主动脉内球囊泵与药物治疗在急性心肌梗死合并心源性休克中的疗效比较：一项回顾性队列分析

《Heart & Lung》：Intra-aortic balloon pump versus medical management for acute myocardial infarction complicated by cardiogenic shock: a retrospective cohort analysis

　　阿里安·马尔霍特拉（Aryan Malhotra）|詹姆斯·M·贝克（James M Beck）|马修·布莱克（Matthew Blacker）|朱希·兰昌达尼（Juhi Ramchandani）|达米安·史密斯（Damien Smith）|格雷格·M·莱尼尔（Gregg M Lanier）
纽约医学院，医学院，40阳光小屋路（Sunshine Cottage Road），瓦尔哈拉（Valhalla），纽约10595，美国

**摘要**
**背景**
急性心肌梗死并发心源性休克（AMI-CS）是急性冠状动脉综合征中住院死亡率最高的类型，医疗管理和各种辅助疗法被用于照顾这些危重患者。

**目的**
主动脉内球囊泵（IABP）是一种广泛使用的疗法，因此我们旨在评估接受IABP治疗与仅接受非IABP医疗管理的AMI-CS患者在死亡率、临床结果和住院过程中的差异。

**方法**
我们进行了回顾性队列研究，数据来源于2015年10月至2022年12月的国家住院样本数据库（National Inpatient Sample database），包括≥18岁的因AMI住院并随后出现CS的患者。使用基于倾向得分的治疗逆概率加权（propensity score-based inverse probability of treatment weighting）和多变量逻辑回归方法估计调整后的比值比（aOR）及其95%置信区间（CIs）。

**结果**
在247,825例AMI-CS住院病例中，有84,635例（34.2%）使用了IABP。IABP与较低的常规出院率（aOR: 0.837，95% CI [0.794–0.882]，p < 0.001）和住院死亡率（aOR: 0.653，95% CI [0.623–0.684]，p < 0.001）相关，同时增加了血小板减少症的发生率（aOR: 2.10，95% CI [1.98–2.22]，p < 0.001）并降低了急性肾损伤的风险（aOR: 0.816，95% CI [0.783–0.849]，p < 0.001）。这些患者还表现出较高的乳头肌断裂（aOR: 3.58，95% CI [2.50–5.12]，p < 0.001）和左心室壁断裂（aOR: 1.67，95% CI [1.17–2.39]，p = 0.005）的风险。

**结论**
尽管基线疾病严重程度较高，但IABP仍显著降低了AMI-CS患者的住院死亡率。血小板减少症的增加和非常规出院可能反映了与仅接受医疗管理相比的治疗相关并发症。需要前瞻性研究来优化患者选择并减少设备相关的并发症。

**引言**
急性心肌梗死并发心源性休克（AMI-CS）是心脏病最严重的表现形式之一，尽管再灌注疗法和重症监护技术有所进步，但仍具有较高的发病率和死亡率。1,2 这种情况是由大面积缺血损伤后心输出量急剧下降引起的，进而导致全身灌注不足、炎症激活和器官功能障碍。3,? AMI-CS约占急性冠状动脉综合征病例的10%，一些研究报告的死亡率高达60%。?,? 早期血运重建和目标导向的重症监护改善了治疗结果，但辅助疗法的益处仍不明确，这促使人们研究使用机械循环支持（MCS）的可能性。
主动脉内球囊泵（IABP）是一种MCS形式，在1990至2000年代被常规用于AMI-CS的治疗。?,? 然而，具有里程碑意义的Intraaortic Balloon Pump in Cardiogenic Shock II (IABP-SHOCK II)试验显示，在30天全因死亡率和6年随访期内，IABP与医疗疗法相比没有生存优势。?,? 这导致了2025年的ACC/AHA指南和2018年ESC指南将IABP的推荐等级下调为III级（无益）。1?,11 然而，关于IABP整体效用的争议仍然存在。最近的研究表明，某些被IABP-SHOCK-II排除的亚群可能从IABP中获得生存益处。12,13,1? 这种文献上的分歧为进一步研究留下了空间。
在美国，仍有相当比例的AMI-CS患者最初采用IABP作为MCS，这可能是由于数十年来临床疗效的直接经验。1?,1?,1? 因此，了解IABP对当代医学中AMI-CS预后的影响至关重要。为此，我们利用具有全国代表性的数据库，试图确定在AMI-CS治疗中，使用IABP与非IABP医疗管理相比，在住院死亡率、出院方式和院内并发症方面的差异。

**数据来源和患者选择**
本研究使用2015年10月1日至2022年12月31日的国家住院样本（NIS）数据库的数据进行回顾性队列分析。NIS由医疗保健研究与质量局（Agency for Healthcare Research and Quality）在医疗保健成本和利用项目（HCUP）框架下开发，是美国最大的公开可用的全支付者住院护理数据库。它大约代表了美国社区医院20%的分层出院样本，涵盖了超过97%的美国人口，每年包括约700万次住院记录。1? NIS数据是公开的，所有患者信息均经过去标识处理；因此，本研究无需获得个体知情同意书或机构审查委员会的批准。1? 本研究符合流行病学观察性研究报告指南（STROBE）的要求。
主要针对成人患者（≥18岁）因AMI住院的情况，使用国际疾病分类第十版临床修订版（ICD-10-CM）诊断代码进行识别。2? CS同样使用ICD-10-CM代码进行识别。只有当主要诊断列包含AMI的ICD-10-CM代码且后续列包含CS的诊断代码时，才纳入分析。用于识别主诉状况、合并症和干预措施的所有诊断和程序代码见补充表S1。为保持一致性，排除了2015年之前的住院记录（因为NIS在此之后开始采用ICD-10-CM编码系统）。
分析中排除了ICD-10-CM编码为2型心肌梗死或未指定类型的病例。其他类型的AMI（如2型心肌梗死）具有不同的病理生理机制、治疗方法和临床结果，可能会干扰分析。22,23,2? 此外，还排除了使用Impella装置、体外膜氧合（ECMO）和心脏移植的住院病例，以最小化疾病严重程度或IABP桥接治疗带来的混淆因素。

**测量的数据特征和结果**
主要结果包括住院死亡率、常规出院和转至长期医疗机构的比例。常规出院定义为根据NIS中的出院方式变量回家的情况（自我护理），符合HCUP的定义。转至长期医疗机构定义为出院至专业护理机构、中级护理机构或其他延长期护理场所。这些结果作为互斥类别进行分析。次要结果包括AMI相关并发症和合并症的发生概率。

**统计分析**
根据HCUP指南，所有分析均使用加权数据以产生全国性估计值。2? 描述性统计用于总结患者人口统计学和医院特征。数据被分类为不同的亚组进行分析（表S2）。连续变量以均值和标准差显示，而分类变量以频率和百分比列出。分类变量使用Rao-Scott校正的皮尔逊卡方检验进行评估，连续变量使用调查设计调整的t检验进行评估。计算了所有住院患者的年龄、住院时间（LOS）和总费用的均值和标准差，以确定总体特征。
使用基于倾向得分的治疗逆概率加权（IPTW）根据疾病严重程度、患者人口统计学和医院特征调整IABP与非IABP AMI-CS之间的混杂因素。倾向得分通过调查加权逻辑回归模型从以下协变量预测IABP的使用：年龄、性别、种族/民族、家庭收入中位数四分位数、保险状况、Elixhauser合并症指数（ECI）、All Patient Refined Diagnosis Related Groups (APR-DRG)疾病严重程度、医院区域、城乡分类以及是否接受经皮冠状动脉介入（PCI）或冠状动脉旁路移植（CABG）。根据这些协变量与医疗结果之间的关联及其潜在的混杂作用，预先选择了协变量。未使用基于数据驱动的变量选择方法（如逐步选择或单变量筛选），以符合因果推断的推荐做法，减少治疗效果估计的偏差。
使用边际治疗概率计算稳定化的逆概率权重，以减少方差并提高估计的稳定性。极值权重被限制在99百分位数，以减弱异常值的影响。在加权前后使用标准化平均差异（SMD）评估协变量平衡，绝对SMD值<0.1表示平衡良好。为包含在倾向得分模型中的所有协变量提供了平衡诊断结果。报告了每项协变量在IPTW调整后的平均SMD，以总结平衡改善情况（表S3）。
使用IPTW调整后的样本来进行加权多变量逻辑回归（MLR）模型，以评估IABP状态与各种结果（常规出院、住院死亡率、转院）之间的关联。模型将IABP状态作为主要独立变量，并调整了年龄、性别、种族、ECI、APR-DRG疾病严重程度、是否接受PCI或CABG以及多种严重程度标志物（复发性心肌梗死、梗死后心绞痛、左心室壁断裂和乳头肌断裂）等因素，以确保双重稳健的估计。报告了调整后的比值比（aOR）及其95%置信区间（CIs）。

**处理缺失数据**
5.5%的患者人口统计信息存在缺失数据。根据HCUP关于处理缺失数据的建议，使用多次插补方法进行了处理。2?

**患者人口统计学和合并症**
2015年10月至2022年12月期间，共识别出247,825例AMI-CS住院病例。其中84,635例（34.2%）接受了IABP治疗；在这些病例中，26,375例（31.2%）为女性，中位年龄为67岁（范围：59–76岁）。IABP组平均年龄更年轻（67.02 ± 11.63岁 vs 69.55 ± 12.50岁，p < 0.001），女性比例较低（31.2% vs 38.0%，p < 0.001），Elixhauser合并症指数评分相当（5.24 ± 2.22 vs 5.35 ± 2.25，p < 0.001），住院时间更长（9.75 ± 10.38天 vs 7.72 ± 9.30天，p < 0.001），总费用更高（267,968.91美元 vs 182,551.64美元，p < 0.001）（表1）。

**表1. 按IABP治疗分层的急性心肌梗死并发心源性休克住院患者的患者和医院层面人口统计学信息**

| 变量 | 无IABP（%） | IABP（%） |
|----------------|---------|---------|
| 患者人数 | 163,190 | 84,635 |
| 年龄 | 18–39 | 2065 | 1110 |
| | 40–59 | 33,425 | 20,800 |
| | 60–79 | 87,995 | 49,780 |
| | 80+ | 39,705 | 12,945 |
| 性别 | 男性 | 101,105 | 58,260 |
| | 女性 | 62,085 | 26,375 |
| | | | |
| 种族 | 白人 | 119,380 | 60,765 |
| | 黑人 | 14,860 | 7145 |
| | 西班牙裔 | 15,715 | 8505 |
| | 亚裔或太平洋岛民 | 6205 | 4165 |
| | 原住民 | 1120 | 615 |
| | 其他 | 5910 | 3440 |
| | | | |
| 收入四分位数 | 第1四分位数 | 48,890 | 23,555 |
| | 第2四分位数 | 44,490 | 22,745 |
| | 第3四分位数 | 39,045 | 20,730 |
| | 第4四分位数 | 30,765 | 17,605 |
| | | | |
| 保险 | 医疗保险 | 103,665 | 47,560 |
| | 医疗补助 | 14,490 | 8875 |
| | 私人保险 | 32,455 | 21,300 |
| | 自费支付 | 7300 | 3960 |
| | 无费用 | 475 | 290 |
| | 其他 | 4805 | 2650 |
| | | | |
| 医院位置 | 新英格兰 | 7095 | 3765 |
| | 中大西洋 | 17,590 | 10,895 |
| | 东北中部 | 23,710 | 14,335 |
| | 西北中部 | 11,020 | 6460 |
| | 南大西洋 | 33,765 | 17,125 |
| | 东南中部 | 11,305 | 5075 |
| | 西南中部 | 22,755 | 9335 |
| | 山区 | 10,550 | 5000 |
| | 太平洋 | 25,400 | 12,645 |
| | 教育地位 | 农村 | 8400 | 3785 |
| | 城市非教学 | 31,050 | 15,060 |
| | 城市教学 | 123,740 | 65,790 |
| | 医院床位规模 | 小型 | 25,590 | 11,700 |
| | 中型 | 46,755 | 24,190 |
| | 大型 | 90,845 | 48,745 |
| | 城市-农村 | 中心地带县 | 42,640 | 23,615 |
| | 城市边缘县 | 38,870 | 20,750 |
| | 城市县 | 34,420 | 16,770 |
| | 微都市县 | 18,020 | 17,605 |
| | 非都市或微都市县 | 13,220 | 6895 |
| | | | |
| 疾病死亡风险 | 中等死亡风险 | 5505 | <11 |
| | 高死亡风险 | 30,305 | 3470 |
| | 极高死亡风险 | 127,380 | 81,155 |
| | | |
| 出院方式 | 常规出院 | 48,150 | 23,745 |
| | 转至短期医院 | 9170 | 8690 |
| | 其他转院 | 29,905 | 17,500 |
| | 家庭护理 | 22,415 | 13,000 |
| | 违反医嘱 | 1040 | 420 |
| | 住院死亡 | 52,475 | 21,275 |
| | 出院时存活但去向不明 | 35 | <11 |
| 合并症负担 | Elixhauser合并症指数（均值和标准差）| 5.35 | 5.24 |
| | | |
| | 年龄 | 69调整后的急性心肌梗死-心源性休克相关并发症的比值比，按IABP状态分层。

**IABP（%）** | **无IABP（%）** | **比值比（95% CI）** | **P值**
|-------------|----------------:|----------------:|----------------:|
|---|----------------:|----------------:|----------------:|
| 患者数量 | 84,635 | 163,190 | |
| 并发症 | | | |
| 贫血 | 19,185 | 39,605 | 0.956 (0.913–1.00) | 0.052 |
| 其他心律失常 | 40,790 | 76,175 | 0.891 (0.858–0.926) | < 0.001 |
| 慢性心房颤动 | 2920 | 8615 | 0.774 (0.704–0.850) | < 0.001 |
| 高血压 | 33,435 | 65,945 | 1.05 (1.01–1.09) | 0.011 |
| 低血压 | 10,745 | 22,955 | 0.897 (0.848–0.947) | < 0.001 |
| 呼吸衰竭 | 6385 | 14,055 | 0.774 (0.721–0.830) | < 0.001 |
| 慢性心力衰竭 | 39,915 | 79,545 | 0.102 (0.979–1.06) | 0.331 |
| 急性心力衰竭 | 20,350 | 30,815 | 1.24 (1.19–1.30) | < 0.001 |
| 心脏瓣膜病 | 15,660 | 29,765 | 1.25 (1.19–1.31) | < 0.001 |
| 肥胖 | 16,375 | 29,105 | 1.16 (1.11–1.22) | < 0.001 |
| 糖尿病 | 37,100 | 70,180 | 1.12 (1.08–1.17) | < 0.001 |
| 血脂异常 | 50,180 | 93,540 | 1.26 (1.21–1.31) | < 0.001 |
| 慢性肾病 | 24,030 | 55,160 | 0.829 (0.792–0.868) | < 0.001 |
| COPD | 12,605 | 29,805 | 0.827 (0.785–0.871) | < 0.001 |
| 外周血管疾病 | 4500 | 11,140 | 0.835 (0.772–0.903) | < 0.001 |
| 冠状动脉疾病 | 71,455 | 122,575 | 2.04 (1.96–2.14) | < 0.001 |
| 吸烟 | 19,550 | 36,320 | 0.950 (0.907–0.997) | 0.0360 |
| 长期抗凝治疗 | 4495 | 11,925 | 0.772 (0.713–0.835) | < 0.001 |
| 长期抗血小板治疗 | 17,795 | 37,500 | 0.966 (0.923–1.01) | 0.134 |
| 抑郁 | 5965 | 12,700 | 0.946 (0.879–1.02) | 0.131 |
| 肺水肿 | 3265 | 4240 | 1.18 (1.06–1.32) | 0.002 |
| 复发性心肌梗死 | 1510 | 1535 | 1.65 (1.40–1.95) | < 0.001 |
| 心肌梗死后心绞痛 | 560 | 460 | 2.73 (2.08–3.59) | < 0.001 |
| 左心室壁破裂 | 310 | 305 | 1.67 (1.147–2.39) | 0.005 |
| 尖端肌断裂 | 465 | 225 | 3.58 (2.50–5.12) | < 0.001 |

**图1.** 森林图 – IABP患者中AMI-CS相关并发症的调整后比值比。

**院内并发症和IABP疗效结果**
IABP与血小板减少症的发生率显著增加相关（IABP组为15.0%，非IABP组为9.3%，比值比为2.10 [1.98–2.22]，p < 0.001），而急性肾损伤（AKI）的发生率则较低（IABP组为49.2%，非IABP组为51.1%，比值比为0.816 [0.783–0.849]，p < 0.001）。深静脉血栓形成（IABP组为1.6%，非IABP组为1.3%，比值比为1.14 [0.978–1.33]，p = 0.0942）、出血（IABP组为12.4%，非IABP组为11.0%，比值比为1.00 [0.946–1.06]，p = 0.924）、急性肢体缺血（IABP组为1.1%，非IABP组为0.9%，比值比为1.10 [0.912–1.32]，p = 0.324）和急性肠系膜缺血（IABP组为0.3%，非IABP组为0.3%，比值比为1.06 [0.784–1.42]）在两组之间没有差异。
IABP治疗与转诊至长期医疗机构的可能性增加相关（IABP组为20.7%，非IABP组为18.3%，比值比为1.37 [1.29–1.44]，p < 0.001），并且常规出院的可能性显著降低（IABP组为28.1%，非IABP组为29.5%，比值比为0.837 [0.794–0.882]，p < 0.001）。IABP组的住院死亡率显著较低（IABP组为25.1%，非IABP组为32.2%，比值比为0.653 [0.623–0.684]，p < 0.001）（表3，图2）。

**表3.** 按IABP状态分层的急性心肌梗死-心源性休克相关并发症的调整后比值比。

**IABP（%）** | **无IABP（%）** | **比值比（95% CI）** | **P值**
|-------------|----------------:|----------------:|----------------:|
| 患者数量 | 84,635 | 163,190 | |
| 并发症 | | | |
| 深静脉血栓形成 | 1355 | 2140 | 1.13 (0.978–1.33) | 0.094 |
| 急性缺血性中风 | 3015 | 5125 | 1.01 (0.915–1.12) | 0.818 |
| 急性肾损伤 | 41,660 | 83,410 | 0.816 (0.783–0.849) | < 0.001 |
| 出血 | 10,525 | 17,930 | 1.00 (0.946–1.06) | 0.924 |
| 急性肢体缺血 | 890 | 1465 | 1.10 (0.912–1.32) | 0.324 |
| 血小板减少症 | 12,700 | 15,230 | 2.10 (1.98–2.22) | < 0.001 |
| 肠系膜缺血 | 270 | 470 | 1.06 (0.784–1.42) | 0.724 |
| 住院死亡率 | 21,275 | 52,475 | 0.653 (0.623–0.684) | < 0.001 |
| 常规出院 | 23,745 | 48,150 | 0.837 (0.794–0.882) | < 0.001 |
| 转诊至长期医疗机构 | 17,500 | 29,905 | 1.37 (1.30–1.44) | < 0.001 |

**图2.** 森林图 – IABP患者中AMI-CS相关并发症的调整后比值比。

**讨论**
这项具有全国代表性的分析提供了接受IABP治疗的AMI-CS患者住院结果的全面概述。这些患者在基线时年龄更小，病情更严重，住院死亡率显著降低，但常规出院的可能性较低。他们出现血小板减少症和非常规出院的情况较多，但急性肾损伤的可能性较低。总体而言，这些发现对IABP在AMI-CS中的作用持谨慎乐观的态度。
先前的研究关于IABP在AMI-CS中的效用得出了不同的结果。一项2020年的回顾性队列研究评估了28,304名接受PCI治疗的AMI-CS患者，发现IABP与医疗管理相比，住院死亡率和出血风险略高。27 然而，我们的研究结果显示住院死亡率降低，出血风险相当，这与之前的研究结果相反，尽管我们的研究样本量更大，纳入标准也更为多样。随机对照试验的结果也各不相同，其中IABP-SHOCK II试验未发现30天死亡率有差异，而其他试验则发现IABP在单纯前壁AMI-CS中显著降低了死亡率。9,12 值得注意的是，IABP-SHOCK II试验包含了许多排除标准，如：心源性休克的机械原因（例如室间隔缺损或尖端肌断裂）、休克发作时间在就诊前超过12小时，以及仅计划进行早期PCI或CABG的患者。此外，该研究的样本量限制在600名患者。9 我们的样本包括超过245,000名患者，可能涵盖了许多被SHOCK II试验排除的患者，从而提供了更准确的AMI-CS患者情况。其他类似的研究如Altshock-2也显示IABP与医疗管理相比没有生存优势。然而，该研究的样本量仅为101名患者，且研究对象为因心力衰竭导致的CS，这与AMI-CS的病理生理机制不同，可能是导致结果差异的原因。28 这种不同的临床情况突显了AMI-CS治疗的复杂性和细微差别。

在我们的研究中，IABP在AMI-CS中的使用与严重的术后机械并发症（包括尖端肌断裂和左心室壁破裂）的发生率显著增加相关。这些发现并不令人意外，因为2025年ACC/AHA指南将术后机械并发症列为IABP使用的适应症，以提供血流动力学支持并作为手术的过渡。10,17,29, 30, 31, 32 因此，这种关联可能是适应症偏倚，而非尖端肌或左心室壁破裂与IABP使用之间的真正联系。同样，IABP与心脏瓣膜病和冠状动脉疾病的关联增加可能表明存在更复杂的心血管病理，需要更多的手术干预。32,33
血小板减少症的风险升高也是预期之中的，因为这是IABP使用的已知并发症。这可能是由于同时使用肝素所致，并可能因IABP使用时间延长而加剧。17,34, 35, 36, 37, 38, 39 需要强调的是，这些关联并不意味着因果关系。并发症的增加可能是IABP使用本身带来的真实风险（例如机械剪切导致血小板减少），也可能是由于疾病严重程度的基线差异。此外，生存者偏倚也可能起到一定作用，因为如果没有IABP支持，一些患者可能已经死亡。相反，IABP与急性肾损伤（AKI）的发生率降低相关，这可能表明IABP在AMI-CS期间改善了肾脏灌注，从而减轻了肾损伤。40 尽管我们发现IABP与住院死亡率降低相关，但它也与常规出院可能性降低和转诊至长期医疗机构的可能性增加相关。这可能反映了住院期间病情的严重程度或并发症的差异。左心室壁破裂和尖端肌断裂等重大并发症的发生率显著增加，支持了IABP的这一作用，因为IABP的使用可能暂时稳定了危重患者，使其能够从再灌注、手术干预或进一步的机械支持中受益。同时，这些患者更有可能出现需要长期护理的残余并发症。

同样，暂时的稳定可能有助于将患者从一个医疗机构转移到更有能力的中心进行手术干预或额外的机械支持。41,42 这可能会人为地夸大生存益处，同时也解释了非常规出院概率的增加，因为在分析中没有考虑出院后的结果。尽管如此，我们的结果表明，与单独的医疗管理相比，IABP使用可能在住院死亡率方面具有保护作用。鉴于临床上缺乏共识，需要进一步的研究来优化AMI-CS患者的最佳治疗方案。

**局限性**
在解释这些研究结果时应考虑几个局限性。首先，依赖ICD-10-CM/PCS代码来识别病例、程序和并发症可能会导致编码错误以及机构间和医生间的差异。其次，NIS数据库缺乏程序的精确时间信息，因此AMI、CS和IABP放置之间的时间关系尚不确定。此外，NIS中缺乏时间信息，无法分析某些并发症（如感染过程、呼吸困难），因为无法确定这些并发症是在IABP使用之前还是之后发生的。第三，临床变量（如症状出现的确切时间、血流动力学状态、实验室数据（如心脏酶、血脂谱）和IABP支持的时间/持续时间）不可用，限制了我们调整AMI-CS表现细微差异的能力。第四，入院时的功能状态、疾病严重程度的具体标志（如心血管造影和介入学会的休克阶段）以及设备相关并发症的详细信息无法用于风险调整。第五，回顾性队列研究的设计排除了确定因果关系的可能性。虽然这项研究对IABP在AMI-CS患者住院死亡率的影响提供了谨慎乐观的看法，但需要使用更详细的数据集进行前瞻性研究，以进一步探索IABP与AMI-CS结果之间的复杂关系，并确认其因果效益。最后，NIS仅包含院内结果；因此，无法评估出院后的死亡率、重新住院和生活质量结果，我们的结果仅适用于院内事件。尽管存在这些局限性，但利用全国性数据提高了我们发现的普遍性。利用全面的全国性数据库减轻了医院特定偏倚的影响，提供了关于IABP使用及其对AMI-CS结果影响的宝贵见解。

**结论**
这项具有全国代表性的分析提供了美国AMI-CS患者中使用IABP的当前最大规模概述。我们的发现表明，IABP主要用于病情更严重的患者，这些患者急性并发症的发生率显著增加。然而，接受IABP干预的患者住院死亡率降低。这些患者出现血小板减少症