.290.039Cohen’s D = 0.31728.79 ± 2.4529.04 ± 2.360.512Cohen’s D = 0.104
孕前BMI（kg / m2，均值 ± 标准差）21.81 ± 1.0821.56 ± 1.040.129Cohen’s D = 0.23221.72 ± 1.0621.55 ± 1.060.29Cohen’s D = 0.168
产次（n %）0.666Phi = 0.0330.614Phi = 0.040
初产57 (67.1%)61 (70.1%)52 (65%)55 (68.8%)
经产28 (32.9%)26 (29.9%)28 (35%)25 (31.2%)
分娩方式（n %）0.252Phi = 0.0870.574Phi = 0.044
经阴道分娩67 (78.8%)62 (71.3%)63 (78.8%)60 (75%)
剖宫产（CS）18 (21.2%)25 (28.7%)17 (21.2%)20 (25%)
胎儿体重（g，均值±标准差）3279.63 ± 155.313227.98 ± 165.260.036Cohen’s D=0.3223277.71 ± 157.743243.48 ± 162.150.178Cohen’s D = 0.214
产程持续时间（h，均值 ± 标准差）8.78 ± 1.488.34 ± 1.420.044Cohen’s D = 0.3098.75 ± 1.518.41 ± 1.460.147Cohen’s D = 0.230
会阴裂伤程度（n %）0.646Phi = 0.0350.391Phi = 0.068
无裂伤/Ⅰ度67 (78.8%)71 (81.6%)65 (81.2%)69 (86.2%)
Ⅱ度18 (21.2%)16 (18.4%)15 (18.8%)11 (13.8%)
妊娠并发症（n %）14 (16.5%)11(12.6%)0.476Phi = 0.05412 (15%)11 (13.8%)0.822Phi = 0.018

表1：基线临床特征 [均值 ± 标准差 或 n (%)]。 参与者在倾向评分匹配前后的基线临床特征。连续变量以均值 ± 标准差表示，分类变量以 n (%) 表示。

静息状态下的指标
如表2所示，产前基线时，两组之间在静息状态下的肛提肌裂孔面积、膀胱颈位置以及肛提肌肌肉厚度均无显著差异（所有p > 0.05）。分娩后，与非盆底功能障碍（PFD）组相比，PFD组的肛提肌裂孔面积更大（p < 0.001；95% CI，-6.29–-4.37），膀胱颈位置更偏尾侧（p < 0.001；95% CI，-0.78–-0.72），且肛提肌肌肉厚度更小（p < 0.001；95% CI，0.15–0.38）。这些结果表明，PFD组在静息状态下盆底结构的形态学改变更为明显。

指标时间非PFD组（n = 80）PFD组（n = 80）p差值的95% CI效应量（Cohen’s D）
提肛肌裂孔面积（cm2）产前基线19.71 ± 2.8520.27 ± 2.890.223-1.45, 0.340.193
产后21.82 ± 2.59*27.15 ± 3.48*< 0.001-6.29, -4.371.738
膀胱颈位置（cm）产前基线3.15 ± 0.113.14 ± 0.110.564-0.02, 0.040.091
产后3.80 ± 0.08*4.55 ± 0.11*< 0.001-0.78, -0.727.599
提肛肌肌肉厚度（mm）产前基线4.07 ± 0.464.02 ± 0.360.446-0.08, 0.180.121
产后3.66 ± 0.35*3.40 ± 0.40*< 0.0010.15, 0.380.701

表2：静息状态下各项指标的比较（均值 ± 标准差）。 比较非盆底功能障碍组（non-PFD）与盆底功能障碍组（PFD）在产前基线期及产后时期的静息状态盆底指标。数据以均值 ± 标准差表示。组间比较结果通过 p 值、95% 置信区间和 Cohen’s d 效应量进行报告。*p < 0.05，表示使用配对样本 t 检验在同一组内与产前基线状态相比具有统计学差异。

最大盆底肌收缩期间的指标
在最大盆底肌收缩期间，非盆底功能障碍（PFD）组的肛提肌裂孔面积减少百分比显著高于PFD组（p < 0.001；95% CI，9.41–10.28）。膀胱颈抬高程度在非PFD组也显著大于PFD组（p < 0.001；95% CI，0.89–1.01）（表3）。这些结果提示PFD组盆底肌收缩能力下降，表现为裂孔缩小程度较低和膀胱颈抬高减少。

指标非PFD组 (n = 80)PFD组 (n = 80)p差异的95%置信区间效应量 (Cohen’s d)
提肛肌裂孔面积减少百分比 (%)22.01 ± 1.0812.16 ± 1.63< 0.0019.41 到 10.287.113
膀胱颈抬高距离 (cm)1.75 ± 0.110.80 ± 0.25< 0.0010.89 到 1.014.958

表3：最大收缩期间盆底指标的比较（均值 ± 标准差）。 非盆底功能障碍组与盆底功能障碍组在最大收缩期间盆底指标的比较。数据以均值 ± 标准差表示。组间比较结果使用p值、95% CI和Cohen’s d效应量表示。

瓦尔萨尔瓦动作期间的指标
产前基线超声检查显示，各组在瓦尔萨尔瓦动作期间的肛提肌裂孔面积、膀胱颈活动度、盆腔器官脱垂的最远端位置以及肛提肌厚度均无显著差异（均 p > 0.05）。

分娩后，与非盆底功能障碍组相比，盆底功能障碍组的肛提肌裂孔面积更大（p < 0.001；95% CI，-4.41–-2.56），膀胱颈活动度更高（p < 0.001；95% CI，-1.54–-1.42），盆腔器官脱垂的位置更偏下方（p < 0.001；95% CI，-1.82–-1.47）。盆底功能障碍组的肛提肌肌肉厚度显著低于非盆底功能障碍组（p < 0.001；95% CI，0.86–0.94）。这些结果表明，在腹压增加的情况下，盆底功能障碍组的盆底结构稳定性和支撑功能损害更为严重（表4）。

指标时间非PFD组（n = 80）PFD组（n = 80）p差异的95%置信区间效应量（Cohen’s D）
提肛肌裂孔面积（cm2）产前基线22.01 ± 3.0222.40 ±2.990.413- 1.33, 0.550.13
产后25.05 ± 2.92*28.54 ± 3.00*< 0.001- 4.41, - 2.561.179
膀胱颈活动度（cm）产前基线1.20 ± 0.141.20 ± 0.140.956- 0.05, 0.040.009
产后2.02 ± 0.22*3.50 ± 0.14*< 0.001- 1.54, - 1.428.032
盆腔器官脱垂最远端位置（cm）产前基线- 0.32 ± 0.57- 0.20 ± 0.560.192- 0.29, 0.06207
产后0.53 ± 0.56*2.18 ± 0.56*< 0.001- 1.82, - 1.472.935
提肛肌肌肉厚度（mm）产前基线4.24 ± 0.124.25 ± 0.110.731- 0.04, 0.030.055
产后3.75 ± 0.11*2.85 ± 0.11*< 0.0010.86, 0.947.999

表4：Valsalva动作期间各项指标的比较（均值±标准差）。 比较非盆底功能障碍组（non-PFD组）与盆底功能障碍组（PFD组）在产前基线及产后时间点进行Valsalva动作时的盆底功能指标。数据以均值±标准差表示。组间比较结果通过p值、95% CI和Cohen’s d效应量表示。*p < 0.05，表示同一组内与产前基线测量值相比，采用配对样本t检验得出。

肛提肌撕脱
在非盆底功能障碍组的80例患者中，76例无肛提肌撕脱（95.0%），4例为单侧撕脱（5.0%），无双侧撕脱病例。在盆底功能障碍组的80例患者中，所有患者均存在肛提肌撕脱：32例为单侧撕脱（40.0%），48例为双侧撕脱（60.0%）。两组间撕脱状态的分布差异具有显著性（p < 0.001），提示肛提肌撕脱与产后盆底功能障碍相关（表5）。

组别无撕脱单侧撕脱双侧撕脱
非PFD组 (n = 80)76 (95.0%)4 (5.0%)0 (0.0%)
PFD组 (n = 80)0 (0.0%)32 (40.0%)48 (60.0%)
p< 0.001
效应量 (Cramér’s V)0.955

表5：提肛肌撕裂发生率的比较 [n (%)]。 非盆底功能障碍组与盆底功能障碍组之间提肛肌撕裂发生率的比较。分类数据以n (%)表示。组间差异通过p值和Cramér’s V效应量进行报告。

与盆底功能障碍独立相关的因素
采用在不同功能状态下测得的超声指标进行多变量逻辑回归分析。
静息状态下肛提肌裂孔面积（B = 0.514，p < 0.001；OR = 1.672；95% CI，1.432–1.952）、静息状态下肛提肌肌肉厚度（B = 0.336，p < 0.001；OR = 1.400；95% CI，1.196–1.637）、最大盆底肌收缩时肛提肌裂孔面积的减少百分比（B = −1.114，p < 0.001；OR = 0.328；95% CI，0.195–0.552）、Valsalva动作期间膀胱颈移动度（B = 0.321，p = 0.002；OR = 1.379；95% CI，1.083–2.362）以及肛提肌撕裂（B = 1.099，p < 0.001；OR = 3.003；95% CI，1.565–5.747）均与产后盆底功能障碍（PFD）独立相关。然而，肛提肌撕裂这一变量在两组之间表现出拟完全分离现象（PFD组中患病率为100%，非PFD组中为5%）。因此，该变量的最大似然估计值可能不稳定，校正后的比值比（OR = 3.003）及其95%置信区间应谨慎解读，不应将其视为精确或可靠的效应估计值。肛提肌撕裂与PFD之间的强关联性更多由表5中提供的描述性数据支持，而非由回归分析得出的点估计值支持。

静息时膀胱颈位置、最大盆底肌收缩时膀胱颈抬升程度、Valsalva动作时肛提肌裂孔面积、盆腔器官脱垂的最远端位置以及Valsalva动作时肛提肌厚度与盆底功能障碍均无显著关联（所有指标P值均大于0.05） p > 0.05) (表6).

采用Bootstrap重采样法评估逻辑回归估计值的稳定性。针对所有预测变量，计算了回归系数的Bootstrap p值和95%置信区间。在传统逻辑回归分析中具有统计学显著性的变量，在Bootstrap重采样后仍保持显著性，其Bootstrap p值 < 0.05 且经自助法（bootstrap）计算的 95% 置信区间不包含零。在传统分析中无显著性的变量，在自助法重抽样后仍无显著性。

条件指标BpOROR 的 95% 置信区间Bootstrap pβ 的 Bootstrap 95% 置信区间
静息状态提肛肌裂孔面积0.514< 0.0011.6721.432–1.952< 0.0010.420–0.670
膀胱颈位置0.7320.1882.080.700–6.1820.202−0.223–2.348
提肛肌肌肉厚度0.336< 0.0011.41.196–1.637< 0.0010.179–0.493
最大盆底肌收缩提肛肌裂孔面积的减少百分比−1.114< 0.0010.3280.195–0.552< 0.001−1.630 到 −0.592
膀胱颈抬升0.0440.4111.0450.941–1.1590.214−0.060–0.150
提肛肌撕脱1.099< 0.0013.0031.565–5.747< 0.0010.448–1.749
瓦尔萨尔瓦动作提肛肌裂孔面积0.0630.9551.0650.118–9.6350.154−2.140–2.260
膀胱颈活动度0.3210.0021.3791.083–2.3620.0020.080–0.860
盆腔器官脱垂的最远端位置0.3680.1921.4440.832–2.5080.085−0.184–0.919
提肛肌肌肉厚度0.4810.7291.6180.107–4.5830.241−2.230–1.520

表6：与盆底功能障碍独立相关的因素分析。 对与盆底功能障碍独立相关的因素进行多变量逻辑回归分析。B 表示回归系数。报告小写斜体的 p 值及经自助法校正的 p 值。为每个预测因子提供了比值比（OR）及其相应的 95% CI，包括原始估计值和经自助法校正的估计值。

联合关联模型
采用独立相关因素构建产后盆底功能障碍（PFD）的联合关联模型。逻辑回归方程为：

Logit (p) = 0.916 + 0.514X1 + 0.336X2 − 1.114X3 + 0.321X4 + 1.099X5

在此方程中，X₁ 代表静息状态下提肛肌裂孔面积（cm²）2），X₂ 表示静息状态下提肛肌的厚度（cm），X₃ 表示盆底肌最大收缩时提肛肌裂孔面积的减少百分比（%），X₄ 表示Valsalva动作期间膀胱颈的移动度（cm），X₅ 表示提肛肌撕脱（1 = 撕脱；0 = 无撕脱）。

推导队列的受试者工作特征（ROC）曲线分析显示曲线下面积（AUC）为0.870（95% CI，0.815–0.926），敏感性为91.3%，特异性为88.8%，表明该模型在开发数据集中具有良好的内部区分能力。Hosmer–Lemeshow检验得到的p值为0.684，无统计学意义，提示该队列中模型校准效果可接受（图2和表7）。

总之，在静息、最大收缩和瓦尔萨尔瓦动作状态下，多个超声参数均显示出显著的组间差异。与产后盆底功能障碍独立相关的五个参数被整合到该联合关联模型中。尽管该模型在开发队列中表现出良好的内部拟合性能和校准度，但需要强调的是，这些性能指标反映的是模型在推导样本内的拟合情况，而非经过验证的预测准确性。由于该模型尚未在独立的外部队列中进行测试，其普适性仍有待证实，因此研究结果应被视为提出假设，而非用于临床筛查或个体化干预的依据。

ROC 曲线图，灵敏度与特异度，数据分析，二分类性能。
图 2：联合关联模型的受试者工作特征曲线。受试者工作特征曲线展示了五参数联合关联模型在中国台湾匹配开发队列中对产后盆底功能障碍的区分能力。曲线下面积为 0.870（95% 置信区间，0.815–0.926）。请点击此处查看该图的放大版本。

指标约登指数敏感性 (%)特异性 (%)AUCAUC 的 95% 置信区间Hosmer–Lemeshow p
联合关联模型0.80191.388.80.870.815–0.9260.684

表7：产后盆底功能障碍联合关联模型的性能指标。 开发队列中联合关联模型的内部拟合性能指标通过受试者工作特征曲线分析获得。列出了约登指数、敏感性、特异性、AUC及其95% CI，以及用于校准评估的Hosmer–Lemeshow p值。

数据可用性：
本研究涉及的160名匹配参与者的去标识化数据见补充文件1。直接个人标识信息已被删除。

补充文件 1：去标识化的直接标识符级别数据。请点击此处下载该文件。

缩写：AUC，曲线下面积；BMI，体重指数；CI，置信区间；CS，剖宫产；OR，比值比；PFD，盆底功能障碍；PSM，倾向评分匹配；ROC，受试者工作特征；SD，标准差。B，回归系数；Cohen’s d，连续变量的效应量；Cramér’s V，分类变量的效应量；n，参与者数量；p，概率值。

讨论

本项单中心回顾性观察研究评估了盆底超声指标在三种功能状态下的表现。静息状态下，盆底功能障碍（PFD）组的肛提肌裂孔面积更大，膀胱颈位置更偏尾侧，且肛提肌肌肉厚度小于非PFD组。在最大盆底肌收缩期间，PFD组的肛提肌裂孔面积缩小百分比和膀胱颈抬高程度均较低，提示其盆底肌主动收缩功能减弱。在瓦尔萨尔瓦动作期间，PFD组的肛提肌裂孔面积更大，膀胱颈移动度更高，盆腔器官脱垂位置更偏远端，且肛提肌撕裂的发生率更高。在单变量筛选基础上，多变量逻辑回归分析确定了五个与产后PFD独立相关的因素：静息状态下肛提肌裂孔面积较大、肛提肌肌肉厚度较低，最大收缩期间肛提肌裂孔面积缩小百分比较低，瓦尔萨尔瓦动作期间膀胱颈移动度较大，以及肛提肌撕裂。由这五个指标构建的联合关联模型在开发队列中表现出良好的内部拟合性能。

根据孕前健康记录或孕早期（≤ 12 周）医学检查获得的盆底超声基线参数在各组间无显著差异，而在分娩后则观察到明显的组间差异。妊娠期间，子宫增大可能牵拉盆底肌肉、筋膜和韧带，导致胶原重塑及盆底支持结构弹性降低。激素变化可能进一步降低盆底组织张力33˒34。在阴道分娩过程中，胎头的机械性压迫和牵拉可能损伤盆底肌纤维并改变神经传导35。这些变化可能导致产后盆底松弛及收缩功能下降。PFD 组在静息状态下观察到更大的肛提肌裂孔面积，可能反映了肛提肌环支持功能受损及裂孔扩张，从而降低对盆腔器官的支持作用36˒37。膀胱颈位置更偏尾侧可能提示尿道周围支持组织松弛，而肛提肌厚度降低则可能反映肌纤维损伤后的萎缩性或退行性改变。此外，还应考虑测量时机和水肿消退对结果的影响38。

在盆底肌最大收缩期间，盆底功能障碍组肛提肌裂孔面积下降百分比较低以及膀胱颈抬高程度减小，可能反映肌肉收缩力受损及主动支持功能减弱。在瓦尔萨尔瓦动作期间，膀胱颈移动度增大可能提示腹内压升高时支持功能不足，而盆腔器官脱垂位置更偏向下，直接反映了盆底支持力的降低。39一项既往的横断面研究报道，在产后患者中，行瓦尔萨尔动作时有盆底功能障碍（PFD）者的提肛肌裂孔前后径大于无PFD者，且与盆底支持力减弱相关40另一项前瞻性观察性研究报道，静息状态下提肛肌裂孔面积和提肛肌厚度可用于评估分娩进程及潜在的盆底功能障碍30.

一项单中心纵向研究报道，在首次分娩后8年，35例患者（17.9%）出现肛提肌撕脱，该比例低于本研究中盆底功能障碍（PFD）组的检出率41。这一差异可能反映了研究人群和评估时间点的不同。既往研究纳入了所有初产妇患者，而本研究则聚焦于存在盆底功能障碍的患者，后者可能具有更严重的结构损伤。此外，既往研究在分娩后8年对患者进行评估，而本研究则在产后42天±2周进行评估。随着时间推移，组织修复和纤维化也可能影响较轻度撕脱缺陷的可检测性。

本研究的主要贡献在于评估了静息状态、最大收缩状态及瓦尔萨尔瓦（Valsalva）状态下的超声参数，而非仅限于单一功能状态。该模型整合了在三种状态下获得的五个独立相关参数，构建了一个用于产后盆底功能障碍（PFD）的综合关联模型。以往大多数研究仅评估单一功能状态、单一超声模式或特定类型的PFD。相比之下，本研究将PFD作为一个复合结局指标进行评估。在建模队列中，该综合模型的曲线下面积为0.870；然而，该数值反映的是在衍生样本中的表观性能。由于该估计值来源于用于构建模型的同一数据集，尚未在独立队列中得到验证。因此，研究结果仅提供了初步证据，尚不足以支持立即应用于临床筛查或干预。

研究局限性与未来方向
最重要的局限性在于，该联合模型的开发与评估均基于同一单中心的回顾性数据集。研究未进行训练集/测试集划分、交叉验证或外部验证。尽管采用了自助抽样法（bootstrap resampling）来评估回归系数的稳定性，但并未对模型的区分能力提供独立验证。因此，所报告的曲线下面积、敏感性和特异性可能偏高，未必能反映模型在新患者人群中的实际表现。因此，该模型的普适性与临床适用性仍有待证实。

其他局限性包括单中心回顾性研究设计可能带来的选择偏倚、缺乏长期随访数据，以及尽管采用了标准化操作流程，超声测量仍存在操作者依赖性。研究未纳入电生理学指标，如盆底神经传导检查和肌电图。此外，未评估特定盆底功能障碍（PFD）亚型与超声参数之间的关联。变量选择基于单因素筛选后进行逐步逻辑回归分析，而非采用惩罚性回归方法（如最小绝对收缩与选择算子，LASSO），该方法可能增加过拟合和系数不稳定的风险，且未评估预测因子之间的潜在交互作用。基线超声测量数据根据病历可获得性，于孕前或妊娠早期获取。尽管两者均被视为早期基线评估，但基线测量时间点的差异可能引入了异质性。

提肛肌撕裂在数据集中表现出近乎完全的分离（PFD组中的发生率为100%，而非PFD组中为5%）。因此，该变量的最大似然估计可能产生不稳定的系数估计值。尽管在类似情况下通常采用Firth校正似然回归方法，但本分析未实施该方法。因此，对撕裂的校正比值比应谨慎解读，撕裂与PFD之间的强关联性主要由描述性数据（表5）支持，而非由回归得出的点估计值支持。未来需要更大样本量的研究，以对该变量提供更稳定的多变量校正估计值。

未来的研究应采用多中心前瞻性队列，并纳入更大样本量及独立验证数据集。更长的随访时间有助于阐明超声指标变化与长期结局之间的关联。还可评估其他临床指标及盆底功能指标。对特定盆底功能障碍（PFD）亚型进行分层分析，可能识别出各亚型特有的超声特征，并明确模型性能是否因临床表现不同而存在差异。

结论
在静息状态、最大盆底肌收缩以及瓦尔萨尔瓦动作期间测得的超声参数与产后盆底功能障碍（PFD）相关。在开发队列中，五参数联合关联模型显示出良好的内部拟合性能。然而，本研究为探索性研究，尚未确立其临床应用价值。在该模型可用于风险分层、筛查或个体化干预之前，尚需在独立的多中心前瞻性队列中进行外部验证。

披露

作者声明不存在利益冲突。

致谢

作者没有需要声明的致谢。本研究未获得外部资金支持。

材料

本文使用的材料清单
姓名公司目录编号评论
G*PowerHeinrich Heine University DüsseldorfVersion 3.1.9.7样本量计算
GE RAB4-8-D 经会阴三维/四维容积探头GE HealthcareRAB4-8-D超声测量
GE Voluson E10 彩色多普勒超声系统GE HealthcareGE Voluson E10超声测量
IBM SPSS StatisticsIBMVersion 27.0.1统计分析

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