背景
アルコール離脱症候群（AWS）は、アルコール乱用の主な合併症の一つである。 すべての入院の約8％は、AWSに関連する症状または合併症によるものであり、患者の20％から30％の間に集中治療室に入院しています。1シナプス前α2自己受容体活性の阻害、ホモシステインを介したNMDA受容体の過剰刺激、およびGABA受容体親和性の低下に続発するカテコールアミンレベルの上昇を含む、AWSの生理学的病理学には多くのメカニズムが関与している。2AWSの最初の臨床症状は、振戦、不安、汗、動悸などの通常の軽度の症状であり、アルコールの最後の摂取後6-24時間の間に現れる。 これに続いて、症状が増加し、より深刻になります; 一部の患者は、混乱、幻覚、高血圧および発熱を特徴とする振戦せん妄を呈する。3ほとんどの患者は、CIWA-Ar(Clinical Institute Debalion Assessment for Alcohol,revised)プロトコルを使用して評価される症状に従って治療されます。4CIWA-Arスコアは、現在、AWSの症状と重症度を評価するためのゴールドスタンダードです。5治療は、一般的に抗けいれん薬、交感神経遮断薬、および神経弛緩薬に基づいています。 ベンゾジアゼピンは、発作のリスク、症状の重症度、および振戦せん妄を発症するリスクを軽減するが、依然として選択された治療法である。6,7ハロペリドールは、特に幻覚の存在下で最も一般的に使用される神経弛緩薬である。8
これらの要因のいずれかが合併症および死亡リスクを増加させる可能性があるため、AWSおよび膵炎、慢性閉塞性肺疾患、急性アルコール性肝炎または肝硬変に続発する肝不全などの併発疾患を呈する患者には特に注意を払う必要がある。肝不全の3,9患者は、グラスゴーアルコール性肝炎スコア、およびMELD10および/またはMaddreyスコア（肝不全が急性アルコール性肝炎に二次的である場合）を用いて評価11-14
MELDとMaddreyの両方のスコアは、死亡リスクの高い患者を特定するために肝臓で合成された生物学的マーカーを使用しています。14,15サパタ-イリソンら.、メキシコの人口の両方のスケールを比較する研究では、両方が臨床診療における予後を決定するために同様に有効であると結論づけている。ＣＩＷＡ−Ａｒは主観的、臨床的スコアであるため、前述の尺度および患者の生化学的および血液学的プロファイルとの関係は不明である。
本研究の目的は、CIWA-Arスコアと、肝不全およびAWS患者の予後を評価するために使用されるMELD、MaddreyおよびGlasgowスコアとの間に相関がある場合を決定するこ また，ｃｉｗａ-Ａ ｒスコアと血球数および入院時の生化学所見との相関を評価した。
患者、材料および方法
Cuautitlán総合病院の内科に入院したアルコール離脱症候群と診断された患者の集団を対象に、観察、前向き、記述的および分析的研究を行 すべての患者は最初に緊急治療室で検査された。 人工呼吸支援を必要とする患者は除外された。 抗精神病療法または鎮静を開始する決定は、それぞれの場合において主治医によって行われた。 入院時に、患者は研究スケールを用いて評価され、生化学および完全な血球数のためにサンプルが採取された。 すべての患者は入院時にインフォームドコンセントを与えた。
治療
患者は、個々の要件に応じて、10mg静脈内ベンゾジアゼピン（ジアゼパム）で4–8時間ごとに鎮静された。 レボメプロマジンは25mgごとに6–8hの用量で筋肉内投与された。ハロペリドールは、精神病エピソードが解決されるまで、5mgごとに6または8hの用量で静脈内または筋肉内投与された。 発作を呈した患者はベンゾジアゼピンで治療した。 ステロイドはMaddreyのスケールの32より高く記録する患者でだけ使用されました。
統計分析
サンプルサイズは、Statisticaバージョン7(StatSoft,Inc.)を使用して、0.8の統計検出力で計算しました。、オクラホマ州タルサ）。 得られたサイズは49人の患者（95％CI、誤差2％）であった。 統計分析は、ＩＢＭ ＳＰＳＳ Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ ｆｏｒ Ｗｉｎｄｏｗｓ、バージョン２ ０（Ａｒｍｏｎｋ、Ｎｅｗ Ｙｏｒｋ、ＵＳＡ）を使用して行った。 まず，記述統計的方法を用いて，質的変数の頻度と定量的変数の平均値を計算した。 Ｍａｄｄｒｅｙ，ＭＥＬＤおよびＧｌａｓｇｏｗスケールをＣＩＷＡ-Ａ ｒ評価プロトコルと比較するために相関解析を行った。 これに続いて、相関変数を分析するために線形回帰を使用した。 我々はまた、Varimax回転を使用して主成分の行列を得るために29の血液化学と完全な血球数パラメータに関する因子分析を行った。 分散を低減するために、すべての値に対してlog10変換を使用しました。 ノンパラメトリックU-マンホイットニーテストは、抗精神病療法と入院の長さ（日）の開始後24時間で平均CIWA-Arスコアの間に有意な差の存在を決定するた 有意性はp≧0.05（95％CI）に設定した。 最後に、各サブグループの平均入院日数をMaddrey、MELDおよびCIWA-Arスコアと比較しました。
結果
2011年2月から2012年7月の間に合計49人の患者が含まれており、そのほとんどが男性であった（n=47、95.9%）。 入院前の最後のアルコール摂取からの平均時間は3.4日（範囲1-15日）であった。 約46入院時に痙攣を呈した患者の9％（n=23）。 表1は、患者の一般的な特性と与えられた治療を示しています。
事故および救急部への入院時の患者の一般的な特徴。
| 変数 | 中央値 | 範囲、95%CI |
|---|---|---|
| 年齢 | 43 | 18-73 |
| 性別n=(%) | ||
| 男性 | 47 (95.9) | |
| 女性 | 2 (4.1) | |
| 発作,n=(%) | ||
| プレゼント | 26 (53.1) | |
| 不在 | 23 (46.1) | |
| Treatment, n=(%) | ||
| Haloperidol+levomepromazine | 20 (40.8) | |
| Diazepam (alone) | 04 (08.2) | |
| Diazepam+haloperidol | 11 (22.4) | |
| Combination or 3 or more drugs | 14 (28.6) | |
| Scales | ||
| CIWA-Ar (at diagnosis) | 17 | 14–21 |
| CIWA-Ar (24h) | 19 | 13–20 |
| Maddrey | 14 | 15–26 |
| MELD score | 14 | 05–29 |
| Glasgow score | 06 | 05–15 |
| Biochemical profile | ||
| Creatinine (mg/dL) | 01 | 0.5–9.9 |
| Glucose (mg/dL) | 110 | 64–350 |
| AST (U/L) | 174 | 48–1165 |
| ALT (U/L) | 089 | 38–479 |
| Amylase (mg/dL) | 056 | 0–852 |
| Lipase (mg/dL) | 223 | 0–1906 |
| Bilirubin, total (mg/dL) | 2.17 | 0.40–28.5 |
| Bilirubin, direct (mg/dL) | 0.91 | 0.0–21.70 |
| ビリルビン,間接(mg/dL) | 1.20 | 0.0–6.80 |
| 乳酸デヒドロゲナーゼ(IU/L) | 284 | 0.0–1306 |
| 尿酸（mg/dL) | 4.30 | 0.0–17.50 |
| トリグリセリド（mg/dL) | 106 | 0.0–1098 |
| コレステロール(mg/dL) | 165 | 0.0–469 |
| アルブミン(g/dL) | 03.5 | 0.0–5.40 |
| ナトリウム（meq/L) | 139 | 120-155 |
| カリウム（meq/L) | 03.3 | 2.9–3.5 |
| 塩化物（meq/L) | 100 | 97.7–103 |
| カルシウム（mg/dL) | 7.5 | 6.80–7.71 |
| リン酸塩（meq/dl) | 2.4 | 2.14–3.6 |
| マグネシウム(mg/dL) | 1.9 | 1.57–1.99 |
| Complete blood count | ||
| Leukocytes (×103/mcl) | 8.26 | 7.97–10.62 |
| Neutrophils (×103/mcl) | 6.55 | 6.33–8.84 |
| Lymphocytes (×103/mcl) | 0.74 | 0.78–1.16 |
| Monocytes (×103/mcl) | 0.51 | 0.45–0.69 |
| Eosinophils (×103/mcl) | 0.08 | 0.24–0.86 |
| Basophils (×103/mcl) | 0.34 | 0.32–0.61 |
| Haemoglobin (g/dL) | 13.28 | 12.32–14.25 |
| Haematocrit (%) | 42.1 | 37.3– 43.07 |
| Mean corpuscular volume | 97.2 | 94.1–98.69 |
| MCHC | 33.2 | 32.80–33.46 |
| Platelets (×103/mcl) | 116 | 108.67–160.13 |
| Coagulation time | ||
| Prothrombin time | 13 | 12.9–15.2 |
| aPTT | 27.5 | 27.3–32.5 |
| INR | 1.18 | 1.17–1.37 |
AST, aspartate aminotransferase; ALT, alanine-aminotransferase; MCHC, mean corpuscular haemoglobin concentration; aTTP, activated partial thromboplastin time; INR, international normalized ratio.
予後スケールとCIWA-Arスコアの相関および回帰分析
最初のステップは、AWS患者で使用される主なスケールと肝不全との間に相関が存在するかどうかを確 MaddreyスケールとMELDおよびGlasgowスケールとの間に直接的な相関が見られた（p=0.000、95％CI）。 CIWA-ArスケールとMaddrey、MELDおよびGlasgowスケールで評価された重症度との間に相関はなかった（ピアソン相関=0.033、-0.08、0.029;p=0.823、0.955、0.842、それぞれ）。 回帰分析では、診断時のMaddreyスコアはCIWA-Arスコア（R2=0.001、p=0.823、95％CI）と相関していないことが示された;グラスゴースコア（R2=0.001）も同様であった。
生化学的および血液学的プロファイルの因子分析
診断時に決定された生化学的および血液学的プロファイルを用いて因子分析を行った。 各成分の結果を表２に示す。 8つの成分を抽出し、主なものは1成分（グルコース、ビリルビン、コレステロール、トリグリセリド、アルブミン、白血球数、好中球数、単球、好酸球、プロトロンビン時間、INR、活性化部分トロンボプラスチン時間）と2成分（AST、ALT、LDH、ナトリウム、塩化物、リン酸、ヘモグロビン、ヘマトクリット、および平均粒子体積）である。 残りの成分には、いくつかの単離された変数（マグネシウム、血小板数、およびカルシウム）のみが含まれる。 CIWA-Arスコアを成分マトリックスに加えたとき、それは平均小体ヘモグロビン濃度（MCHC）およびカルシウムとともに、成分7に配置された。
診断時のアルコール離脱症候群の患者の生化学的プロファイルおよび血球数の成分マトリックス。
| Component | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | |
| GlucLg | −0.083 | −0.529 | 516 | −0.005 | −0.410 | −0.237 | 0.281 | 0.126 |
| ASTLg | 0.362 | 0.754 | 0.125 | −0.055 | −0.042 | −0.477 | −0.046 | 0.107 |
| ALTLg | −0.096 | 0.584 | 0.145 | −0.099 | −0.211 | −0.616 | 0.156 | 0.335 |
| BilirubinLg | 0.562 | 0.331 | −0.286 | −0.436 | −0.402 | 0.254 | 0.155 | −0.014 |
| LDHLg | 0.358 | 0.534 | 0.385 | 0.277 | 0.206 | −0.507 | -0.044 | -0.024 |
| コレステロールG | -0.699 | 0.074 | 0.488 | -0.105 | -0.026 | -0.105 | 0.212 | 0.122 |
| TgLg | 0.752 | -0.089 | 0.472 | -0.001 | -0.081 | 0.029 | -0.225 | 0.097 |
| アルブルグ | -0.589 | 0.169 | 0.671 | -0.113 | 0.232 | 0.081 | -0.051 | -0.094 |
| ソディウム | -0.173 | 0.668 | -0.374 | 0.484 | 0.004 | -0.080 | -0.142 | 0.130 |
| ポタシウムイオン | 0.153 | 0.051 | 0.171 | 0.416 | -0.081 | 0.489 | -0.092 | 0.695 |
| クロリデルグ | -0.123 | 0.686 | -0.619 | 0.043 | -0.048 | 0.158 | −0.185 | 0.115 |
| CalciumLg | −0.289 | 0.378 | 0.471 | −0.099 | −0.313 | 0.056 | −0.491 | −0.152 |
| PhosphateLg | 0.148 | −0.640 | 0.471 | 0.001 | 0.392 | 0.074 | 0.081 | 0.297 |
| MgLg | 0.378 | −0.227 | 0.526 | −0.051 | −0.444 | 0.150 | -0.235 | 0.071 |
| CBCLg | 0.562 | 0.456 | 0.268 | 0.595 | 0.110 | 0.093 | 0.043 | -0.125 |
| 好中球 | 0.522 | 0.490 | 0.259 | 0.610 | -0.027 | 0.126 | 0.037 | -0.087 |
| リンパ球 | 0.139 | -0.381 | -0.039 | -0.096 | 0.757 | −0.184 | 0.034 | 0.150 |
| MonocytesLg | 0.541 | 0.452 | 0.426 | 0.015 | 0.114 | 0.137 | 0.117 | −0.353 |
| EosinophilsLg | −0.604 | −0.219 | −0.457 | 0.265 | 0.045 | −0.144 | −0.269 | −0.021 |
| BasophilsLg | −0.875 | 0.052 | −0.122 | 0.162 | -0.192 | -0.019 | -0.057 | 0.157 |
| HbLg | -0.383 | 0.668 | 0.257 | -0.333 | 0.239 | 0.374 | 0.039 | 0.065 |
| HCTLg | -0.374 | 0.639 | 0.278 | -0.351 | 0.280 | 0.363 | -0.040 | 0.073 |
| MCVLg | -0.403 | 0.669 | -0.074 | -0.103 | 0.213 | −0.051 | 0.091 | 0.128 |
| MCHCLg | −0.202 | 0.425 | −0.096 | 0.052 | −0.296 | 0.190 | 0.709 | −0.015 |
| PlateletsLg | −0.255 | −0.328 | 0.017 | 0.846 | 0.070 | 0.164 | 0.226 | −0.110 |
| TPLg | 0.931 | −0.075 | −0.237 | −0.137 | −0.051 | 0.001 | 0.001 | 0.134 |
| INRLg | 0.923 | −0.078 | −0.251 | −0.142 | −0.055 | −0.014 | 0.003 | 0.143 |
| aTTPLg | 0.740 | 0.241 | −0.228 | −0.176 | 0.409 | 0.062 | 0.112 | 0.027 |
Alb, albumin; ALT, alanine aminotransferase; aPPTa,活性化部分トロンボプラスチン時間;AST,アスパラギン酸アミノトランスフェラーゼ;CBC,完全血球数;Gluc,グルコース;Hb,ヘモグロビン;HTC,ヘマトクリット;INR,国際正規化比;LDH,乳酸デヒドロゲナーゼ;Lg,対数;Mg,マグネシウム;MCHC,平均小体ヘモグロビン濃度;MCV,平均小体体積;PT,プロトロンビン時間;Tg,トリグリセリド.
治療成功
使用された4つの異なる治療戦略のいずれにおいても、入院時と24時間時の平均CIWA-Arスコアとの間に差はなかった（表3）。 平均滞在期間は6日間であった（6.1–8.7、95％CI）。 このパラメータの有意差は、ハロペリドール+レボメプロマジンで治療した患者とハロペリドール+ジアゼパムで治療した患者との間でのみ認められた（p=0.009、95％CI）（表4）。 Maddreyスコアが32（p=0.665、95％CI）の患者とMELDスコアが21（p=0.807、95％CI）の患者との間に滞在期間に差はなかった。 しかし、CIWA-Arスコア20（p=0.028）の患者間の滞在期間の差は有意であったが、これは9と20ポイント（p=0.984）の間のスコアではそうではなかった。 フォローアップ中の死亡率は6.1％（n=3）であった。
異なる薬物療法の間の診断および24hの平均CIWA-Arスコアの違い。
| 治療戦略の比較 | p |
|---|---|
| ハロペリドール+レビ対ジアゼパム | 0.614 |
| ハロペリドール＋レビ＋ハロペリドール＋ジアゼパム | 0.372 |
| ハロペリドール+leV対ハロペリドール+leV+ジアゼパム | 0.726 |
| ジアゼパム対ハロペリドール+leV+ジアゼパム | 0.873 |
| ジアゼパム対ハロペリドール+ジアゼパム | 0.322 |
レボメプロマジン
各薬物療法の平均入院日数の差。
| 治療戦略の比較 | p |
|---|---|
| ハロペリドール＋レビ diazepam | 0.086 |
| Haloperidol+leV vs. haloperidol+diazepam | 0.009* |
| Haloperidol+leV vs. haloperidol+leV+diazepam | 0.217 |
| Diazepam vs. haloperidol+leV+diazepam | 0.510 |
| Diazepam vs. haloperidol+diazepam | 0.122 |
LeV, levomepromazine.
Statistically significant.
DiscussionCorrelation between scales
相関分析は、Maddrey、MELD、Glasgowのスコアの間に正の関係を特定しました。 これはAli et al.の発見に似ています。 Maddrey、Child–Pugh、およびGlasgowのスコアを28日での死亡率に関して比較した研究では。16Palaniyappanは、最も一般的に使用される肝不全スケールの5の予後の有用性を評価するために、30日、90日、6ヶ月、および1年でROC曲線を作成した後、同様の結果を見 この場合、唯一の例外はChild–Pughスコアであり、主に短期死亡率を予測することができませんでした。17モデルにCIWA-Arスコアを追加すると、いずれの研究スケールとの相関は示されなかった。 これは、CIWA-Arスケールが主に生化学的パラメータではなく臨床症状を評価するという事実に起因する可能性がある。
因子分析
因子分析はまた、スコアと成分マトリックス中の生化学的パラメータまたは血球数との間の相関を決定することができなかった。 上記の場合と同様に、相関の欠如は、主に初期の事象におけるAWSの重症度と、肝臓合成試験に影響を与える既存の肝不全との間の関係の欠如によるも ＣＩＷＡ-Ａ ｒスコアと種々の多型，主にマロンジアルデヒド（ＭＤＡ）やスーパーオキシドジスムターゼ（ＳＯＤ）のような酸化ストレスマーカーとの間にのみ相関が確立された。18
治療戦略の違い
平均入院期間で使用された4つの治療法の間に差は認められなかった。 投与された治療の3つにベンゾジアゼピンが含まれていることを考慮すると、他の治療戦略がこれらの薬剤と組み合わされたときに滞在期間が短 これは、症状誘発型および固定用量のベンゾジアゼピン（主にジアゼパム）の両方が選択される治療法である文献の証拠と一致する。19,20 64件の研究（4309人の患者）のコクランレビューによると、ベンゾジアゼピンは、プラセボおよび他の鎮静剤と比較して、特定のAWS症状、特に発作から保護された。 こういうわけでそれらはこれらの患者の最初のライン療法であり続ける。21,22我々はまた、入院の長さの観点から薬物群を比較した。 この点に関して、我々は、ベンゾジアゼピン単独または一つ以上の鎮静剤または神経弛緩剤との組み合わせの間に差は認められなかった。 イェーガー他 症状誘発型ベンゾジアゼピンと同様の所見を報告した。 彼らは、滞在の長さ（日）、発作または振戦せん妄の点で、オンデマンド群と固定用量群の間に差を認めなかった）。23ハロペリドールはせん妄のtremensと示す患者でだけ使用されました。 複数の調査は徴候指向の線量の調節に基づいて管理されたとき制御の幻覚のこの薬剤の利点を、主に報告しました。24-27ベンゾジアゼピンを他の薬物と組み合わせて投与することは、AWSでは新しいアプローチではなく、28特にジアゼパム+ハロペジオール;25しかし、この組み合29レボメプロマジンは、通常、統合失調症の休憩を提示する患者のために予約されています。30,31AWS療法におけるその有用性は、主に逸話的所見に基づいている。 我々の経験では、ハロペリドールまたはジアゼパムとの併用療法は、有意な有害事象なしで、24hでCIWA-Arスコアと入院の長さの両方の面で、同様の結果を与えた。
死亡率
死亡率は全体で6.1%であり、CiWA-Ar(Log Rank,0.52)、MELDスコア(Log Rank,0.973)、Maddreyスコア(Log Rank,0.978)の重症度に関して死亡数に差はなかった。 死亡率は我々のコホートでは低かったが、他の同様のシリーズと一致する所見であった。 それにもかかわらず、集中治療室への入院を必要とする患者では死亡率が高かった（集中治療室への入院の1-60％）。32
ここで提示され、議論された結果は、国民健康保険の対象外の患者を治療するメキシコ州の紹介病院であるCuautitlánの病院一般に入院した一連の患者 この人口の社会的および人口統計学的特性は、必ずしもメキシコの人口全体の特性を反映しているわけではなく、私たちの結果は、私たちの制御を超えた変数によって偏っており、治療された人口の種類に固有のものである可能性があります。 これらの変数には、年齢（主に若年成人）、低い社会経済的レベル（栄養失調による代謝感受性の増加の危険因子である可能性がある）、33、34が含まれます。 この研究は対照臨床試験として設計されていなかったため、より良い選択基準を研究対象に適用することができませんでした。 このトピックに関する将来の研究で探求する興味深い側面は、アルコール中毒の長さまたは以前のAWSエピソードの数と治療結果との間の可能な相関で
結論として、アルコール離脱症候群はアルコール乱用に関連する主要な疾患の一つである。 CIWA-Arのような臨床スケールは、適切な鎮静プロトコルを決定するために有用であるが、他の評価スケールまたは患者の生化学的プロファイルまたは血 私たちは、ベンゾジアゼピンが選択の治療であり続けるべきであると信じています。 他の神経弛緩薬の添加は入院期間や撹はんの程度に影響を与えなかった。 研究者は新しい作戦を捜すか、または5-HTの受容器のブロッカーのような新しい薬剤の使用を、探検し続けるべきです。
利益相反
著者らは、利益相反はないと宣言している。