Questo protocollo descrive un flusso di lavoro standardizzato per valutare l'associazione tra il conteggio di neutrofili in ammissione e la mortalità a 14 giorni nei pazienti con trauma cranico, attraverso un'analisi integrata delle caratteristiche cliniche, dei parametri di laboratorio e degli esiti a breve termine.
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Articolo di ricerca
Associazione non lineare tra il conteggio dei neutrofili in ammissione e la mortalità a 14 giorni nei pazienti con lesioni cerebrali traumatiche: uno studio retrospettivo di coorte
In questo articolo
Sommario
Abstract
La lesione cerebrale traumatica (TBI) è una delle principali cause di morbilità e mortalità, e la valutazione precoce del rischio rimane clinicamente importante perché spesso sono richieste informazioni prognostiche durante il periodo di ricovero d'emergenza. Questo studio ha valutato l'associazione tra il conteggio di neutrofili in ammissione e la mortalità per tutte le cause a 14 giorni nei pazienti adulti con TBI. Abbiamo analizzato una coorte istituzionale di 1.361 adulti ricoverati con TBI tra il 2017 e il 2023. Il conteggio dei neutrofili è stato ottenuto dal primo emogramma completo eseguito dopo la presentazione d'emergenza o il ricovero ospedaliero. I pazienti sono stati classificati in base al conteggio dei tertili neutrofili, e la mortalità per tutte le cause a 14 giorni è stata definita come risultato primario. L'associazione tra conteggio dei neutrofili e mortalità è stata valutata utilizzando modelli di regressione logistica univariabile e multivariabile. Potenziali relazioni non lineari ed effetti di soglia sono stati esplorati utilizzando modelli additivi generalizzati e analisi di regressione lineare a due pezzi. La mortalità a quattordici giorni è aumentata tra i tertili con conteggio neutrofilo, dallo 0,66% nel tertilo basso all'1,32% nel tertile medio e al 5,73% nel tertilo alto. Nel modello completamente regolato, ogni aumento di 1 ×10 9/L nel conteggio dei neutrofili era associato a probabilità più elevate di mortalità a 14 giorni (odds ratio [OR] = 1,093, intervallo di confidenza [IC]95%: 1,003–1,190, P = 0,041). L'analisi di soglia ha identificato un'associazione non lineare con un punto di flessione stimato di 3,81 × 109/L. Al di sotto di questa soglia, l'associazione era inversa, mentre al di sopra l'associazione era positiva. Questi risultati dimostrano un'associazione tra il conteggio di neutrofili in ammissione e la mortalità per tutte le cause a 14 giorni nei pazienti con TBI e suggeriscono che il conteggio di neutrofili in ammissione possa fungere da indicatore facilmente disponibile per la stratificazione precoce del rischio. La soglia deve essere interpretata come esplorativa.
Introduzione
La lesione cerebrale traumatica (TBI) è definita come una perturbazione della funzione cerebrale, o altre prove di patologie cerebrali, causate da una forza fisicaesterna 1. Rimane ancora una preoccupazione significativa nel mondo della salute pubblica. Ogni anno oltre 50 milioni di persone soffrono di TBI, e la situazione in Cina è anche grave. Solo in Cina, tra il 2001 e il 2016 sono stati registrati oltre 120.000 casi acuti di TBI, con incidenti stradali e cadute come cause piùcomuni 2. Poiché il TBI può causare morte prematura, invalidità prolungata e costi familiari e sociali significativi, indicatori prognostici semplici e affidabili restano rilevanti dal punto di vistaclinico 3.
La lesione secondaria dopo un trauma craniano è strettamente associata all'infiammazione4. L'insulto meccanico iniziale può essere seguito da una sequenza di risposte biologiche come attivazione immunitaria, danni alla barriera emato-encefalica, reclutamento di leucociti, citochine, stress ossidativo e disfunzione microvascolare. Questi processi non sono nemmeno isolati. Tutti questi potrebbero contribuire a un danno neuronale e influenzare gli esiti clinici. L'uso di indicatori del sangue periferico ha valore in questo contesto poiché sono economici, facilmente accessibili e misurati regolarmente nelle valutazioni d'emergenza. Ci sono segnalazioni che indicano che marcatori infiammatori ematologici, in particolare il rapporto neutrofili/linfociti e il rapporto piastrine-linfociti, sono associati alla prognosi nei pazienti con TBI. Ciò suggerisce che lo stato infiammatorio sistemico possa fornire informazioni pratiche per la valutazione precoce del rischio.
I neutrofili possono essere considerati una delle prime cellule immunitarie da reclutare dopo il trauma. Storicamente, sono state considerate principalmente cellule pro-infiammatorie di breve durata, anche se questa prospettiva oggi dovrebbe essere considerata obsoleta. I neutrofili svolgono un ruolo nella fagocitosi, nella degranulazione, nel rilascio di citochine, nelle interazioni endoteliali e nella formazione di trappole extracellulari dei neutrofili 5,6,7. Dopo una lesione al sistema nervoso centrale, possono spostarsi verso l'area lesionata in risposta a stimoli infiammatori e partecipare alla reazione immunitaria acuta. Questa reazione precoce può essere protettiva. Tuttavia, in caso di attivazione eccessiva o prolungata dei neutrofili, possono anche causare danni ai tessuti tramite enzimi proteolitici, specie reattive dell'ossigeno e mediatori infiammatori. Per questo motivo, il conteggio dei neutrofili in ammissione può riflettere non solo un'infiammazione sistemica, ma anche l'intensità dello stress fisiologico acuto dopo un trauma cranico.
Sebbene i rapporti infiammatori e i vari indici ematologici siano stati studiati nel contesto del TBI, l'associazione tra il conteggio assoluto dei neutrofili e la mortalità a breve termine non è ancora stata chiarata. La differenza è importante nel lavoro clinico. Il conteggio dei neutrofili è un parametro diretto e facile da interpretare rispetto ai rapporti compositi, poiché viene misurato direttamente durante un conteggio ematico completodi routine 9,10. È anche molto facile ottenerlo in poco tempo, soprattutto quando il medico è di fretta e non dispone di tempo e risorse sufficienti. Stabilire se una misura così semplice sia correlata con la morte precoce potrebbe aiutare a migliorare la consapevolezza del rischio a breve termine nei pazienti conTBI 11.
Utilizzando dati di coorte istituzionali di pazienti ricoverati con TBI, abbiamo valutato l'associazione tra il conteggio dei neutrofili in ammissione e la mortalità a 14 giorni. Abbiamo inoltre esaminato se questa associazione persistesse dopo aggiustamento per variabili demografiche, cliniche, di coagulazione e biochimiche, e se fosse presente un modello non lineare. L'obiettivo era fornire prove clinicamente interpretabili sul valore del conteggio dei neutrofili in ammissione per la valutazione precoce degli esiti dopo il TBI.
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Protocollo
Questo studio ha utilizzato cartelle cliniche anonime del Kunshan No.2 People's Hospital ed è stato approvato dal Comitato Etico dell'ospedale (approvazione n. ksehllsp2024-005). Lo studio seguiva i principi della Dichiarazione di Helsinki. Poiché le informazioni dei pazienti venivano anonimizzate prima dell'analisi, il requisito del consenso informato scritto è stato rimosso dal comitato etico. Il flusso di lavoro di screening dei pazienti, raggruppamento e analisi principale sono mostrati nella Figura 1. Le apparecchiature di laboratorio, i sistemi di database e il software statistico utilizzati in questo studio sono elencati nella Tabella dei Materiali.
Figura 1. Diagramma di flusso dello screening e del raggruppamento dei pazienti. Un totale di 2.555 pazienti ricoverati con sospette o confermate cartelle diagnostiche legate al TBI tra il 2017 e il 2023 sono stati inizialmente identificati dal sistema elettronico delle cartelle cliniche ospedaliere. Dopo l'esclusione di pazienti di età <18 anni, ricoveri ripetuti, lesioni cerebrali non traumatiche o diagnosi poco chiara, mancanza di conteggio dei neutrofili in ammissione, mancanza di variabili chiave cliniche o di laboratorio di base, o mancanza dello stato di mortalità a 14 giorni, nell'analisi finale sono stati inclusi 1.361 pazienti. I pazienti sono stati poi raggruppati secondo tertili di conteggio neutrofilo di ammissione: tertile basso, n = 454; tertile medio, n = 453; e tertile alto, n = 454. L'esito principale è stato mortalità per tutte le cause a 14 giorni, inclusi 35 decessi e 1.326 sopravvissuti. Clicca qui per visualizzare una versione più grande di questa figura.
Disegno dello studio e coorte dei pazienti
Abbiamo analizzato una coorte monocentrica di pazienti ricoverati con TBI tra gennaio 2017 e dicembre 2023. I pazienti potenzialmente idonei sono stati identificati tramite il sistema elettronico delle cartelle cliniche ospedaliere. Lo screening si basava su cartelle cliniche di dimissione contenenti termini diagnostici correlati al TBI, e la diagnosi veniva ulteriormente verificata utilizzando i dati di ospedalizzazione e i risultati di neuroimaging. I termini diagnostici correlati al TBI si basavano sui codici della Classificazione Internazionale delle Malattie, 10ª Revisione (ICD-10): S06.0 (commozione cerebrale), S06.1 (edema cerebrale traumatico), S06.3 (lesione cerebrale focale), S06.4 (emorragia epidurale), S06.5 (emorragia subdurale traumatica), S06.6 (emorragia subaracnoidea traumatica), S06.8 (lesione intracranica con coma prolungato) e S06.9 (lesione intracranica, non specificata). Una diagnosi primaria di TBI confermata è stata definita come la presenza di uno o più di questi codici ICD-10 come diagnosi primaria di dimissione, supportata da risultati compatibili in tomografia computerizzata cranica (TC) o risonanza magnetica (MRI). In totale, sono stati valutati l'idoneità per 2.555 pazienti ricoverati con sospetto o confermato TBI.
Per i pazienti con più di una ricoverata durante il periodo dello studio, solo la prima ammissione idonea è stata mantenuta come indice di ricovero. Questo passaggio è stato utilizzato per evitare duplicati dei record a livello di paziente. I pazienti erano inclusi se avevano ≥18 anni, avevano una diagnosi confermata di TBI primario, avevano un conteggio di neutrofili disponibili in ammissione, le variabili cliniche e di laboratorio di base richieste per l'analisi e avevano uno stato di sopravvivenza confermato di 14 giorni dopo il ricovero. Le variabili di riferimento richieste per l'inclusione erano età, sesso, categoria diagnostica, stato operativo (craniotomia o craniectomia decompressiva), tempo di protrombina (PT), tempo di tromboplastina parziale attivata (APTT), fibrinogeno (FIB), conteggio piastrinico (PLT), albumina (ALB), colesterolo totale (TC), colesterolo lipoproteico ad alta densità (HDL), colesterolo lipoproteico a bassa densità (LDL) e glucosio a digiuno (FBG).
I pazienti sono stati esclusi se avevano meno di 18 anni, avevano ricoverato ripetutamente, avevano lesioni cerebrali non traumatiche o una diagnosi poco chiara, mancavano il conteggio dei neutrofili in ammissione, presentavano variabili cliniche o di laboratorio chiave mancanti, o mancanza dello stato di mortalità a 14 giorni. I valori estremi del conteggio dei neutrofili sono stati identificati tramite controlli di areale e poi verificati rispetto ai dati di laboratorio originali. I criteri di controllo della distanza per conteggi estremi di neutrofili sono stati definiti come valori inferiori a 0,5 × 109/L o superiori a 40,0 × 109/L. I valori sono stati esclusi solo quando sono stati confermati come causati da errori di inserimento dati, errori di segnalazione di laboratorio o errori di misurazione clinicamente implausibili. Gli errori di misurazione clinicamente implausibili sono stati definiti come conteggi di neutrofili che erano o (1) incompatibili con il conteggio simultaneo dei globuli bianchi e differenziale del paziente (ad esempio, un conteggio di neutrofili superiore al totale dei globuli bianchi) oppure (2) registrati come valori non numerici o caratteri segnaposto nella cartella clinica elettronica grezza. Alla fine, 1.361 pazienti sono stati inclusi nella coorte analitica finale.
I pazienti sono stati classificati secondo la categoria diagnostica primaria TBI registrata durante il ricovero indice. Le categorie diagnostiche erano emorragia intracranica traumatica, lesione traumatica del tronco encefalico e semplice frattura cranica. Quando sono state registrate più diagnosi legate al TBI, la categoria diagnostica è stata assegnata in base alla dimissione primaria. La diagnosi primaria di dimissione è stata definita come la prima diagnosi elencata nel riepilogo delle dimissioni ed è stata assegnata dal neurochirurgo responsabile in base alla condizione clinicamente significativa che richiedeva la durata più lunga del ricovero o il massimo utilizzo delle risorse sanitarie durante il ricovero.
I pazienti inclusi sono stati poi raggruppati in base al conteggio dei neutrofili in ammissione. Il tertilo basso era 1,650–7,057 × 109/L, il tertile medio 7,057–10,947 × 109/L, e il tertilo alto era 10,947–32,440 × 109/L. I cutoff dei tertili sono stati determinati ordinando i conteggi di neutrofili di ammissione in ordine crescente e dividendo la coorte in tre gruppi di dimensioni approssimativamente uguali (n = 454, 453 e 454, rispettivamente). Il termine "tertili" fu usato in tutto il manoscritto perché la coorte era divisa in tre gruppi.
Esposizione, risultati e raccolta dei dati clinici
L'esposizione principale è stata la contabilità assoluta di neutrofili misurata al momento del ricovero. I valori di laboratorio di ammissione sono stati definiti come i primi risultati di laboratorio disponibili ottenuti durante la valutazione iniziale del pronto soccorso o della valutazione di ammissione. I campioni di sangue venivano solitamente prelevati immediatamente dopo il ricovero, e i risultati dei test venivano generalmente riportati entro 2 ore. La finestra temporale consentita per definire i valori di ammissione nei laboratori era entro 6 ore dall'arrivo al pronto soccorso o all'ingresso ospedaliero. Se durante questo periodo iniziale di valutazione erano disponibili più di un risultato, per l'analisi veniva utilizzato il risultato più antico. Il conteggio dei neutrofili è stato registrato in unità di ×109/L ed è stato analizzato sia come variabile continua sia secondo gruppi tertili.
L'esito primario è stato mortalità per tutte le cause a 14 giorni dopo l'ammissione indice. La morte entro 14 giorni veniva codificata come 1, e la sopravvivenza oltre i 14 giorni era codificata come 0. La mortalità a quattordici giorni è stata determinata dai registri dei decessi in regime di ricovero, dai registri delle dimissioni e dal sistema di follow-up ospedaliero. Se si verificavano discrepanze tra le fonti di dati sulla mortalità (ad esempio, un paziente registrato come vivo alla dimissione ma registrato come deceduto nel sistema di follow-up entro 14 giorni), il record del sistema di follow-up veniva considerato lo standard di riferimento perché registrava la mortalità post-dimissione. I pazienti il cui stato di sopravvivenza di 14 giorni non poteva essere confermato non sono stati inclusi nell'analisi finale.
Le variabili demografiche e cliniche sono state estratte dal sistema elettronico delle cartelle cliniche. Queste variabili includevano età, sesso, categoria diagnostica, stato operativo e stato della tracheotomia. Il punteggio della Glasgow Coma Scale (GCS), la risposta pupillare, la classificazione della TAC Marshall e il carico di lesioni extracraniche non sono stati inclusi nell'analisi perché queste variabili non sono state registrate in modo coerente nel sistema elettronico della cartella clinica durante il periodo dello studio (2017–2023), in particolare tra i pazienti con TBI lieve o quelli non ricoverati in terapia intensiva. Pertanto, queste variabili non potevano essere estratte in modo affidabile per la maggior parte della coorte. L'operazione è stata definita come craniotomia di rimozione dell'ematoma o craniectomia decompressiva eseguita durante il ricovero indice. La tracheostomia è stata codificata come sì o no a seconda che la procedura sia stata eseguita durante la stessa ricovero.
Le variabili di laboratorio di ammissione sono state prese dalla prima valutazione di laboratorio disponibile durante la valutazione iniziale di emergenza o di ammissione. Le variabili di coagulazione ed ematologiche includevano PT, APTT, rapporto internazionale normalizzato (INR), FIB, D-dimer, PLT, emoglobina (Hb) e conteggio dei neutrofili. Le variabili biochimiche includevano ALB, TC, trigliceridi (TGs), HDL, LDL, apolipoproteina A-I (Apo A-I), apolipoproteina B (Apo B), cistitina C (CYS), alanina aminotransferasi (ALT), aspartato aminotransferasi (AST), creatinina (Cr), azoto ureico nel sangue (BUN), acido urico (UA) e FBG.
Tutti i campioni di sangue sono stati analizzati nel laboratorio clinico ospedaliero secondo le procedure operative standard. Il test completo del contento ematico veniva eseguito utilizzando un analizzatore ematologico automatico, il test della coagulazione con un analizzatore automatico e il test biochimico con un analizzatore biochimico automatico. Tutti i test sono stati eseguiti da tecnici di laboratorio qualificati, con un controllo di qualità interno di routine svolto nell'ambito del programma di controllo qualità del laboratorio clinico.
Preprocessing dei dati e confronto di base
Prima dell'analisi statistica, il dataset estratto veniva controllato per ammissioni ripetute, valori mancanti, record duplicati, unità incoerenti e valori clinicamente implausibili. Le ricoveri ripetute furono rimosse e solo il primo ricovero idoneo fu mantenuto. Le unità di laboratorio sono state armonizzate durante tutto il periodo di studio. In particolare, il conteggio dei neutrofili e delle piastrine sono stati standardizzati a ×109/L, emoglobina a g/L, PT e APTT a secondi, INR è stato mantenuto come misura senza unità, FIB a g/L, D-dimer a mg/L, ALB, Apo A-I e Apo B a g/L, TC, TGs, HDL, LDL e glucosio a digiuno (FBG) a mmol/L, CYS a mg/L, ALT e AST a U/L, creatinina (Cr) e acido urico (UA) a μmol/L, e BUN a mmol/L. I valori implausibili sono stati esaminati rispetto alle cartelle cliniche originali o ai rapporti di laboratorio e confermati utilizzando i dati di base. I valori clinicamente inverosimili sono stati definiti come valori al di fuori delle fasce biologicamente plausibili per il parametro di laboratorio corrispondente (ad esempio, PT di <5 s o >120 s, FIB di <0,1 g/L o >20 g/L, FBG di <1,0 mmol/L o >50 mmol/L, o ALT/AST di >10.000 U/L). Altri valori implausibili includevano incongruenze logiche, come un conteggio di neutrofili superiore al totale dei globuli bianchi.
L'analisi principale utilizzava casi completi. I pazienti sono stati esclusi dalla coorte analitica finale se avevano un numero mancante di neutrofili in ammissione, uno stato di mortalità mancante a 14 giorni o le mancanti di covarie necessarie per l'analisi principale aggiustata. Le covariate richieste per il modello completamente regolato (Modello 4) erano età, categoria diagnostica, stato chirurgico, APTT, FIB, PLT, LDL, HDL e INR. Dopo la selezione della coorte, tutte le variabili incluse nei modelli di regressione sequenziale erano disponibili per i 1.361 pazienti inclusi nell'analisi finale.
Le variabili categoriche sono state codificate come segue: sesso come maschio o femmina, operazione e tracheostomia come sì o no, categoria diagnostica come emorragia intracranica traumatica, lesione traumatica del tronco encefalico o semplice frattura cranica, e mortalità a 14 giorni come morte o sopravvivenza.
Le variabili continue sono state riassunte come media ± deviazione standard nelle principali tabelle descrittive. Le variabili categoriche sono state riassunte come frequenze e percentuali. I confronti tra gruppi sono stati effettuati utilizzando analisi di varianza o test non parametrici basati sul rango, quando appropriato. L'analisi unidirezionale della varianza (ANOVA) è stata utilizzata per variabili continue che soddisfavano le assunzioni di normalità e omogeneità della varianza, come valutate con il test di Shapiro–Wilk (P > 0,05) e il test di Levene (P > 0,05), rispettivamente. Il test di Kruskal–Wallis veniva utilizzato per variabili continue che non soddisfavano queste assunzioni. Per le variabili categoriche, è stato utilizzato il test chi-quadrato di Pearson o il test esatto di Fisher in base al conteggio delle cellule attesi. Il test esatto di Fisher è stato applicato quando il conteggio atteso di celle nella tabella di contingenza era inferiore a 5. Nella tabella di base, il valore P è stato utilizzato come base principale per i confronti tra gruppi. Il valore P* veniva mantenuto solo come riferimento supplementare per il corrispondente test alternativo non parametrico o a celle piccole dove applicabile; la significanza statistica nella sezione Risultati è stata giudicata in base al P-value, e questi valori P non sono stati aggiustati per confronti multipli.
Per rendere più facile interpretare le differenze di base, sono stati generati grafici descrittivi multipanel per variabili cliniche e di laboratorio selezionate, tra cui età, D-dimer, glicemia a digiuno, fibrinogeno, tempo di protrombina, composizione diagnostica, chirurgia, tracheostomia e mortalità a 14 giorni. Queste variabili sono state selezionate per la visualizzazione perché rappresentavano caratteristiche clinicamente rilevanti e mostravano differenze significative tra i tertili dei neutrofili nelle analisi di base. Questi grafici sono stati utilizzati per illustrare i profili clinici e di laboratorio dei pazienti nei gruppi tertili neutrofili bassi, medi e alti.
Analisi statistica e visualizzazione
La regressione logistica univariata è stata utilizzata per la prima volta per valutare le associazioni tra variabili candidate e mortalità a 14 giorni. Sono stati riportati odds ratios (OR), intervalli di confidenza al 95% (IC) e valori P. Le variabili sono state considerate per l'aggiustamento multivariabile se erano clinicamente rilevanti, se mostravano un'associazione con la mortalità a 14 giorni nell'analisi univariabile, o se cambiavano l'OR per il conteggio dei neutrofili di ≥10% quando aggiunte o rimosse dal modello. La rilevanza clinica è stata determinata a priori sulla base di fattori prognostici stabiliti per lesioni cerebrali traumatiche e meccanismi fisiopatologici noti riportati in letteratura, tra cui età, parametri di coagulazione, glucosio e variabili legate ai lipidi. La soglia per identificare le variabili associate alla mortalità a 14 giorni nell'analisi univariata è stata fissata a P < 0,10 per evitare di escludere potenzialmente importanti confondenti dai modelli multivariabili.
L'associazione tra il conteggio dei neutrofili in ammissione e la mortalità a 14 giorni è stata poi esaminata utilizzando una regressione logistica multivariabile. Il conteggio dei neutrofili è stato analizzato come una variabile continua per aumento di 1 ×10 9/L. Furono costruiti quattro modelli sequenziali. Il modello 1 non era regolato. Il modello 2 è stato modificato in base a età, diagnosi e intervento. Il modello 3 è stato modificato per età, diagnosi, intervento, APTT, FIBRILLAZIONE, PLT e LDL. Il Model 4 è stato regolato per età, diagnosi, intervento, APTT, FIB, PLT, LDL, HDL e INR. I fattori di inflazione della varianza (VIF) sono stati utilizzati per valutare la potenziale multicollinearità tra le covariate prima di adattarsi ai modelli multivariabili. È stata utilizzata una soglia VIF di 5 per identificare una multicollinearità potenzialmente problematica.
Per verificare se l'associazione fosse non lineare, sono stati utilizzati modelli additivi generalizzati per valutare la relazione esposizione-risposta tra il conteggio dei neutrofili e la mortalità a 14 giorni. Una spline di regressione cubica veniva utilizzata come funzione di levigatura con una dimensione di base (k) pari a 4. Il parametro di lisciatura è stato stimato utilizzando la massima verosimiglianza limitata (REML). È stata generata una curva di levigatura aggiustata per visualizzare l'associazione tra il conteggio dei neutrofili in ammissione e la probabilità prevista di mortalità a 14 giorni, con la correzione delle covariate inclusa nel modello completamente adeguato. Quando la curva suggeriva un modello non lineare, veniva utilizzata una regressione lineare a due parti per stimare il punto di flessione. Il punto di flessione (K) è stato identificato utilizzando un algoritmo ricorsivo che valutava i punti di rottura dei candidati nell'intervallo del 5° al 95° percentile del conteggio dei neutrofili. Il punto di rottura associato al miglior adattamento del modello, come determinato dal Criterio Informativo di Akaike, è stato selezionato come punto di flessione finale. Il modello lineare a una linea e quello a due parti sono stati confrontati utilizzando il test del rapporto di versimiglianza. Gli effetti di soglia sono stati riportati al di sotto e al di sopra del punto di flessione stimato.
Gli effetti di soglia sono stati visualizzati utilizzando un grafico forestale che mostrava le OR stimate sotto e sopra il punto di inflessione K specifico del modello. I valori K erano rispettivamente 18,54, 3,82, 3,86 e 3,81 ×109/L nei modelli 1–4. Per variabili categoriche con pochissimi o nessun evento di esito in un sottogruppo, le corrispondenti OR sono state considerate potenzialmente instabili e sono state interpretate con cautela. Le stime OR sono state classificate come instabili se il sottogruppo conteneva meno di cinque eventi di esito o se la larghezza dell'intervallo di confidenza al 95% superava 10,0.
Sono state generate figure per presentare il processo di screening dei pazienti, i profili clinici e di laboratorio di base tra i tertili neutrofili, i tassi di mortalità a 14 giorni tra i tertili, le stime di regressione dai modelli sequenziali, gli effetti di soglia e le curve di levigatura adeguate. Le analisi statistiche sono state effettuate utilizzando la versione 4.5.2 di R e la piattaforma online EmpowerStats. Le figure venivano generate utilizzando i pacchetti R ggplot2, patchwork, pdftools, png e scale. Un valore P bilaterale di <0,05 è stato considerato statisticamente significativo.
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Risultati
Screening del paziente e caratteristiche basali
Un totale di 2.555 pazienti ricoverati con sospette o confermate cartelle diagnostiche legate al TBI tra il 2017 e il 2023 sono stati inizialmente selezionati dal sistema elettronico delle cartelle cliniche ospedaliere. Dopo aver escluso pazienti di <18 anni, ricovero ripetuto, lesioni cerebrali non traumatiche o diagnosi poco chiara, mancanza di conteggio dei neutrofili in ammissione, mancanza d...
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Discussione
Utilizzando dati clinici di 1.361 pazienti ricoverati con TBI, abbiamo riscontrato che il conteggio dei neutrofili in ammissione era associato a una mortalità a 14 giorni. Il tasso di mortalità è aumentato tra i tertili neutrofili, e questo schema è rimasto evidente dopo l'aggiustamento per variabili demografiche, cliniche, di coagulazione e biochimiche. Nel modello completamente aggiustato, ogni aumento di 1 ×10 9/L nel conteggio dei neutrofili era associato a probabilità più...
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Dichiarazioni
Conflitto di Interessi:
Gli autori dichiarano di non avere interessi in conflitto.
Ringraziamenti
Non applicabile.
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Materiali
| Nome | Azienda | Numero di catalogo | Commenti |
|---|---|---|---|
| Analizatore biochimico automatizzato | Beckman Coulter, Inc. | Analizatore di chimica clinica AU5800 | Utilizzato per test biochimici, tra cui ALB, TC, TG, HDL, LDL, Apo A-I, Apo B, CYS, ALT, AST, Cr, BUN, UA e FBG. |
| Analizatore di coagulazione automatizzato | Sysmex Corporation | Analizatore di coagulazione CS-5100 | Utilizzato per test di coagulazione, tra cui PT, APTT, INR, FIB e D-dimero. |
| Analizatore ematologico automatizzato | Sysmex Corporation | Analizatore ematologico XN-1000 | Utilizzato per test di conteggio ematico completo, tra cui conteggio dei neutrofili, conteggio delle piastrine e emoglobina. |
| Sistema di cartelle cliniche elettroniche | Kunshan No. 2 People’s Hospital | Piattaforma di cartelle cliniche elettroniche istituzionale; non catalogata commercialmente | Utilizzato per identificare i pazienti ospedalizzati con sospetta o confermata lesione cerebrale traumatica e per estrarre variabili demografiche e cliniche. |
| EmpowerStats | X&Y Solutions, Inc. | Piattaforma statistica online (acceduta il 25 aprile 2026) | Utilizzato per regressione logistica multivariata, modellizzazione additiva generalizzata, generazione di curve di smoothing e analisi delle soglie. |
| Sistema di registrazione del follow-up | Kunshan No. 2 People’s Hospital | Piattaforma di registrazione del follow-up istituzionale; non catalogata commercialmente | Utilizzato per determinare e verificare lo stato di sopravvivenza a 14 giorni dopo il ricovero indice. |
| Pacchetto R ggplot2 | Pacchetto R | Versione utilizzata nell'analisi | Utilizzato per la creazione di grafici statistici e figure. |
| Sistema informativo di laboratorio | Kunshan No. 2 People’s Hospital | Piattaforma di informazione di laboratorio istituzionale; non catalogata commercialmente | Utilizzato per recuperare i risultati dei test di laboratorio all'ammissione. |
| Pacchetto R patchwork | Pacchetto R | Versione utilizzata nell'analisi | Utilizzato per assemblare figure multi-pannello. |
| Pacchetto R pdftools | Pacchetto R | Versione utilizzata nell'analisi | Utilizzato per l'elaborazione PDF durante la preparazione delle figure. |
| Pacchetto R png | Pacchetto R | Versione utilizzata nell'analisi | Utilizzato per l'elaborazione delle immagini durante la preparazione delle figure. |
| Software statistico R | R Foundation for Statistical Computing | Versione 4.5.2 | Utilizzato per il pre-processing dei dati, l'analisi statistica e la generazione di figure. |
| Pacchetto R scales | Pacchetto R | Versione utilizzata nell'analisi | Utilizzato per la formattazione degli assi e il scaling delle percentuali nelle figure. |
Riferimenti
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