2023单肺通气强度与术后呼吸衰竭.docx

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1、2023单肺通气强度与术后呼吸衰竭背景：研究表明，在双肺通气的情况下，高强度机械通气（以高机械功率（MP）评估）与术后呼吸衰竭（PRF）有关。我们研究了在单肺通气（O1V）期间较高的MP是否与PRF相关。方法：在这项基于注册的研究中，纳入了2006年至2023年在新英格兰三级医疗机构网络中进行胸外科手术全麻和O1V的成年患者。在通过预先定义的术前和术中因素对队列进行广义倾向评分加权，评估O1V期间的MP与PRF（七天内紧急无创通气或再插管）之间的关联。还研究了与双肺通气相比，单肺通气中MP和强度在预测PRF中的重要性。结果：研究共纳入878名患者，其中106例（12.1%）出现PRFoO1V期

2、间发生和不发生PRF的MP中位数（IQR）分别为9.8J/min（7.5-11.8）和8.3J/min（6.6-10.2）oO1V期间较高的MP与PRF相关（每增加1J/min,调整后OR为1.22;95%CI1.13-1.31;p0.001）,并呈现U形剂量-反应曲线,在6.4J/min时发生PRF概率最低（7.5%）。PRF预测因子的优势性分析显示，相对于RR和Vt,驱动压力具有更大的影响，动态部分的MP比静态部分MP的影响更大，单肺通气期间的MP优于双肺通气期间的MP（对伪决定系数的贡献分别为0.017、0.021和0.036）结论：高强度O1V主要由驱动压力驱动,其与PRF呈剂量依赖性

3、相关，可能构成机械通气的一项靶标。1 .引言每年有2%到6%的患者在接受胸科手术后于医院内死亡。死亡的主要原因与急性肺损伤导致的术后呼吸衰竭（PRF）有关，PRF指需要进行紧急无创通气或再插管。事实上，胸科手术是与PRF发生相关性最大的手术。PRF的病因是多因素的。有人提出了围手术期一系列多重打击损伤事件，包括双肺通气、单肺通气（O1V）过程中呼吸机诱导的肺损伤、手术本身以及伴随的再扩张/再灌注损伤。与传统通气方式相比，接受O1V的患者更容易发生气压伤、容量伤、肺血管损伤和氧中毒。高吸气压造成的压力、高潮气量造成的压力和较高的呼吸频率已被确定为呼吸机诱导肺损伤的关键驱动因素。一个综合性的概念是

4、机械功率（MP）,用于估计输送到呼吸系统的能量，从而估计通气的强度。较高的MP与急性呼吸窘迫综合征患者的死亡率增加相关。此外，在接受全身麻醉的外科手术患者中，它与更高的PRF风险有关。然而，在胸外科手术中单肺通气期间通气强度与PRF之间的关系尚不清楚。因此，我们假设在单肺通气期间较高的MP与PRF的风险增加有关。2 .材料与方法2.1 研究设计在这项医院注册研究中，我们分析了2006年至2023年间在美国马萨诸塞州三级学术医院贝斯以色列女执事医疗中心进行的胸科手术病例。补充材料1（S1.1）,提供了数据收集的详细信息。该研究已获得当地机构审查委员会（IRB）的批准（协议号：2023P00027

5、5）,并豁免了知情同意的要求。2.2 .研究对象纳入标准：接受全麻且单肺通气（O1V）进行胸外科手术的成年患者。排除标准：美国麻醉医师学会ASA分级大于IV的患者、急诊手术的患者以及术前计划插管入手术室或术后维持插管的患者。我们采用完全病例法，只纳入暴露、结果和所有混杂变量数据完整的患者。2.3 暴露和结果的测量指标主要的暴露因素定义为单肺通气（O1V）期间的机械功率（MP）,根据O1V期间的潮气量（Vt）、呼吸频率（RR）.呼气末正压（PEEP）和峰值吸气压力（Ppeak）的中位数值来估计,这些值可获得逐分钟的记录。平台吸气压（Pp1at）可通过使用计算MP最终公式中的Ppeak来近似,采用

6、先前验证过的公式计算暴露因素：MP（J/min）=0.098*RR*Vt*PEEP+（Pp1at-PEEP）+（Ppeak-Pp1at）o进一步分别计算MP的静态成分（RR*Vt*PEEP）和动态成分（RR*Vt*（Ppeak-PEEP）o主要结局是PRF,定义为术后七天内需要紧急无创通气或再插管。有关暴露和结果测量指标的详细信息请参见补充材料1中的S1.2o2.4 混杂模型根据现有文献和临床合理性，选择将预先定义的混杂变量整合到我们的模型中。这些变量包括年龄、性别、BMI、阻塞性睡眠呼吸暂停、吸烟状况、限制性肺疾病、风险评分（ASA身体情况分级和术后呼吸系统并发症预测评分SPoRU、胸外科手

7、术类型（肺叶切除术、胸腺切除术和其他纵隔手术、肺切除术、楔形切除术、食管胃切除术、肺剥脱术、气管支气管成形术、胸膜固定术和其他胸膜手术）、手术方式（开胸与胸腔镜式）、硬膜外镇痛、年龄调整的最低肺泡浓度、术中药物累积剂量（血管加压药物、非去极化神经肌肉阻滞剂、新斯的明、短效和长效阿片类药物）、舒更葡糖的使用口6、输注的红细胞包装单位数、晶体液和胶体液输注量、低血压时间的累积持续时间17、手术持续时间、单肺通气持续时间、吸入氧浓度和手术年份。有关混杂控制的详细信息请参见补充材料。2.5 初步分析在初步分析中，我们创建了一个以预先定义混杂因素为条件的广义倾向评分。然后，我们通过广义倾向评分加权的1o

8、gistic回归分析，估计单肺通气期间机械功率（MP）与PRF之间的剂量-反应关系。在第二步中，我们进行另一项1ogistic回归分析，如前所述，根据确保一致性的广义倾向评分进行了调整。选择这种利用广义倾向评分的方法的原因在于它在推断因果关系方面具有优越性，并且能够在少数自由度的前提下容纳大量的混杂因素。有关初步模型的详细信息请参见补充材料1的第S1.4节。2.6 二次分析在二次分析中，我们使用预测因子的优势分析，研究了MP（驱动压力、潮气量和呼吸频率）中包含的呼吸机参数在预测PRF中的相对重要性。我们进一步研究了动态组成部分（RR*Vt*（Ppeak-PEEP）与静态组成部分（RR*Vt*P

9、EEP）相比的相对重要性。有关二次分析的详细信息请参见补充材料1的第S1.5节。2.7 探索性分析在探索性尝试中，我们进行了多个分析，研究了以下问题：1）单肺通气期间和双肺通气期间MP差异与PRF的关联；2）整个手术持续时间内MP与PRF的关联；3）双肺通气期间MP与PRF的关联;4）使用预测因子的优势分析来比较单肺通气期间MP与双肺通气期间MP在预测PRF方面的相对重要性，并考虑按持续时间加权；5）手术期间MP的早期增加与晚期增加与PRF的关联。有关探索性分析的详细信息请参见补充材料1的第S2.1-5节。2.8 敏感性分析为了避免偏差并评估结果的稳健性，我们进行了多个敏感性分析，包括：1）将

10、MP分层为二元和五分位变量；2）将结果定义扩展为包括术后氧饱和度降低，即拔管后10分钟内，外周血氧饱和度小于90%持续15秒以上；3）扩展混杂模型以包括双肺通气期间的MP;4）研究主要相关性，排除拔管后前10分钟内术后氧饱和度90%持续15秒的患者，作为即将发生的手术并发症（包括肺不张、漏气或肺炎）的替代；5）研究与复合结局的单个组分（即无创通气和重新插管）之间的关联；6）根据术前特征（年龄、ASA身体情况分类、SPORC、吸烟、限制性肺疾病和阻塞性睡眠呼吸暂停）进行广义精确匹配；7）研究医疗服务提供者间的差异效应；8）研究主要关联，排除疾病局限于手术肺的患者。有关敏感性分析的详细信息请参见补

11、充材料1的第S3.1-8和补充材料2。2.9 统计分析通过调查连续变量及其组成部分的分布，以及每个混杂变量类别中的患者数来评估数据质量。使用方差膨胀因子和成对相关系数解决了主要暴露变量与混杂变量之间的潜在共线性问题。所有分析都在Stata（版本SE16.0,StataCorp11Cz美国德克萨斯州学院站）和R统计软件（版本4.1.0,维也纳统计计算基金会，奥地利）中进行。关于统计分析的详细信息，请参见补充材料1的第S1.4-5节。3 .结果3.1 研究队列和特征符合纳入标准的患者共有961名。最终的研究队列包括878例（图1）o单肺通气期间机械功率（MP）的中位数（四分位数范围IQR）为8.5

12、（6.7-10.4）Jmin表1提供了与患者特征和PRF发生率变量分布相关的更多详细信息。3.2 初步分析在878名患者中,有106（12.1%泼生了PRF。其中76人（8.7%）需要紧急无创通气，39人（4.4%）需要重新插管，9人（1.0%）两者都需要。未发生PRF的患者在单肺通气期间机械功率（MP）的中位数（四分位数范围UQR）为8.3J/min（6.6-10.2）,而发生PRF的患者的MP为9.8J/min（7.5-11.8）（图2）。经过调整的分析显示单肺通气期间较高的MP与PRF的风险增加相关（每增加1J/min,ORadj为1.22;95%C1为1.13-1.31;P0.001）

13、。呈现U形剂量-反应曲线关系，在机械功率中位数为6.4J/min时,PRF的最低概率为7.5%（图3）。与平均人群风险12.1%相比，低于9.7Jmin的MP与较低的PRF风险相关。在经广义倾向性评分调整的1ogistic回归模型中，结果仍保持一致，即单肺通气期间较高的机械功率与PRF的风险增加相关（每增加1J/min,ORadj为1.18;95%C1为1.11127;p0.001）（图4）。F2.Histogramofmechanica1powerduringone-1ungventi1ation.Themedian(interquarti1erange(IQR)mechanica1powe

14、rduringone-1ungventi1ationwas8.45(6.65-10.40)J/min.Themedians(IQR)mechanica1powerinpatientswhoexperiencedpostoperativerespiratoryfai1ure(PRF:redbars)andthosewhodidnot(1ightb1uebars)were9.8(7.5-11.8)and8.3(6.6-10.2)J/min.respective1y.PRF:postoperativerespiratoryfai1ure.Fig.3.Dose-responsefunctionesti

15、matedthroughadjustedgenera1izedpropensityscoremode1ingwith1ogistic1inkfunction.Theassociationbetweenmechanica1powerduringone-1ungventi1ationandpostoperativerespiratoryfai1ure(PRF)predictedaU-shapeddose-responsecurve,wherethe1owestriskofPRF(7.5%)wasfoundatamedianmechanica1powerof6.4Jmtn.Mechanica1pow

16、erassociatedwithbe1owaveragepopu1ationriskofPRF(12.1%)rangedfrom3.3to9.7Jmin.PRE:postoperativerespiratoryfai1ure.Fig.4.Associationbetweenmechanica1powerduringone-1ungventi1ationandpostoperativerespiratoryfai1ure(PRF)predictedthrough1ogisticregressionmode1adjustedforagenera1izedpropensityscore.Inthegenera1studypopu1ation,theovera11riskofPRFwas12.1%,whichwastheestima