老年擇期手術患者術前血小板計數／白蛋白比值與術后新發衰弱的相關性分析：一項多中心研究

【摘要】背景衰弱是一種與年齡密切相關的綜合征。目前評估衰弱主要依賴單一的炎癥因子或營養指標，缺乏系統性的診斷標志物。慢性炎癥和營養狀況作為衰弱的病理生理機制的一部分，且血小板計數和營養狀況簡單易獲取，而目前關于血小板計數和營養狀況的混合性炎癥標志物與衰弱之間的相關性研究較少。目的探討老年擇期手術患者術前血小板計數／白蛋白比值（PAR）與術后7d新發衰弱的相關性。方法本研究是基于老年圍手術期不良事件預警模型構建研究（EPAE）數據集進行的二次研究，采用橫斷面調查方法，選取2023年2—10月在廣州中醫藥大學第二附屬醫院、廣州中醫藥大學順德醫院、廣州中醫藥大學第四臨床醫學院、廣州中醫藥大學第八臨床醫學院、廣州中醫藥大學惠州醫院、廣州中醫藥大學附屬中山中醫院、廣州中醫藥大學東莞醫院共7家醫院進行住院治療且擬行擇期手術的老年患者。納入術前無衰弱的患者共2035例，術后7d根據中文版Frail量表的診斷標準將患者分為無衰弱組（1691例）和新發衰弱組（344例）。收集兩組患者的一般資料及圍術期衰弱的影響因素并進行比較。采用多因素Logistic回歸分析評估變量之間的相關性；將術前PAR根據四分位數分為4個水平：Q1（ PAR?4.160 ）、Q2（PAR：4.161～5.339）、Q3（PAR：5.340～6.479）、Q4（ PAR?6.480 ），進行多模型多因素Logistic回歸分析以評估不同PAR水平對衰弱的影響。分析不同年齡段人群術后7d新發衰弱發生率并繪制受試者工作特征曲線（ROC曲線），計算曲線下面積（AUC）及最佳截斷值，以評估術前PAR對老年患者術后7d新發衰弱的預測價值。結果無衰弱組和新發衰弱組患者的年齡、照護人員、久坐行為、每周有氧運動時長、每周抗阻訓練時長、應激史比例、年齡校正查爾森合并癥指數（ACCI）評分、阿森斯（Athens）失眠量表（AIS）評分、抑郁癥篩查量表（PHQ-9）評分、社會支持評定量表（SSRS）評分、美國麻醉醫師協會（ASA）分級、超前鎮痛、麻醉方式、手術類型比例及手術時間、術中輸血量比較，差異有統計學意義（ Plt;0.05 ）；且新發衰弱組PAR高于無衰弱組（ Plt;0.001 ）。多因素Logistic回歸分析結果顯示，調整全部混雜因素后，高水平PAR 是老年患者術后7d新發衰弱的危險因素（ OR=1.22 二 95%CI=1.16～1.29 Plt;0.001 ）。不同水平PAR的多因素Logistic 回歸分析結果顯示，調整全部混雜因素后，與Q1水平PAR相比，Q2、Q3、Q4水平PAR均是老年患者術后7d新發衰弱的危險因素，其中Q4水平PAR老年患者術后7d新發衰弱的風險最高（ OR=6.06 ， 95%CI=3.90～9.41 ， Plt;0.001 ）。分層分析結果顯示，不同年齡段人群術后7d新發衰弱發生率隨著術前PAR升高而顯著遞增（ Plt;0.001 ）；術前PAR預測老年患者術后7d新發衰弱的AUC為0.635（ 95%CI=0.606～0.665 Plt;0.001 ），最佳截斷值為4.345，靈敏度和特異度分別為 89.20% 和 31.20% 。結論高水平PAR是老年患者術后7d新發衰弱的危險因素。術前PAR對老年患者術后新發衰弱具有一定預測價值，PAR水平越高提示術后新發衰弱的風險越大。

【中圖分類號】R619【文獻標識碼】ADOI：10.12114/j.issn.1007-9572.2024.0662

衰弱是一種與年齡密切相關的綜合征，其特點是機體各系統儲備能力降低和對外界應激的反應性減弱，衰弱可導致術后并發癥、住院時間延長、再入院以及死亡等不良結局風險的提高[1]。既往研究發現，炎癥生物標志物在早期識別衰弱和探索潛在干預目標方面發揮著重大潛力［2]，且炎癥水平升高與衰弱之間呈正相關。術前體內炎癥因子水平升高提示機體處于炎性反應狀態，這種反應可能通過引發氧化應激和細胞周期中斷等機制，損害關鍵器官的功能，從而增加術后衰弱的風險［3]。營養作為另外一個影響衰弱的獨立因素[4-5]，與衰弱的發生、發展密切相關。術前營養不良導致蛋白質合成降低和肌肉分解代謝增加，患者出現身體疲勞、肌肉質量和耐力下降，從而導致術后出現衰弱或加重衰弱[6]。因此，探究炎癥因子和營養狀況對圍術期老年人衰弱進程具體影響具有必要性。

血小板計數（platelets，PLT）/白蛋白（albumin，ALB）比值（platelet-to-albuminratio，PAR）作為一種結合炎癥和營養的新型系統性炎癥復合指標，其能更全面、綜合地反映炎癥和營養狀態的變化［7]。研究表明，PAR在心血管疾病、腎臟疾病、惡性腫瘤等多種疾病的診斷和預后中，其作用較單一的生物標志物具有更強的預測價值[8-9]。目前，PAR對衰弱的預測價值尚缺乏明確的證據。因此，本研究擬通過開展多中心研究，探討老年擇期手術患者術前PAR對術后新發衰弱的預測價值，旨在為臨床圍術期衰弱的風險預測與防治提供重要參考。

1資料與方法

1.1 研究對象

“老年圍術期不良事件預警模型構建研究”（early-warning model of perioperative adverse events forelderlypatients，EPAE）是一項以老年擇期手術患者為研究對象，目的在于識別與預測老年患者圍術期發生不良事件的發生風險，為老年患者提供更加安全和有效的醫療服務。EPAE研究采用便利抽樣法選取2023年2—10月在廣州中醫藥大學第二附屬醫院、廣州中醫藥大學順德醫院、廣州中醫藥大學第四臨床醫學院、廣州中醫藥大學第八臨床醫學院、廣州中醫藥大學惠州醫院、廣州中醫藥大學附屬中山中醫院、廣州中醫藥大學東莞醫院共7家醫院進行住院治療且擬行擇期手術的老年患者。納入標準：（1）年齡60～85歲；（2）擬行擇期手術治療的患者；（3）美國麻醉醫師協會（AmericanSociety of Aneshesiologists，ASA）分級為I～Ⅲ級[10]；（4）知情同意，自愿參與本研究。排除標準：（1）視力障礙、重度聽力障礙、認知障礙不能完成調查者；（2）合并惡性腫瘤或臟器功能衰竭者；（3）患有精神疾病的患者。

本研究基于EPAE數據集共納入2678例老年患者，排除檢查類手術299例和術前已為衰弱的344例患者，最終納入2035例患者進行研究。本研究經過廣州中醫藥大學第二附屬醫院倫理委員會審核同意（BE2022-165-01），患者均簽署知情同意書。本研究已在中國臨床試驗注冊中心注冊（注冊號：ChiCTR2300071535）。本研究嚴格遵循 STROBE（Strengthening the Reporting ofObservational Studies inEpidemiology）指南，確保研究報告的完整性和透明度。

1.2 研究方法

1.2.1一般資料：一般人口學資料包括性別、年齡、BMI、婚姻狀況、吸煙（是：目前吸煙；否：從不吸煙;已戒煙：曾經吸煙，現已戒煙）、飲酒（是：目前飲酒；否：從不飲酒；已戒酒：曾經飲酒，現已戒酒）、受教育程度、家庭人均月收入、退休前職業、照護人員、水果攝入情況、久坐行為（清醒時進行的包括工作、學習、閱讀、看電視、用電腦等靜態行為每天超過 6h 即為久坐行為）、每周有氧運動時長、每周抗阻訓練時長。1.2.2圍術期衰弱影響因素的評估：（1）疾病因素包括是否多重用藥、應激史比例、年齡校正查爾森合并癥指數（Age-adjusted Charlson Comorbidity Index，ACCI）評分、營養風險篩查量表2002（NutritionalRiskScreening，NRS2002）評分、工具性日常生活活動能力量表（Instrumental Activities of Daily Living Scale，ADL）評分、阿森斯（Athens）失眠量表（AthensInsomniaScale，AIS）評分、數字評分量表（Numerical RatingScale，NRS）評分、簡易認知量表（Mini-cognitive，MiniCog）評分；（2）心理社會因素包括社會支持評定量表（Social Support Rating Scale，SSRS）評分、抑郁癥篩查量表（PatientHealth Questionnaire-9，PHQ-9）評分;（3）手術因素包括ASA分級、手術部位、超前鎮痛、手術時間、術中輸血量、麻醉方式、手術類型。

1.2.3炎癥因子評估：手術前3d，從電子病歷系統中提取最接近手術日的血常規結果并計算PLT/淋巴細胞比值（platelet-to-lymphocyteration，PLR）、PLT與中性粒細胞計數乘積（product of plateletand neutrophilcount，PPN）、系統免疫炎癥指數（systemicimmuneinflammationindex，SII）、PAR；血常規的采集方法為患者在夜間禁食后次日晨起空腹采集血樣。

1.2.4衰弱評估：采用Frail量表[]對患者衰弱程度進行評估，主要從疲乏、耐力、行動力、疾病共存和最近一年體質量下降情況5個方面進行評價，總分為0～5分，?3 分為衰弱。依據術后7d評估的Frail量表得分將患者衰弱狀態分為無衰弱組（0～2分）與新發衰弱組（3～5分）。

1.3質量控制

由經過系統培訓的團隊成員采用統一的指導語說明調查目的、填表注意事項等，按照嚴格的納入、排除標準選取研究對象，嚴格遵守知情同意、自愿的原則。調查人員進行一對一的問卷調查，現場對調查表填寫狀況進行檢查，發現問題立即更正。在患者入院當天收集一般資料、疾病相關資料、心理社會資料并進行首次Frail量表評估。手術當天收集患者手術相關變量。術后7d再次進行Frail量表評估。所有數據通過標準化問卷、醫療記錄審查和面對面訪談的方式收集。確保數據收集過程符合倫理標準，并在進行任何數據收集前獲得患者的知情同意。

1.4 統計學方法

本研究均用SPSS27.0統計學軟件對資料進行分析：符合正態/近似正態分布的計量資料以 表示，兩組間比較采用獨立樣本 χ_t 檢驗，多組間比較采用單因素方差分析，組間兩兩比較用LSD- 檢驗；符合偏態分布的計量資料以 M （ P₂₅ ， P₇₅ ）表示，兩組間比較采用秩和檢驗，兩組間比較使用Mann-Whitney U 檢驗;計數資料以例（ （% ）表示，組間比較采用 χ² 檢驗或Fisher's確切概率法。為了控制混雜因素，構建了4個逐步調整的多因素Logistic回歸模型，納入單因素分析中與新發衰弱有意義的變量，以及對臨床評估衰弱風險有意義的變量。將術前PAR根據四分位數分為4個水平：Q1（ PAR?4.160 ）、Q2（PAR：4.161～5.339）、Q3（PAR：5.340～6.479）、Q4（ PAR?6.480 ），進行多模型多因素Logistic回歸分析以評估不同PAR水平對衰弱的影響，以確保研究結果的穩定性和可靠性。通過對年齡進行分層分析探討不同年齡段人群PAR對術后新發衰弱的影響，繪制受試者工作特征曲線（ROC）曲線計算曲線下面積（AUC）及最佳截斷值，以評估PAR的預測效能。在缺失值處理方面，連續性變量采用多重插補法，對無法插補的變量采用平均值替換；分類變量采用Logistic回歸。本研究設定雙側檢驗水準 α=0.05 ，以 Plt;0.05 為差異有統計學意義。

2結果

2.1無衰弱組與新發衰弱組一般資料的比較

本研究共納入2035例患者，其中344例（ 16.9% ）患者術后7d出現新發衰弱。兩組患者的年齡、照護人員、久坐行為、每周有氧運動時長、每周抗阻訓練時長比較，差異有統計學意義（ Plt;0.05 ）；兩組患者性別、BMI、婚姻狀況、吸煙、飲酒、受教育程度、家庭人均月收入、退休前職業、水果攝入情況比較，差異無統計學意義（ Pgt;0.05 ），見表1。

2.2無衰弱組與新發衰弱組疾病相關資料、心理社會資料的比較

新發衰弱組患者應激史比例、ACCI評分、AIS評分、PHQ-9 評分高于無衰弱組，SSRS評分低于無衰弱組，差異有統計學意義（ Plt;0.05 ）；兩組患者多重用藥比例、NRS2002評分、ADL評分、NRS評分、MiniCog評分比較，差異無統計學意義（ Pgt;0.05 ），見表2。

2.3無衰弱組與新發衰弱組手術相關資料的比較

新發衰弱組患者手術ASA分級Ⅱ級、超前鎮痛、靜脈麻醉、微創手術比例及手術時間、術中輸血量高于無衰弱組，差異有統計學意義（ Plt;0.05 ）；兩組手術部位比較，差異無統計學意義（ Pgt;0.05 ），見表3。

2.4無衰弱組與新發衰弱組炎癥因子比較

新發衰弱組患者PAR水平高于無衰弱組，差異有統計學意義（ Plt;0.05 ）；兩組PLR、PPN、SII比較，差異無統計學意義（ Pgt;0.05 ），見表4。

2.5術前PAR與老年患者術后7d新發衰弱相關性的多因素Logistic回歸分析

以術后7d是否發生衰弱為因變量，將PAR與年齡、照護人員、久坐行為、每周有氧運動時長、每周抗阻訓練時長、應激史、ACCI評分、AIS評分、SSRS評分、PHQ-9 評分、手術ASA分級、超前鎮痛、手術時間、術中輸血量、麻醉方式和手術類型作為自變量，進行多模型調整的多因素Logistic回歸分析（各變量賦值情況見表5）。未調整變量時，PAR水平是老年患者術后7d新發衰弱的影響因素（ OR=1.19 ， 95%CI=1.14～1.26 Plt;0.001 ）；調整全部混雜因素后，高水平PAR是老年患者術后7d新發衰弱的危險因素（ OR=1.22 ，95%CI=1.16～1.29 ， Plt;0.001 ）。通過將PAR從連續變量轉換為分類變量進行多因素Logistic回歸分析，調整全部混雜因素后結果顯示，與Q1水平PAR相比，Q2、Q3、Q4水平PAR均是老年患者術后7d新發衰弱的危險因素，其中Q4水平PAR老年患者術后7d新發衰弱的風險最高（ OR=6.06 ， 95%CI=3.90～9.41 ，Plt;0.001 ），見表6。

表1兩組患者一般人口學資料比較

Table1Comparison of general demographic data between the two groups

注：“為 Z 值，為Fisher's確切概率法，余檢驗統計量值為 χ² 值；由于數值修約，部分百分比之和不為 100.0% 。

2.6不同年齡人群術后7d新發衰弱分析

按照不同年齡分層（60～69歲、 ?70 歲）分析結果顯示：在兩個年齡段中，隨著PAR水平從Q1遞增至Q4，60～69歲、 ?70 歲人群術后7d新發衰弱率均呈遞增趨勢，差異具有統計學意義（ ！34.878， Plt;0.001 ），見表7。

2.7術前PAR預測老年患者術后7d新發衰弱的ROC曲線

ROC曲線分析結果顯示，術前PAR預測老年患者術后7d新發衰弱的AUC為0.635（ 95%CI=0.606～0.665 Plt;0.001 ），最佳截斷值為4.345，靈敏度和特異度分別為 89.20% 和 31.20% ，見圖1。

3討論

衰弱是老年人群中普遍存在的綜合征，其發生、發展嚴重影響老年人的身體健康[12]。手術作為一種創傷性事件，會引起機體的應激反應，導致老年人術后衰弱發生率明顯增加[13］。本研究結果顯示，老年患者術后新發衰弱的發生率為 16.9% （344/2035），而既往研究術后衰弱的整體發生率較高，為 20.93%～80.67% [14-17]，這種差異可能受多種因素的影響[18]。首先，可能與研究對象不同有關。本研究納入的研究對象以骨折術后患者為主，而李佳佳等［14]、劉艷等[19]的研究以惡性腫瘤患者為主，腫瘤患者機體處于高代謝狀態，對營養物質利用率降低，機體能量處于負平衡，多重作用下誘發軀體衰弱。其次，本研究中大多數患者以微創手術（ 66.6% ， 1356/2035 ）為主，相較于傳統的開放手術，其創傷小、恢復快、術后疼痛輕、住院時間短且并發癥發生率較低［20]，這些特點可能有助于減少術后衰弱的發生。此外，衰弱評估時點可能也是一個重要因素。李娟利等［15］在術后3d評估衰弱發生率為 68.2% ，與本研究在術后7d進行衰弱評估的結果有所不同。手術作為一種有創的治療方式，可在術后初期刺激機體釋放大量炎癥介質和細胞因子[21]，這種生理反應可能會影響衰弱狀態的評估結果。最后，不同評估工具下老年患者術后衰弱發生率存在一定差異，如李佳佳等「14運用 Tilburg衰弱量表對胃腸道腫瘤患者進行術后衰弱篩查，其術后衰弱發生率為 59.0% ；SINGER等[22]使用簡易體能狀況量表（ShortPhysicalPerformanceBattery，SPPB）為衰弱評估工具評估肺移植患者術后衰弱的發生率為 50% ?？傊?，盡管各研究中衰弱評估方法存在差異，但老年患者術后衰弱的整體發生率仍偏高。本研究采用多中心設計為明確術后衰弱發生率提供了更充分的證據，為今后臨床評估術后衰弱發生風險提供了重要依據。

Table 2Comparison of disease-related data and psychosocial related variables between the two group

注：“為 χ² 值； ACCI= 年齡校正查爾森合并癥指數， NRS2002= 營養風險篩查量表2002， ADL= 工具性日常生活活動能力量表， AIS= 阿森斯（Athens）失眠量表， ΔNRS= 數字評分量表，MiniCog=簡易認知量表，SSRS=社會支持評定量表， PHQ-9= 抑郁癥篩查量表。

表2兩組患者疾病相關資料、心理社會相關變量的比較

表3兩組患者手術相關資料的比較

注：“為 x² 值； ASA= 美國麻醉醫師協會。

Table 3Comparison of surgery-related data between the two groups

表4兩組血清炎癥因子水平比較［M（ P₂₅ ， P₇₅ ）] Table4 Comparison of serum inflammatory factor levels between the two groups

注： PLR= 血小板計數／淋巴細胞比值， PPN= 血小板與中性粒細胞計數乘積， SII= 系統免疫炎癥指數，PAR 血小板計數/白蛋白比值。

表5術前PAR與老年患者術后7d新發衰弱相關性的多因素Logistic回歸分析賦值表

注： PAR= 血小板計數/白蛋白比值。 圖1術前PAR預測老年患者術后7d新發衰弱的ROC曲線 Figure1ROC curves of preoperativePAR to predict new-onset frailty at7 d postoperativelyinelderlypatients

PAR作為一種炎癥因子與營養指標混合的新型炎癥標志物，與多種腫瘤、炎性疾病的發生、發展密切相關，也是多種疾病的預后生物標志物。PAR升高與膽管癌的總生存率和無病生存率呈負相關［23]；PAR是終末期腎臟病（end stage kidney disease，ESRD）的獨立影響因素，同時對ESRD的發生具有良好的預測價值[9］，本研究與之相似。本研究多因素Logistic回歸分析結果顯示，高水平PAR是老年患者術后新發衰弱的獨立危險因素，即術前PAR值越高，其術后新發衰弱的風險越大，表7不同年齡分層中不同PAR水平人群術后7d新發衰弱發生率分析[例（ % ）]PAR分組分析結果與之一致。

Table5 Assignment table for multifactorial Logistic regression analysis of the correlation between preoperativePAR and new-onset frailty at7d postoperativelyin elderlypatients

表6術前PAR與老年患者術后7d新發衰弱相關性的多因素Logistic回歸分析

Multifactoalslst

注：模型1未調整；模型2調整年齡、照護人員、久坐行為、每周有氧運動時長、每周抗阻鍛煉時長；模型3在模型2的基礎上調整應激史、ACCI評分、AIS評分、SSRS評分、 PHQ-9 評分；模型4在模型3的基礎上調整手術ASA分級、超前鎮痛、手術時間、術中輸血量、麻醉方式、手術類型。

Table7Analysisof the incidence ofnew-onset frailty at7d postoperatively in people with different PAR levels in different age strata

既往研究表明，PAR水平高表示PLT較高伴炎癥反應，ALB水平較低伴營養不良[9.24]。一方面，PLT具有動態功能。當患者術后出現傷口時，PLT會通過特定的細胞表面與配體之間的相互作用，黏附于血管壁，進而引發血小板的活化，釋放大量促炎細胞因子［25-26]，如：CXCL1、CXCL4 和 CXCL5等[27]。此外，活化的血小板還能誘導血管平滑肌細胞釋放白介素（interleukin，IL）-1β，進而介導IL-6和IL-8的產生[28]。IL-6、IL-8能激活骨髓祖細胞產生中性粒細胞，促進促炎細胞因子的合成進而導致機體處于高炎癥狀態，最終引起衰弱或加重衰弱［29-30]。調查研究表明，IL-6、IL-8在助力臨床醫生早期發現并有效預防衰弱方面扮演著重要角色，以減少衰弱相關的不良結局，提高老年人的身體健康質量［31-32]。另一方面，ALB 是體內最豐富的血漿蛋白，具有抗炎、抗氧化和抗血小板聚集等多種生理功能[33]。研究表明，低白蛋白血癥是許多心血管疾病的一個強有力的預后標志物，這種預后價值主要是指營養不良－炎癥綜合征的嚴重程度［34]。在預測衰弱方面，有研究表明低水平ALB是衰弱死亡和不良結局風險增高的獨立因素，ALB每下降 1g/dL ，衰弱評分就會升高0.4分[34]。由此可以看出，術前PLT和血清ALB的高低與衰弱的發生、發展和預后存在諸多聯系。本研究中“高水平PAR是老年患者術后新發衰弱的危險因素”的結論與之一致。本研究結果為證實PAR可作為預測圍術期老年患者新發衰弱的生物標志物提供了依據。

本研究ROC曲線分析結果顯示，PAR預測老年患者術后新發衰弱的AUC為0.635，最佳截斷值為4.345，靈敏度為 89.20% ，特異度為 31.20% ，且高水平的PAR提示術后衰弱發生的風險越高，說明高水平PAR是老年患者術后發生衰弱的主要危險因素。胡建等[35]報道術前低PAR是肝硬化伴食管和胃靜脈曲張出血患者短期不良預后的主要危險因素，本研究結果與之相反，可能是因為血小板在維持內皮細胞功能中發揮關鍵作用，而食管和胃底靜脈曲張出血導致血管內損傷，影響血小板合成和聚集，同時肝硬化患者ALB水平波動較大，且PLT降低幅度大于ALB，因此表現出低水平PAR。

本研究分層分析結果顯示，60～69歲及 ?70 歲老年患者術后7d新發衰弱發生率均隨著PAR四分位數（Q1～Q4）升高呈遞增趨勢（ Plt;0.001 ）。尤其在 ?70 歲高齡患者中，Q4水平衰弱率高達 30.54% ，是Q1水平（ 8.37% ）的3.6倍，這一結果進一步證明了高PAR與老年患者術后新發衰弱風險的強相關性。這一發現與劉秀玲等［36]學者研究一致：其基于術前PAR預測結直腸癌患者術后預后的結果表明，術前PAR升高與術后生存率降低顯著相關（ Plt;0.001 ），提示PAR作為機體應激儲備標志物，可能具有跨病種的預后預測價值。

《老年人衰弱預防中國專家共識（2022）》［37]提出疾病狀態和營養狀況屬于預防衰弱的可逆性因素，早期識別和積極干預可以延緩老年人走向衰弱。PAR作為一種炎癥狀態和營養狀況相結合的新型炎癥指標能更好地預測機體的衰弱發生，提示臨床醫護人員需重視老年患者術前關鍵指標的變化，開展系統的健康教育培訓，加強衰老進程中的炎癥管理、制訂個性化營養方案和運動計劃，由此幫助老年人提升生活質量，減少不良健康結局的發生，促進健康老齡化。

4小結與展望

本研究作為一項多中心大樣本的研究，在探討老年患者術后新發衰弱的相關性研究中，采用PAR作為評估指標更具有優勢。PAR作為一種易于獲取的指標，在術前對每位患者進行常規檢查時即可獲得，這不但方便了醫護人員收集相關資料，而且也能更穩定、全面地反映炎癥-營養狀態。但本研究仍然存在一些不足，首先，納入男性和女性比例存在較大差異，可能還存在其他未測量的混雜因素，如是否長期用藥、術后是否早期活動、是否進行了營養支持、并發癥管理等，未來可以進一步結合其他潛在的危險因素，進行多因素分析。其次，盡管本研究已排除重大疾病患者，但潛在隱匿性血小板相關疾病可能殘留混雜效應，后續需通過更嚴格的共病排除標準及亞組分層驗證PAR與術后新發衰弱的獨立關聯性。此外，本研究僅在術后第7天進行衰弱風險評估，時間較短，未考慮長期動態效應，未來研究可進行長期隨訪研究，評估PAR在預測老年患者遠期預后中的作用，包括生活質量、再入院率和生存率等。

PAR作為炎癥狀態和營養狀況相結合的新型炎癥指標能更好地反映身體的炎癥情況，對老年患者術后新發衰弱具有一定的預測價值，為今后評估老年患者圍術期衰弱的風險提供了重要的生物標志物。

作者貢獻：程雨欣負責研究的構思與設計，研究的可行性分析，撰寫論文；程雨欣、汪志玲進行數據整理，圖、表的繪制與展示；方嘉敏、梁好進行研究評估、論文的修訂；魏琳負責文章的質量控制與審查，對文章整體負責，監督管理；廖惠蓮、徐明明、陳玉梅、李燕芬、董麗娟、郭銀桂負責多中心數據收集。

本文無利益沖突。

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