急性呼吸窘迫综合征的非侵袭性阳性压力通风的结果及其预测因素：国家队列

摘要

理由．虽然无创正压通气(NIPPV)越来越多地用于急性呼吸窘迫综合征(ARDS)，以避免有创机械通气(IMV)，但支持其对这一适应症的益处的数据缺乏。目标．分析在美国接受无创通气治疗的ARDS患者与最初插管的ARDS患者的全因住院死亡率和住院时间(LOS)。我们感兴趣的二次结果是确定Nippv失败的预测因素。方法．我们使用2016年全国住院患者样本数据库确定了4277例需要正压通气的ARDS成人病例。我们将队列分为IMV或NIPPV初始治疗。再将NIPPV组进一步分为NIPPV失败组和NIPPV成功组。我们将NIPPV失败定义为同一天使用NIPPV和IMV或稍后使用IMV的同一患者。我们分析了住院死亡率、LOS和NIPPV失败率。使用对数转换LOS的线性回归和二元结果的逻辑回归来检验相关性。结果．NIPPV成功组死亡率最低(4.9%[3.8,6.4])，住院时间最短(7天[6.6,7.5])。NIPPV失败率为21%。脓毒症、肺炎和慢性肝病与NIPPV失效的较高几率相关(调整后OR分别为4.47、2.65和2.23)。NIPPV失效组与IMV组住院死亡率(26.9% [21.8,32.8]vs. 25.1%[23.5, 26.9])无显著差异。 的）或LOS (16 [14,18] vs. 15.6 [15,16.3]， ）。结论．与IMV相比，ARDS中的Nippv成功表现出显着降低的医院死亡率和较短的洛杉矶，而Nippv失败表现出与最初管道的患者相比，医院死亡率或洛杉矶没有显着差异。因此，可以在ARDS中考虑NIPPV的初始试验。败血症，肺炎和慢性肝病与Nippv失效的几率较高有关;这些因素应用于将患者分析为最合适的通风模态。

1.介绍

在急性呼吸衰竭（ARF）中使用非侵袭性阳性压力通气（NIPPV）主要是越来越多，以避免侵入式机械通气（IMV）的不良事件[1］．NIPPV约占ARF总呼吸机启动的40%，占慢性阻塞性肺疾病(COPD)或急性心源性肺水肿(ACPE)患者启动的高达80% [2］．尽管在过去十年中，在ARF的最后十年内，仍然提高了Nippv的成功率，而不管潜在的病因如何[3.]并且存在强有力的证据，支持其用于急性COPD加剧和ACPE的用途[2那4.]，支持NIPPV在急性呼吸窘迫综合征（ARDS）中使用IMV的证据缺乏和争议。

多项研究显示，NIPPV对ARDS普遍有益[5.]，其他研究则强调了它在某些急性呼吸窘迫综合征人群中的作用，如免疫功能低下的患者或轻度疾病患者[6.那7.];相反，其他研究表明了在ARDS中的NIPPV轨道记录不佳[8.那9.］．因此，这些矛盾的调查结果导致了在ARDS中对NIPPV使用的重大限制和担忧。此外，患者的患者可能受益或未审判NIPPV的患者仍然尚不清楚[10[所有先前发表的研究，这些研究旨在预测ARDS中的NIPPV失败，不是由于样品大小不足而定的。因此，我们旨在开展最大的回顾性队列研究，分析在美国（美国）收到Nippv的ARDS患者的患者的所有因导致的内部死亡率和住宿时间（LOS）。我们感兴趣的二次结果是确定Nippv失败的预测因素。

2.方法

2.1。学习环境

这是一项回顾性队列研究，使用医疗成本和利用项目(HCUP)的2016年全国住院患者样本(NIS)部分进行，该项目由医疗保健研究和质量机构(AHRQ)赞助[11］．这项研究包括来自47个州的医院出院的确定样本数据;如果考虑到全国范围内的排放，这项研究代表了超过97%的美国人口[12］．每个住院治疗都被视为个体数据库条目，AHRQ提供的各个重量用于所有分析，以维持复杂调查设计的完整性，并允许将调查结果推断给整个美国人群。德克萨斯州理工大学卫生科学中心的机构审查委员会认为这项研究豁免审查，因为使用了实业数据。

2.2。学习规划

所有住院病例采用国际疾病分类第10版临床修改与程序编码系统(ICD-10 CM/PCS)进行分析，与之前发表的文献一致[13那14］．我们使用与每家住院治疗相关的主要诊断代码，以识别2016年日历年期间与ARDS的所有成年记录，这代表了研究期。然后，我们使用ICD-10 PCS代码来识别所需的ARDS的记录，即Nippv，IMV或两者。从NIS数据库中提取以下数据：患者和医院人口统计学，入院和治疗诊断，病情程序，住院内的死亡率，住院时间长度和排放状态[11］．我们使用了HCUP-NIS提供的elixhauser合并症指数来衍生我们样本中的合并性的患病率[15］．此外，我们运行ICD-10代码来评估ARDS病因的患病率和住院并发症的发生率。表格S1在线补充，提供用于标识数据集记录的ICD-10 CM / PCS代码。

为了避免误分类偏差和符合ARDS柏林标准，我们排除了所有可能归因于(ACPE)的急性呼吸衰竭的记录和诊断时使用高流量氧的患者[16］．我们也排除了所有“不复苏/不插管”状态的记录，因为如果它有临床指征，可能会干扰插管决定。为了提高研究的准确性，我们还排除了与错过手术时间的患者相关的出院。为了进一步提高准确性和内部效度，我们将入院前应用IMV的记录，如现场插管，排除在队列之外，因为插管指征无法识别，可能与ARDS的研究诊断无关。此外，我们将所有的观察视为住院事件，而不是单独的患者[17]，并避免使用非特异性二级诊断代码推断住院事件[18］．如果在采用复杂的测量设计时，NIS地层没有提供任何组的记录，我们将该地层从最终数据分析中排除[19］．

然后我们将队列分为IMV组和NIPPV组。IMV组代表最初插管的患者，而不管后来是否使用NIPPV。记录同一住院期间IMV后使用NIPPV的情况，即，作为有拔管后CO风险的患者逐步断奶的方法₂保留，仍包含在IMV组中。Nippv组被细分为Nippv成功和失败子组。Nippv成功亚组包括ARDS接受Nippv治疗的患者，而不是绝望的，而Nippv失效子组代表了在稍后日期的同一天或IMV接受Nippv和IMV的ARDS患者。数字1显示研究设计流程图。

2．3.统计分析

所有统计分析都使用了HCUP-NIS数据库提供的复杂调查设计和人口权重;相应生成了ARDS住院人数、种族和性别的全国估计值。人口学和临床特征总结为连续变量和分类变量的平均值和百分比(95%置信区间(CI))。采用简单logistic回归模型评估住院死亡率作为结局变量与以下预测因子之间的关系:研究组、性别指标、入院时的年龄(年龄)、种族(uniform)、医院类型和所在地、ARDS病因(败血症、肺炎、急性胰腺炎、输血相关性急性肺损伤(TRALI)和创伤)、AHRQ共病指标(慢性充血性心力衰竭、慢性阻塞性肺疾病、慢性缺血性心脏病、慢性肾病、慢性肝病、恶性肿瘤、痴呆、高血压、糖尿病、肥胖和吸烟)。数据以优势比(OR)的形式呈现，95% CI。然后选择具有统计学意义的预测因子，并在随后的多个logistic回归模型中使用，以确定调整系数，并以95% CI的调整优势比(aOR)呈现。

LOS呈非正态分布;因此，它在运行回归模型之前进行了日志转换。使用简单线性回归模型和多元线性回归模型分别计算log-LOS预测指标的未调整系数和调整系数，死亡率使用相同的自变量。在对死亡率和log-LOS进行多元回归后，对研究组的边际进行了估计和两两比较。采用Bonferroni校正来控制多次比较误差。的值显著性水平设为0.05。

为了确定Nippv失败的显着预测因子，对人口统计变量，ARDS病因和合并症进行了简单的逻辑回归模型。然后，进一步分析了统计上显着的预测因子以使用多元逻辑回归模型获得AOR（见表S2《在线增刊》)。使用Stata 15.1（Statacorp，College Station，TX）分析所有数据。

3.结果

在2016年NIS数据库中的710万例全因住院记录中，我们确定了4277例初步诊断为ARDS的成人记录，符合纳入标准。大多数纳入的队列使用了IMV(68%)。最初插管的患者比接受NIPPV治疗的患者略年轻(56.3岁vs. 61.5岁)，但在其他方面有相似的人口统计学和共病负担。脓毒症(44.1%)、肺炎(38.7%)和创伤(9.2%)是整个研究人群和每个个体中最常见的ARDS病因，而急性胰腺炎(3.2%)和TRALI(0.4%)是报道最少的病因。急性肾损伤(AKI)和新发休克状态是IMV组(49.6%和40.8%)和NIPPV组(32.8%和14%)最常见的并发症。表格1显示基于研究组的患者和医院特征，ARDS病因，组合和并发症。

NIPPV最初用于1367例ARDS患者(32%)，其中287例(21%)失败，最终插管。IMV组全因住院死亡率为25.1%，NIPPV成功组为4.9%，NIPPV失败组为26.9%。IMV组的平均LOS时间为15.6天(95% CI [15,16.3])， NIPPV成功组为7天(95% CI [6.6, 7.5])， NIPPV失败组为16天(95% CI[14,18])。表格2显示了基于研究组的结果的普遍性。

多因素logistic回归分析显示，NIPPV失效组与IMV组的住院死亡率差异无统计学意义(26.9% [21.8,32.8]vs 25.1%[23.5, 26.9])。 ）。同样，对数转换的LOS调整后的模型（见表S3在线补充）在LOS（16 [14,18]与15.6 [15,16.3]之间，IMV和NIPPV失效群体没有显着差异 ）。然而，无创NIPPV成功组的全因住院死亡率显著降低;IMV (aOR 5.3[3.96, 7.11])和NIPPV失败(aOR 5.43[3.61, 8.17])组的医院道德发生率均高于NIPPV成功组(见表)S4《在线增刊》)。NIPPV成功组的LOS时间(7天[6.6,7.5])也明显短于IMV组( 的）和nippv失败（ 的）组。数字2显示基于研究组的调整后的估计和95％CI。

在调整其他重要因素后，发现败血症、肺炎和慢性肝病与无创NIPPV失败的较高几率相关。脓毒症表现为大效价(aOR 4.47[3.24-6.17])，而肺炎和肝病表现为中等效价(aOR 2.65[1.94-3.62]和2.23[1.11-3.75])。数字3.显示了与NIPPV失效相关的所有因素的校正估计值和95%可信区间。

4.讨论

急性呼吸窘迫综合征的柏林定义要求在诊断时具备以下所有标准:在已知的临床侮辱后一周内出现呼吸道症状;胸部显像中无法完全解释的双侧不透明;ACPE不能完全解释呼吸衰竭;呼吸机设备上的氧合障碍，包括呼气末正压(PEEP)或持续气道正压(CPAP)≥5cm H₂o [20.］．

大多数临床医生倾向于使ARDS患者的IMV自由，并保留使用血流动力学稳定的ARD患者的利用患者，具有较高的疾病，易于氧化，并且没有禁忌症。这种保守的方法是基于关于疾病群体中Nippv的益处和危害的冲突数据[5.那8.］．例如，一项关于急性低氧性呼吸衰竭患者的研究报告称，与高流量鼻插管相比，NIPPV与死亡率相关。在本研究中，大多数接受NIPPV的患者几乎不可能达到低潮气量，高潮气量与NIPPV失败独立相关。尽管如此，这项研究中报道的与NIPPV相关的潜在危害是否由于交付高于预期的潮气量仍不清楚[21］．

此外，从大型观测研究的分析到了解严重急性呼吸衰竭（肺安全）的全球影响报告了重症监护病房的增加，但在具有严重低氧血症的ARDS患者中使用NIPPV（PAO₂/ fio.₂比率<150）并且临床医生应该在这些患者中推迟使用NIPPV [7.］．这些结论应谨慎解释，因为肺安全研究的结果与倾向匹配分析部分不符，因为研究功率低，纳入的患者数量较少。值得一提的是，肺安全研究中的NIPPV失败率被低估了，因为排除了第1天接受NIPPV治疗的患者[8.］．

另一方面，其他一些研究支持在ARDS中使用NIPPV，特别是在其较轻的形式。例如，在轻度或中度ARDS患者中，头盔提供的NIPPV减少了插管的需要。它还与较高的无呼吸天数率、较短的ICU住院时间和较低的90天死亡率相关，且不良反应没有增加[22］．虽然这项研究提供了很有希望的结果，但该研究规模小，单中心，未盲，且早期停止，这可能使效应大小更有可能被夸大。另一项关于使用NIPPV作为ARDS一线干预的多中心调查显示，54%的ARDS患者成功避免插管[23］．

我们的数据是迄今为止最大的回顾性队列研究NIPPV在ARDS中的结局。该分析首次表明，NIPPV失效与首次气管插管之间的校正全因住院死亡率和LOS缺乏统计学显著差异。我们的结果还强调，如果NIPPV成功，与初始插管相比，它与明显降低全因住院死亡率和LOS相关，这一发现与之前发表的文献一致[7.那24］．因此，由于Nippv可以在ARDS中，可以在ARDS中考虑NIPPV的初步试验，另一方面，潜在有益，另一方面，如果与初始插管相比，似乎并未导致更差的结果。有一个大的前瞻性试验是有保证确认这些调查结果。

此外，我们的分析显示，脓毒症、肺炎和慢性肝病与无创NIPPV失败的较高几率独立相关。除了其他危险因素，如较高的非肺顺序器官衰竭评估(SOFA)评分和呼吸频率[8.[这些条件可用于将患者分析为最合适的呼吸机模态，即Nippv与IMV。但是，需要进一步的预期研究来验证这一发现。

4.1。优势和局限性

我们的发现被几个因素强化了。HCUP-NIS提供了具有全国代表性的样本，使我们的数据最接近全国趋势[11］．此外，我们的数据集严格遵循NIS方法论标准[19]，我们用于识别ARDS记录的算法获得了巨大的统计能力，因为它捕获的观测数据比以前发表的所有研究都要多得多。此外，在纳入的数据集中严格遵循了ARDS的柏林定义[20.]，排除所有归因于ACPE的ARF、未接受正压通气、入院前插管(即插管时可能与ARDS诊断不明确相关)者。

值得注意的是，我们的发现受到涉及大型管理数据库的回顾性分析固有偏差的限制，包括混淆效应和编码错误[25］．一些因素，如影响ICD-10代码准确分配的账单、医生文件和做法的差异，可能导致在估计某些合并症和并发症的诊断时不准确，使疾病分类错误成为可能[14］．为了提高准确性，我们利用了在先前研究中验证的ICD代码，我们捕获了纳入纳入标准的记录，使ARDS成为主要诊断和提供正压通风作为感兴趣的程序。因此，我们获得了最准确的ARDS代表性样本。

此外，由于HCUP-NIS提供的数据元素的限制，在确定ARDS结果时被认为是重要的一些变量，例如疾病严重程度，IMV设置，NIPPV接口，不断发展并发症的持续时间以及沙发评分的持续时间无法获得[18］．此外，由于数据库的性质，无法获得所使用的指定程序的持续时间，无论是IMV还是NIPPV [11];这被认为是一个重要的因素，反映哪个程序主要影响研究结果。

5.结论

我们的分析表明，与IMV相比，ARDS中的成功率明显降低了死亡率和较短的LOS。如果Nippv失败，与最初管道的患者相比，它与患者相比，在医院死亡率或洛杉矶没有显着差异。因此，由于Nippv可以在ARDS中，可以在ARDS中考虑NIPPV的初步试验，另一方面，潜在有益，另一方面，如果与初始插管相比，似乎并未导致更差的结果。此外，我们的数据是第一个表明脓毒症，肺炎和慢性肝病是Nippv失败的强预测因子;因此，它们应该用于将患者分析为最合适的通风模态。需要进一步的研究来验证我们的调查结果并建立这些观察的原因。

数据可用性

用于支持本研究结果的数据可根据要求可从相应的作者获得。

信息披露

内容不代表医疗保健研究和质量的官方意见，并不是由任何联邦机构的认可。本研究的内容是在美国胸部社会国际会议上，2019年5月19日的。本研究的摘要出版了美国呼吸系统杂志CHINESS， 2019年5月第199期。DOI:https://doi.org/10.1164/ajrccm-conference.2019.199.1_meetingabstracts.a1143．

的利益冲突

作者声明他们没有利益冲突。

作者的贡献

A.T.负责概念和研究设计;收购，分析和解释数据;并起草和稿件的起草和严重修订。E. L. Z.参与了对稿件的统计分析，起草和批判性修订的传导。A. A.负责数据采集和分析。A. M.和M.T. N.为稿件的起草作出了贡献。M. P.负责学习设计，数据解释，起草和稿件的关键修订。

致谢

该研究得到了德克萨斯理工大学健康科学中心临床研究所的部分支持。作者感谢医疗成本和利用项目以及医疗研究和质量机构2016年全国住院病人样本数据库。

补充材料

表S1:用于识别数据集记录的国际疾病分类，第十版，临床修改和程序编码系统(ICD-10 CM/PCS)代码。表S2: NIPPV失效的预测因素。表S3:对数转换的停留时间预测因子。表S4:全因住院死亡率的预测因素（补充材料的）

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