基于盆底超聲的孕晚期壓力性尿失禁診斷模型的建立▲

李 寧 闞艷敏 李曉松 孟 健 馬 琳

(華北理工大學附屬醫院超聲科，河北省唐山 063000，電子郵箱：liningtsh@163.com)

壓力性尿失禁( stress urinary incontinence，SUI)是指正常無腹壓增加情況下無漏尿，而在腹壓增加時(如咳嗽、打噴嚏、大笑等)出現尿液不自主流出的現象[1]。研究表明，不同孕周尿失禁的發生率可高達28.1%～51.5%，其中孕晚期發生率是孕早期的2.09倍，且SUI是最常見的一種類型，發生率約為80%以上，嚴重影響著孕婦的生活質量及心理健康[2-6]。而積極的盆底肌肉鍛煉能預防和控制孕期 SUI 的發生[7]。因此及時識別孕婦盆底結構變化，并做出診斷，從而提示臨床早期干預，對于延緩或減少SUI的發生有著重要意義。目前臨床上最常用的SUI診斷方法包括尿動力學檢查及尿墊試驗等，但兩者均不能客觀反映盆底結構的變化。本研究通過對孕晚期SUI患者盆底結構進行觀察，并與臨床綜合診斷做出比較，利用Fisher判別分析法建立診斷模型，探討盆底超聲在孕晚期SUI診斷中的應用價值。

1 資料與方法

1.1 臨床資料 選取2016年9月至2019年4月在華北理工大學附屬醫院就診的80例孕晚期女性。納入標準：孕前均無盆底功能障礙性疾病；孕期均行常規超聲檢查；均為單胎妊娠；超聲檢查與實際孕周相符，孕周為28～40周，胎兒體質量均≤4 kg；孕婦孕產次≤2次。排除標準：存在前置胎盤、先兆早產、羊水量異常、妊娠期合并癥、胎兒宮內發育遲緩等者。采用抽簽法，隨機分為實驗組(即訓練樣本)68例、檢驗組(即驗證樣本)12例。依據臨床綜合指標包括病史、體格檢查、排尿日記、尿動力學檢查等診斷SUI[8]，將實驗組分為有SUI組30例，無SUI組38例。有SUI組與無SUI組年齡、身高、孕前體質指數、孕產次及孕周差異均無統計學意義(均P>0.05)，見表1。本研究已由華北理工大學附屬醫院倫理委員會審核并通過，所有受試者均簽署知情同意書。

表1 兩組研究對象基線資料的比較(x±s)

1.2 研究方法 采用Philips公司EPIQ5型彩色多普勒超聲診斷儀，探頭為腹部探頭C5-1，探頭頻率為1～5 MHz，配有內置數字化圖像管理系統。行經會陰盆底超聲檢查時，膀胱需適度充盈，被檢者取截石位，髖部屈曲、外展。首先用探頭套包裹探頭，然后將探頭置于會陰部，分別于靜息期、張力期顯示二維盆底矢狀切面圖像，以恥骨聯合后下緣為原點，以人體中軸線為Y軸，以經過恥骨聯合后下緣的水平線為X軸，建立坐標軸，偏向足側為正值，偏向頭側為負值，分別記錄以下指標：(1)靜息期及張力期膀胱頸在X軸、Y軸的坐標點(hx1、hx2和hy1、hy2)及移動度(Δhx=hx2-hx1、Δhy=hy2-hy1)；(2)靜息期及張力期膀胱尿道后角(αj、αz)，即近端尿道與膀胱基底部切線形成的角度；(3)靜息期及張力期膀胱角度(βj、βz)，即恥骨聯合后下緣與膀胱頸的連線與恥骨聯合的中軸線形成的夾角，計算膀胱旋轉角度(Δβ=βz-βj)；(4)膀胱頸的綜合移動度(ΔD)。將各狀態下的圖像進行標記、凍結、存儲，均測量3次，取平均值。

1.3 統計學分析 采用Excel建立數據庫，采用SPSS 21.0軟件進行統計分析。符合正態分布的計量資料以(x±s)表示，偏態分布資料以M(P25,P75)表示，方差齊且符合正態分布的資料比較采用獨立樣本t檢驗，方差不齊或偏態分布的資料比較采用秩和檢驗；計數資料以頻數或率表示。采用Spearman秩相關分析超聲變量與是否發生SUI的相關性，然后對多指標進行多重共線性回歸分析 ；采用 Fisher 逐步判別分析法，剔除不能入組的變量，在實驗組(訓練樣本)建立孕晚期SUI盆底超聲特征的綜合診斷模型，通過將各個變量進行標準化，從而獲得各個變量對判斷孕晚期女性SUI的標準化貢獻度；隨后用自身檢驗法、交叉檢驗法進行檢驗，然后再用檢驗組(即驗證樣本)患者的資料對實驗組獲得的診斷模型進行檢驗，并采用受試者工作特征(receiver operating characteristic,ROC)曲線對模型的診斷效能進行評價。以P<0.05為差異有統計學意義。

2 結 果

2.1 兩組間超聲參數的比較 與無SUI組比較，有SUI組hy1、hy2、Δhy、ΔD、βz、Δβ、αz增加(均P<0.05)；兩組間hx1、hx2、Δhx、βj、αj差異無統計學意義(均P>0.05)。見表2。

表2 兩組研究對象超聲參數的比較

2.2 Fisher判別分析

2.2.1 Fisher判別分析預測模型的建立：首先采用Spearman秩相關分析方法，對有SUI組與無SUI組之間差異有統計學意義的盆底超聲指標(包括hy1、hy2、Δhy、ΔD、βz、Δβ、αz)進行分析，結果顯示相關系數分別為0.448、0.509、0.599、0.634、0.304、0.391、0.433，均P<0.05，認為各變量存在線性趨勢；然后對上述指標進行多重共線性的診斷，hy1、Δhy、ΔD、βz、Δβ、αz對應的方差膨脹系數均<5，認為上述變量間不存在多重共線性，可采用Fisher判別分析進行研究。以是否有SUI為因變量，以上6個變量作為自變量，變量的賦值情況見表3。采用逐步判別法篩選變量，有4個變量進入 Fisher 判別分析模型，即hy1(X1)、Δhy(X2)、ΔD(X3)、αz(X6)，獲得Fisher判別方程系數(見表4)，以此來建立Fisher 判別分析函數。根據以上表格中的Fisher判別方程系數建立Fisher判別函數:無SUI組為Y0=-134.067-5.290X1+23.571X2+51.855X3+1.753X6，有SUI組為Y1=-160.398-3.139X1+33.283X2+68.512X3+1.897X6。通過將入組變量進行標準化，hy1、ΔDy、ΔD、αz對于判斷SUI的標準化貢獻度分別為0.372、0.306、0.904、0.517。

表3 各變量賦值情況

表4 Fisher分類函數系數表

2.2.2 判別分析的結果及驗證：通過實驗組(訓練樣本)進行自身檢驗的方法所測得的綜合診斷模型的診斷一致率為94.1%，誤判率為5.9%，而通過交叉驗證的方法所得到的結果與通過自身檢驗方法所得結果相同。使用檢驗組(即驗證樣本)患者的資料對實驗組獲得的診斷模型進行檢驗，結果顯示，模型對SUI的診斷一致率為83.3%，誤判率為16.7%。見表5～7。

表5 判別分析模型自身驗證結果(n)

表6 判別分析模型交叉驗證結果(n)

表7 判別分析模型的檢驗組驗證結果(n)

2.2.3 判別分析診斷模型的ROC曲線評價：所建模型診斷SUI的曲線下面積為0.899(P<0.001，95%CI：0.813,0.985)，表明所建模型具有較高的診斷價值，見圖1。

圖1 Fisher判別分析建立診斷模型的ROC曲線

3 討 論

尿失禁是一種可經客觀證實的、不自主地經尿道漏尿的現象。尿失禁除了影響患者的身心健康、性功能及婚姻關系等，還給家庭、社會帶來巨大的經濟負擔[9-10]。流行病學調查結果表明妊娠是發生SUI的高危因素，其中孕晚期女性SUI的發生率可高達72%[11-13]。王瀟等[14]的研究表明，孕期行盆底肌訓練，可以有效地預防初產婦產后早期發生尿失禁；潘鐵軍等[15]的研究表明，產后盆底鍛煉可有效地降低產后尿失禁發生率。因此，及早發現孕期女性盆底結構的變化，從而提示臨床醫師給予早期干預，有著重要意義[16]。目前，臨床上對于SUI的診斷比較復雜，主要結合全面的病史采集、體格檢查、常規實驗室檢查(包括膀胱頸抬舉實驗、尿墊試驗等)、尿動力學檢查等進行。其中，傳統尿動力學檢查的假陰性結果較多，而對于癥狀較輕者尿墊試驗的診斷效能低[17]，導致SUI的診斷過程比較繁瑣；同時，單一的檢查往往無法單獨完成SUI的診斷，而且傳統的臨床檢查方法無法體現盆底結構的變化。因此，本研究在盆底超聲檢查基礎之上，利用Fisher判別分析法建立SUI 的診斷模型，旨在在患者出現明顯的SUI癥狀前發現盆底結構的變化，為SUI的診斷提供客觀依據。

本研究中，孕晚期SUI女性的hy1、hy2、Δhy、ΔD、βz、Δβ、αz均高于無SUI女性(均P<0.05)，提示孕晚期SUI女性盆底器官位置更靠后下方，且在張力狀態下的膀胱頸移動度及膀胱頸旋轉度更大，這與其他的研究結果[18-20]相似，這也表明了盆底超聲可以評估孕晚期SUI患者膀胱尿道的活動性。但是兩組間hx1、hx2、Δhx、βj、αj差異無統計學意義(均P>0.05)，表明孕晚期SUI女性盆底器官向后方的移動度較小，這可能與隨著孕周的增加，盆腹腔內容積相對減小，且子宮前后方為骨性結構有關。

反映盆底功能變化的超聲參數較多，若能把這些參數進行篩選并組合在一起評價SUI患者盆底結構及功能的變化，提取有意義的信息，則可為超聲醫師及臨床醫師提供更方便實用的新方法。判別分析是在分類對象的類別歸屬明確的情況下，根據對象的某些特征指標構造判別函數來判定其類別歸屬的一種統計學分類方法。目前國內外對于SUI診斷的預測模型較少，本研究通過Fisher逐步判別分析法初步建立預測模型，對指導臨床工作具有重要作用。一般而言，建立判別函數前要將樣本隨機分成兩個部分，分別占總樣本量的85%和15%。前者用于建立判別函數，稱為訓練樣本，后者用于考核判別函數的判別效果，稱為驗證樣本。用驗證樣本計算的誤判概率作為前瞻性誤判概率的估計則比較客觀。本研究即采用了這種方法。

本研究利用盆底超聲特征結合臨床綜合診斷結果的判別分析方法，建立診斷孕晚期SUI的綜合診斷模型，通過逐步判別分析得到可以入組的超聲參數共4個，分別為hy1、Δhy、ΔD、αz；以這4個盆底超聲參數為基礎，利用Fisher判別分析方法建立了綜合診斷模型：無SUI組為Y0=-134.067-5.290X1+23.571X2+51.855X3+1.753X6，有SUI組為Y1=-160.398-3.139X1+33.283X2+68.512X3+1.897X6。訓練樣本的自身檢驗及交叉驗證結果提示，綜合診斷模型的診斷一致率均為94.1%，基于驗證樣本的檢驗結果顯示，其對SUI的診斷一致率為83.3%，與自身檢驗及交叉驗證結果相似，診斷一致率均較高，具有重要參考價值。ROC曲線分析結果亦顯示，所建立模型診斷孕晚期SUI的曲線下面積為 0.899(P<0.05)，進一步證明所建模型的診斷價值較高。但在自身驗證、交叉驗證及驗證樣本驗證結果中，分別有4例、4例、2例做出了錯誤的判定，這說明判別分析存在著難以將其中少量SUI患者與非SUI患者盆底超聲參數進行鑒別的情況，今后在實際工作中進行判別分析時，需將判別結果與超聲參數結合起來，對超聲參數明顯偏大或偏小的病例進行細致的分析，以減少誤判的發生。

通過對入組變量進行標準化，hy1、Δhy、ΔD、αz對于判斷SUI的標準化貢獻度分別為0.372、0.306、0.904、0.517，表明hy1、Δhy、ΔD、αz對SUI的發生有促進作用，其中ΔD的促進作用更大，更能反映SUI患者盆底功能的變化，與國內部分研究結果[21-23]相似。這主要是由于孕期雌激素水平失調、孕晚期胎兒體質量的增加等，導致盆底結構松弛，尿道括約肌功能失調，膀胱頸的移動度增加。

本研究的局限性：(1)本研究樣本量相對較少，可能影響模型參數進入函數，從而對結果有一定影響；(2)檢驗組(驗證樣本)數量較少，對于綜合診斷模型的驗證也會存在一定的夸大性。今后將擴大樣本量進一步研究。

綜上所述，孕晚期SUI患者盆底器官更靠下方，其在張口狀態下的膀胱頸移動度和旋轉度更大；本研究所建立的判別分析模型具有較好的效力，說明盆底結構的變化與孕晚期SUI的發生存在明顯的相關性，可根據其超聲指標的變化對SUI進行診斷，為臨床醫生的診斷及干預提供預警信息。