外傷性脳損傷患者の入院好中球数と14日間死亡率の非線形関連:後ろ向きコホート研究

サマリー

本プロトコルは、臨床的特徴、検査パラメータ、短期的アウトカムの統合解析を通じて、外傷性脳損傷患者の入院好中球数と14日間死亡率の関連を評価するための標準化されたワークフローを記述しています。

要約

外傷性脳損傷(TBI)は罹患率と死亡率の主要な原因であり、早期リスク評価は緊急入院期間中に予後情報がしばしば求められるため、臨床的に重要です。本研究は成人TBI患者における入院好中球数と14日間の全因死亡率との関連を評価しました。2017年から2023年の間にTBIで入院した成人1,361人の機関コホートを分析しました。好中球数は、緊急受診または入院後に実施された最初の全血球計数から取得されました。患者は好中球計三位数に基づいて分類され、14日間の全死因死亡率が主要アウトカムとして定義されました。好中球数と死亡率の関連は、単変数および多変数ロジスティック回帰モデルを用いて評価しました。一般化加法モデルおよび二段階線形回帰分析を用いて、潜在的な非線形関係や閾値効果を探りました。好中球計三位位数の14日間死亡率は、下三位の0.66%から中間三位の1.32%、高三位の5.73%に増加しました。完全調整モデルでは、好中球数が1×10⁹/L増加するごとに14日死亡率のオッズが高まりました(オッズ比[OR] = 1.093、95%信頼区間[CI]:1.003–1.190、P = 0.041)。閾値解析により、推定転折点が3.81 ×^{10 9}/Lの非線形関連が特定されました。この閾値より下では関連は逆、それを超えると関連は正となりました。これらの発見は、TBI患者の入院好中球カウントと14日間の全因死亡率との関連を示し、入院好中球カウントが早期リスク階層化の容易に利用可能なマーカーとなり得ることを示唆しています。閾値の発見は探索的なものと解釈されるべきです。

概要

外傷性脳損傷(TBI)は、外部の^物理的力によって引き起こされる脳機能の障害やその他の脳病理の証拠と定義されます。これは今なお公衆衛生の世界で重要な懸念事項です。年間5,000万人以上がTBIに苦しんでおり、中国の状況も深刻です。中国だけでも、2001年から2016年の間に12万人以上の急性TBI症例が記録されており、交通事故や転倒が最も一般的な原因です^。TBIは早期死亡、長期障害、重大な家族・社会的負担を引き起こす可能性があるため、シンプルで信頼できる予後指標は依然として臨床^{的に重要です。}

TBI後の二次損傷は炎症と密接に関連しています^。初期の機械的刺激の後には、免疫活性化、血液脳関門の損傷、白血球、サイトカインの動員、酸化ストレス、微小血管機能障害などの生物学的反応が続くことがあります。これらのプロセスも孤立したものではありません。これらすべてが神経障害に寄与し、臨床結果に影響を与える可能性があります。末梢血液指標の使用は、安価で迅速に入手可能で、緊急評価で定期的に測定されるため、この文脈で価値があります。特に好中球対リンパ球比および血小板対リンパ球比などの血液学的炎症マーカーが、TBI患者の予後と関連していることを示す報告があります。これは全身性炎症状態が早期リスク評価に役立つ実用的な情報を提供できることを示唆しています。

好中球は、外傷後に最初に動員される免疫細胞の一つと考えられます。歴史的には、主に短命な炎症促進細胞と考えられてきましたが、この見方は現在では時代遅れとみなされるべきです。好中球は、食細胞作用、脱顆粒化、サイトカイン放出、内皮相互作用、好中球細胞外トラップ形成に関与します^5,6,7。中枢神経系の損傷後、炎症刺激に反応して損傷部位に向かい、急性免疫反応を起こすことがあります。この早期反応は保護的なものかもしれません。しかしながら、好中球の過剰または長期的な活性化の場合、プロテオリゼンス酵素、活性酸素種、炎症性メディエーターを介して組織損傷を引き起こすこと^{もあります。}このため、入院好中球数は全身炎症だけでなく、TBI後の急性生理的ストレスの強さも反映している可能性があります。

炎症比率や様々な血液学的指標はTBIの文脈で調査されていますが、絶対好中球数と短期死亡率の関連はまだ明らかにされていません。臨床業務ではこの違いが重要です。好中球数は複合比と比較すると直接的かつ解釈しやすいパラメータであり、通常の全血球数^9,10の際に直接測定されます。また、急いで時間やリソースが不足している場合、短期間で取得することも非常に容易です。このような単純な測定が早期死亡と相関しているかどうかを明らかにすることは、TBI¹¹患者の短期的リスクへの認識を高めるのに役立つかもしれません。

TBI入院患者の機関コホートデータを用いて、入院好中球数と14日間死亡率の関連を評価しました。また、人口統計学的、臨床的、凝固的、生化学的変数の調整後もこの関連が持続するか、また非線形パターンが存在するかどうかも検討しました。目的は、TBI後の早期アウトカム評価における入院好中球カウントの価値について、臨床的に解釈可能なエビデンスを提供することでした。

プロトコル

本研究は昆山第2人民病院の匿名化された臨床記録を使用し、病院倫理委員会(承認番号ksehllsp2024-005)で承認されました。この研究はヘルシンキ宣言の原則に従って行われました。分析前に患者情報が匿名化されていたため、倫理委員会は書面によるインフォームドコンセントの要件を免除しました。患者のスクリーニング、グルーピング、メイン分析のワークフローは 図1に示されています。本研究で使用される実験機器、データベースシステム、統計ソフトウェアは 材料表に記載されています。

図1。患者のスクリーニングとグループ化のフローチャート。 2017年から2023年の間にTBI関連の診断記録が疑われるまたは確定した入院患者2,555人が、病院の電子カルテシステムから最初に特定されました。<18歳の患者、繰り返し入院、非外傷性脳損傷または不明診断、入院好中球計数の欠落、主要な基線臨床または検査変数の欠落、または14日間死亡率の欠落を除いた後、最終解析には1,361名の患者が含まれました。患者は入院好中球計三位数に基づいてグループ分けされました:低三位数 n = 454;中三位、n = 453;そして高三位、n = 454。主要評価は14日間の全因死亡で、35人が死亡し、1,326人が生存しました。 この図の拡大版はこちらをクリックしてご覧ください。

研究デザインと患者コホート

2017年1月から2023年12月までにTBIで入院した単一施設コホートを分析しました。病院の電子カルテシステムから、対象となる可能性のある患者が特定されました。スクリーニングはTBIに関連する診断用語を含む退院診断記録に基づいて行われ、入院記録および神経画像検査結果を用いて診断がさらに検証されました。TBIに関連する診断用語は国際疾病分類第10版(ICD-10)コードに基づいていました:S06.0(脳震盪)、S06.1(外傷性脳浮腫)、S06.3(局所性脳損傷)、S06.4(硬膜外出血)、S06.5(外傷性硬膜下出血)、S06.6(外傷性くも膜下出血)、S06.8(長期昏睡を伴う頭蓋内損傷)、およびS06.9(頭蓋内損傷、特定不明)。確定された一次TBI診断は、これらのICD-10コードのいずれかが一次放電診断であり、頭蓋コンピュータ断層撮影(CT)や磁気共鳴画像法(MRI)での一致する所見によって支持されることと定義されました。合計で、TBIの疑いまたは確定した入院患者2,555名が適格性を評価されました。

研究期間中に複数回入院した患者については、最初の適格入院のみが指標入院数として保持されました。このステップは患者レベルの記録の重複を避けるために用いられました。患者は年齢≥18歳で、原発性外傷性脳損傷(TBI)と確定し、入院中の好中球数が認められ、分析に必要な臨床および検査の基準変数を満たし、入院後14日間生存が確認されている患者を対象としました。含めるための基準変数は、年齢、性別、診断カテゴリー、手術状況(開頭切開または減圧頭蓋切除術)、プロトロンビン発生時間(PT)、活性化部分トロンボスチン時間(APTT)、フィブリノーゲン(FIB)、血小板数(PLT)、アルブミン(ALB)、総コレステロール(TC)、高密度リポタンパク質コレステロール(HDL)、低密度リポタンパク質コレステロール(LDL)、および空腹時血糖値(FBG)でした。

18歳未満、再入院、非外傷性脳損傷または不明診断、入院好中球数不足、主要な臨床または検査の基礎変数が欠如している、または14日以内の死亡率が欠如している患者は除外されました。極端な好中球カウント値はレンジチェックで特定され、元の検査記録と照合されました。極端な好中球数の範囲チェック基準は、0.5×10⁹/L未満、または40.0×10⁹/L以上と定義されました。データ入力ミス、検査報告ミス、臨床的に非現実的な測定誤差が確認された場合にのみ除外されました。臨床的に非現実的な測定誤差とは、(1) 患者の同時進行する白血球数および差異数と相容れない好中球数(例:好中球数が全白血球数を超える)または(2) 生の電子カルテエクスポート時に数値外の値やプレースホルダー文字として記録された好中球数と定義されました。最終的に1,361人の患者が最終分析コホートに含まれました。

患者はインデックス入院時に記録された一次TBI診断カテゴリーに基づいて分類されました。診断カテゴリーは外傷性頭蓋内出血、外傷性脳幹損傷、単純頭蓋骨骨折でした。複数のTBI関連診断が記録された場合、診断カテゴリーは一次退院時の診断に基づいて割り当てられました。一次退院診断は退院概要で最初に記載された診断として定義され、入院期間が最も長い入院期間または医療資源の最大使用を必要とする臨床的に重要な状態に基づき、担当の脳神経外科医によって割り当てられました。

対象患者は入院好中球計三位数に基づいてグループ化されました。最低三極は10⁹/L×1.650–7.057、中間の三極は7.057–10.947 ×10⁹/L、最高三極は10.947–32.440 ×10⁹/Lでした。三重位カットオフは、入院好中球数を昇順に並べ、コホートをほぼ同じ大きさの3グループ(n=454、453、454)に分けることで決定されました。「三位列」という用語は、コホートが三つのグループに分かれていたため、写本全体で使われていました。

曝露、アウトカム、臨床データ収集

主な曝露は入院時に測定された絶対好中球数でした。入院検査室の値は、初期の救急外来評価または入院評価時に得られた最初の検査結果として定義されました。血液サンプルは通常入院直後に採取され、検査結果は2時間以内に報告されることが一般的でした。入院検査室の値を定義する許可される時間帯は、救急外来または病院入院から6時間以内でした。この初期評価期間中に複数の結果が存在した場合、最も早い結果が分析に用いられました。好中球数は ×10⁹/L 単位で記録され、連続変数としておよび三位群として分析されました。

主要アウトカムはインデックス入院後の14日間の全因死亡でした。14日以内の死亡は1とコード化され、14日以内の生存は0とコード化されました。14日間の死亡率は入院死亡記録、退院記録、病院フォローアップ記録システムから算出されました。死亡データソース間に不一致が生じた場合(例:退院時には生存と記録された患者がフォローアップシステムでは14日以内に死亡と記録された場合)、退院後の死亡率を捉えた追跡システム記録が基準基準とみなされました。14日間生存状況が確認できない患者は最終解析に含まれていません。

人口統計学的および臨床的変数は電子カルテシステムから抽出されました。これらの変数には、年齢、性別、診断カテゴリー、手術状況、気管切開の状態が含まれていました。グラスゴー昏睡評価(GCS)スコア、瞳孔反応、マーシャルCT分類、頭蓋外損傷負荷は、特に軽度のTBI患者や集中治療室に入院していない患者において、電子カルテシステムに一貫して記録されなかったため、分析には含まれませんでした。したがって、これらの変数は大多数のコホートに対して信頼性を保つことができませんでした。手術は、頭蓋切開術、血腫の除去、または屈指入院中に行われる減圧頭蓋切除術と定義されました。気管切開は、同じ入院中に行われたかどうかによって「はい」または「いいえ」でコード化されました。

入院検査の変数は、初期の緊急時または入院評価時に最初に利用可能な検査結果から取得されました。凝固および血液学的変数には、PT、APTT、国際正規化比(INR)、FIB、D-ダイマー、PLT、ヘモグロビン(Hb)、好中球数が含まれていました。生化学的変数にはALB、TC、トリグリセリド(TG)、HDL、LDL、アポリポプロテインA-I(Apo A-I)、アポリポプロテインB(Apo B)、シスタチンC(CYS)、アラニンアミノトランスフェラーゼ(ALT)、アスパラギン酸アミノトランスフェラーゼ(AST)、クレアチニン(Cr)、血尿素窒素(BUN)、尿酸(UA)、およびFBGが含まれていました。

すべての血液サンプルは、標準的な運用手順に従って病院の臨床検査室で検査されました。完全な血液検査は自動血液分析装置、凝固検査は自動凝固分析装置、生化学検査は自動生化学分析装置を用いて行われました。すべての検査は訓練を受けた検査技師によって実施され、臨床検査室の品質管理プログラムの下で定期的な内部品質管理が行われました。

データ前処理とベースライン比較

統計解析の前に、抽出したデータセットは繰り返し入院、欠損、重複記録、不整合単位、臨床的に非現実的な値の有無を調べました。再入院は削除され、最初の適格入院のみが維持されました。研究期間中に実験室ユニットの調和が整いました。具体的には、好中球数と血小板数は×10⁹/L、ヘモグロビンはg/L、PTとAPTTは秒単位、INRは単位なしの指標として保持、FIBはg/L、D-ダイマーはmg/L、ALB、Apo A-I、Apo Bはg/L、TC、TG、HDL、LDL、空腹時血糖(FBG)はmmol/Lに標準化されました。 CYSからmg/L、ALTとASTからU/L、クレアチニン(Cr)と尿酸(UA)がμmol/Lに、BUNからmmol/Lに変換しました。不合理な値は元の医療記録や検査報告と照合し、出典記録を用いて確認しました。臨床的に非現実的な値は、対応する検査パラメータの生物学的に妥当な範囲外の値として定義されました(例:PTが<5秒または>120秒、FIBが<0.1 g/Lまたは>20 g/L、FBGが<1.0 mmol/Lまたは>50 mmol/L、またはALT/ASTが>10,000 U/L)であるなど)。さらに、好中球数が白血球数を上回るなど、論理的な矛盾も含まれていました。

主な分析では完全なケースが用いられました。入院好中球数が欠落している、14日死亡率が欠如している、または主調整解析に必要な共変量が欠如した場合、最終解析コホートから除外された。完全調整モデル(モデル4)に必要な共変量は、年齢、診断カテゴリー、手術状況、APTT、FIB、PLT、LDL、HDL、INRでした。コホート選択後、最終解析に含まれる1,361人の患者に対して逐次回帰モデルに含まれるすべての変数が利用可能となりました。

カテゴリ変数は以下の通りにコード化されました:性別は男性または女性、手術および気管切開はイエスかノー、診断カテゴリーは外傷性頭蓋内出血、外傷性脳幹損傷、または単純頭蓋骨骨折、14日間死亡率は死亡または生存。

連続変数は主要な記述表で平均および標準偏差±要約されました。カテゴリ変数は頻度とパーセンテージでまとめられました。群間比較は分散解析または適切な非パラメータランク検定を用いて実施されました。分散の一方向解析(ANOVA)は、シャピロ–ウィルク検定(P > 0.05)およびレヴェーン検定(P > 0.05)で評価された、正規性および均一性の仮定を満たす連続変数に対して用いられました。クルスカル–ウォリス検定は、これらの仮定を満たさない連続変数に対して用いられました。カテゴリ変数については、期待されるセル数に応じてピアソンのカイ二乗検定またはフィッシャーの正確検定が用いられました。フィッシャーの正確検定は、コンティンジェンシーテーブルの任意の細胞数が5未満の場合に適用されました。ベースライン表では、 P値を群間比較の主な基準として用いられました。 P値*は、該当する場合に対応する非パラメトリックまたはスモールセル代替検定の補助的な参照としてのみ保持されました。結果セクションの統計的有意性は P値に基づいて判断され、これらの P 値は複数比較で調整されていません。

ベースラインの違いを読みやすくするために、年齢、Dダイマー、空腹時血糖値、線維原、プロトロンビン時間、診断成分、手術、気管切開、14日死亡率など、選択された臨床および検査変数に対して記述的マルチパネルプロットが作成されました。これらの変数は臨床的に関連性のある特性を示し、ベースライン解析で好中球三段階間で顕著な差異を示したため、可視化対象として選ばれました。これらのプロットは、低中性球三極群、中中、高三極球群の患者の臨床および検査プロファイルを示すために用いられました。

統計解析と可視化

単変数ロジスティック回帰は、候補変数と14日死亡率との関連を評価するために初めて用いられました。オッズ比(OR)、95%信頼区間(CI)、およびP値が報告されました。臨床的に関連性のある変数、単一変量分析で14日死亡率との関連が認められた変数、またはモデルに追加または削除時に好中球計数のORが≥10%変化した場合は多変数調整の対象となりました。臨床的関連性は、外傷性脳損傷の確立された予後因子および文献で報告された既知の病態生理学的メカニズム(年齢、凝固パラメータ、グルコース、脂質関連変数など)に基づき、事前に決定されました。多変数モデルから重要な交絡因子を除外しないため<、単変数解析における14日死亡率に関連する変数の特定閾値は P 0.10に設定されました。

入院好中球数と14日死亡率の関連を多変数ロジスティック回帰を用いて調査しました。好中球数は1 ×10⁹/L増加ごとに連続変数として分析されました。4種類の連続モデルが製造されました。モデル1は調整されていませんでした。モデル2は年齢、診断、手術を考慮して調整されました。モデル3は年齢、診断、手術、APTT、FIB、PLT、LDL(最低脂肪脂肪)、およびLDLを考慮して調整されました。モデル4は年齢、診断、手術、APTT、FIB、PLT、LDL、HDL、INRを考慮して調整されました。分散インフレーション係数(VIF)を用いて、多変数モデルを適合する前に共変量間の潜在的な多重共線性を評価しました。VIF閾値5を用いて、潜在的に問題となる多重共線性を特定しました。

この関連が非線形かどうかを調べるため、一般化加法モデルを用いて好中球数と14日死亡率との曝露反応関係を評価しました。平滑化関数には基底次元(k)が4の三次回帰スプラインが用いられました。平滑化パラメータは制限最大尤度法(REML)を用いて推定されました。入院好中球数と14日間死亡率の予測確率との関連を可視化するために調整済み平滑化曲線を作成し、完全調整モデルには共変量の調整も含まれました。曲線が非線形パターンを示唆した場合、2段階線形回帰を用いて曲折点を推定しました。転折点(K)は、好中球カウントの第5〜95パーセンタイル範囲にわたる候補ブレークポイントを評価する再帰的アルゴリズムを用いて特定されました。赤池情報基準によって決定された最良のモデル適合に関連するブレークポイントが最終的な転換点として選ばれました。1線形モデルと2分割モデルは尤度比検定を用いて比較されました。閾値効果は推定の転折点の下および上で報告されました。

閾値効果は、モデル固有の変折点Kの上下の推定ORを示す森林プロットを用いて可視化しました。モデル1–4では、K値はそれぞれ18.54、3.82、3.86、3.81 ×10⁹/Lでした。サブグループ内でアウトカムイベントが非常に少ない、または全くないカテゴリ変数の場合、対応するORは潜在的に不安定とみなされ、慎重に解釈されました。OR推定値は、サブグループに5件未満のアウトカムイベントが含まれている場合、または95%信頼区間の幅が10.0を超える場合に不安定と分類されました。

患者スクリーニングプロセス、好中球三位位数の臨床および検査室の基礎プロファイル、三位数の14日間死亡率、逐次モデルからの回帰推定値、閾値効果、修正平滑化曲線を示す図が作成されました。統計解析はRバージョン4.5.2およびEmpowerStatsオンラインプラットフォームを用いて実施されました。フィギュアはRパッケージのggplot2、patchwork、pdftools、png、scalesを使って生成されました。両側P値は統計的に有意とされ<0.05でした。

結果

患者スクリーニングとベースラインの特徴

2017年から2023年の間にTBI関連の診断記録が疑われるまたは確定した入院患者2,555人が、病院の電子カルテシステムから最初にスクリーニングされました。<18歳、繰り返し入院、非外傷性脳損傷または不明診断、入院好中球計数の欠落、主要な基線臨床または検査変数の欠落、または14日間死亡率の欠落を除外した後、最終解析には1,361名の患者が含まれました。患者のスクリーニングおよびグループ化のプロセスは図1に示されています。

1,361人の患者のうち、男性が994人、女性が367人で、それぞれ73.04%と26.96%を占めました。平均年齢は16.96歳±52.35歳、入院好中球平均数は9.80±4.97 ×10⁹/Lでした。患者は入院好中球計三極に3つのグループに分けられました:低三位数1.650–7.057×10⁹/L;中間三部、7.057–...

ディスカッション

TBIで入院した1,361人の臨床データを用いて、入院好中球数が14日以内の死亡率と関連していることが分かりました。好中球三元位で死亡率が増加し、人口統計的、臨床的、凝固、生化学的変数の調整後もこの傾向は明らかであった。完全調整モデルでは、好中球数が1×10⁹/L増加するごとに14日以内の死亡率のオッズが高まりました。平滑化曲線と閾値解析はさらに、この関係が非線形であることを示唆し、完全調整モデルでは推定変折点は3.81 ×10⁹/Lでした。特に下好中球の範囲で死亡数が限られていたため、この閾値は固定された臨床的カットオフではなく探索的なものと捉えるべきです。

本研究の主な成果は臨床的に直感的です。外傷性脳損傷は脳の機械的損傷だけを伴いません。また、全身のストレス反応や炎症も誘発します。この文脈では、入院時の好中球数が高いことは、より重度の急性生理学的反応を示す可能性があります^12,13

材料

この記事で使用された材料の一覧

名前	会社	カタログ番号	コメント
自動生化分析装置	Beckman Coulter, Inc.	AU5800臨床化学分析装置	生化学検査に使用され、ALB、TC、TGs、HDL、LDL、Apo A-I、Apo B、CYS、ALT、AST、Cr、BUN、UA、FBGが含まれます。
自動凝固分析装置	シスメックス株式会社	CS-5100凝固分析装置	PT、APTT、INR、FIB、D-dimerの凝固検査に使用されます。
自動血液検査装置	シスメックス株式会社	XN-1000血液検査装置	中性球数、血小板数、ヘモグロビンを含む全血球数検査に使用されます。
電子カルテシステム	昆山市第二人民医院	機関用電子カルテプラットフォーム。商業的にカタログ化されていません	疑わしいまたは確認された外傷性脳損傷の入院患者を特定し、人口統計学的および臨床変数を抽出するために使用されます。
EmpowerStats	X&Y Solutions, Inc.	オンライン統計プラットフォーム（2026年4月25日にアクセス）	多変量ロジスティック回帰、一般化加法モデリング、スムージング曲線生成、しきい値分析に使用されます。
フォローアップ記録システム	昆山市第二人民医院	機関用フォローアップ記録プラットフォーム。商業的にカタログ化されていません	初回入院後の14日間の生存状況を判断し、確認するために使用されます。
ggplot2 Rパッケージ	Rパッケージ	分析で使用されるバージョン	統計プロットと図の生成に使用されます。
ラボ情報システム	昆山市第二人民医院	機関用ラボ情報プラットフォーム。商業的にカタログ化されていません	入院時の検査結果を取得するために使用されます。
patchwork Rパッケージ	Rパッケージ	分析で使用されるバージョン	マルチパネル図を組み立てるために使用されます。
pdftools Rパッケージ	Rパッケージ	分析で使用されるバージョン	図の準備中にPDF処理に使用されます。
png Rパッケージ	Rパッケージ	分析で使用されるバージョン	図の準備中に画像処理に使用されます。
R統計ソフトウェア	R財団 for Statistical Computing	バージョン4.5.2	データ前処理、統計分析、図の生成に使用されます。
scales Rパッケージ	Rパッケージ	分析で使用されるバージョン	図の軸のフォーマットとパーセンテージのスケーリングに使用されます。