右美托咪定對顱內腫瘤切除術患者血流動力學影響的meta分析

鄭州大學附屬第一醫院(450052)

張婧豫 何 龍 艾艷秋△

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右美托咪定對顱內腫瘤切除術患者血流動力學影響的meta分析

鄭州大學附屬第一醫院(450052)

張婧豫 何 龍 艾艷秋△

目的 采用meta分析評價右美托咪定對顱內腫瘤切除術患者圍術期血流動力學的影響。方法 檢索PubMed、Cochrane圖書館、Springer、EMbase、CNKI、Google Scholar、WanFang Data中外生物醫學數據庫，收集圍術期應用右美托咪定對顱內腫瘤切除術患者血流動力學影響的隨機對照試驗(RCTs)，并納入收集文獻的所有參考文獻。采用Cochrane風險偏倚評價工具，評價納入文獻的偏倚風險，并采用RevMan 5.3軟件進行meta分析。結果 共有13篇文獻納入研究，合計542例患者。meta分析結果顯示：與對照組相比，右美托咪定能夠抑制插管后[MD=-16.31，95%CI(-23.32,-9.30)，P<0.00001]、切開硬腦膜后[MD=-17.05,95%CI(-18.61，-15.49)，P<0.00001]；以及拔管后[MD=-18.24，95%CI(-24.80，-11.67)，P<0.00001]心率升高；抑制插管后[MD=-11.63，95%CI(-15.11,-8.16)，P<0.00001]及拔管后[MD=-14.63，95%CI(-20.86，-8.41)，P<0.00001]平均動脈壓(MAP)突然升高。圍術期心動過緩(HR<50bpm)發生率沒有統計學差異。結論 圍術期應用右美托咪定增加顱內腫瘤切除術患者血流動力學穩定性，是顱內腫瘤切除術患者圍術期較為理想的輔助用藥。

右美托咪定 顱內腫瘤 血流動力學 meta分析

顱內腫瘤患者因為腫瘤的占位腦血流自動調節能力受到損傷，圍術期血壓突然上升可能導致手術野出血或血腫，低血壓則可能導致腦缺血[1]。因此顱內腫瘤切除術患者圍術期麻醉管理最重要的是血流動力學的穩定。右美托咪定(dexmedetomidine，dex)是一種高選擇性α2受體激動劑，主要作用于中樞神經系統的藍斑核，有鎮靜、鎮痛、增加血流動力學穩定性的作用。本研究旨在采用meta分析評價右美托咪定對顱內腫瘤切除術患者血流動力學的影響。

資料與方法

1.文獻的納入與排除標準納入標準

(1)隨機對照試驗(RCTs)；(2)研究對象為18～80歲，行擇期顱內腫瘤切除術的患者，性別、種族不限；(3)干預措施：試驗組在麻醉前、麻醉中單次或持續靜脈輸注右美托咪定，對照組采用安慰劑；(4)結局指標：插管后、切開硬腦膜后、拔管后的心率；插管后、拔管后的MAP；心動過緩發生率。排除標準：(1)急診手術、伴有嚴重疾病(如腎或肝衰竭、嚴重呼吸功能衰竭、缺血性心臟病或二/三度房室傳導阻滯)的患者；(2)懷孕或者哺乳期婦女；(3)未能檢索到全文的文獻；(4)重復發表的文獻。

2.文獻檢索數據庫

數據庫包括PubMed、Cochrane圖書館、Springer、EMbase、CNKI、Google Scholar、WanFang Data。英文檢索詞包括Dexmedetomidine、Dex、Intracranial tumor、Craniotomy、Brain tumor、Supratentorial、Hemodynamics。中文檢索詞包括右美托咪定、右美、顱內腫瘤、開顱術、顱內占位、血流動力學。對于尚未發表的研究，檢索臨床試驗注冊數據庫。同時追溯納入文獻的參考文獻。

3.文獻篩選

對所收集到的的所有文獻整理并編號剔除重復文獻后，余下的文獻均由兩位研究人員進行獨立篩選，每位研究人員記錄排除文獻的具體原因[2]。對有分歧的文獻由第三位研究人員決定是否應該納入。為獲取文獻充足的信息，將由一位研究人員聯系相關文獻的主要研究人員。

4.數據提取

兩位研究人員獨立對納入文獻進行數據提取，并把本研究專用的數據提取到表格中。為保證數據的準確性，將由兩位研究人員共同查閱全文，通過討論解決差異。提取內容包括納入研究的基本信息、病例特征、測量結果等數據。

5.文獻質量評價

兩位研究人員獨立采用Cochrane風險偏倚評價工具對每個納入研究進行偏倚風險評估。從以下幾個方面評價所納入文獻的偏倚風險：(1)隨機方法(正確、不正確、未描述)；(2)隱蔽分組(正確、不正確、未描述)；(3)盲法(研究者、受試者盲法以及結局測量者盲法)：(正確、不正確、未描述)；(4)失訪及處理：失訪人數是否在10%以內，是否采用意向性治療分析(ITT)；(5)選擇性報告；(6)其他偏倚來源。

6.統計分析

采用RevMan5.3軟件進行數據meta分析。計數資料采用比值比(OR)作為效應量。計量資料采用均數差(MD)作為效應量，以各效應量及其95%可信區間(CI)表示結果[3]。首先對所納入研究進行異質性檢驗(I2=檢驗)，若各研究之間異質性較小(P>0.1,I2<50%)，選擇固定效應模型(fixed-effect model)進行meta分析；反之則各研究之間異質性較大(P<0.1,I2>50%)，選擇隨機效應模型(random-effect model)進行meta分析[4]，meta分析的檢驗水準為α=0.05。

結 果

1.納入研究一般特征

初檢文獻306篇，最終納入13篇[1，5-16]，合計542例患者(圖1，表1)。文獻篩選流程圖見圖1。

2.納入研究的基本特征與風險偏倚評價

納入研究的基本特征見表1，風險偏倚評價見表2。

3.meta分析結果

(1)插管后心率 9項研究[5-6，8，11-16]報道了插管后的心率，共計346名患者。各項研究間異質性較大(P<0.00001,I2=95%)，采用隨機效應模型。結果顯示，圍術期使用右美托咪定可以降低行顱內腫瘤切除術患者插管后心率[MD=-16.31，95%CI(-23.32，-9.30)，P<0.00001]。(圖2)

圖1 文獻篩選流程圖

納入研究國家ASA例數T/C男/女年齡(歲)手術干預措施右美組對照組結局指標Tanskanen2006[1]芬蘭-3618/1819/1720～65幕上腫瘤切除術Dex:TCI靶濃度0.4ngkg-1,從術前20min直至縫皮等量生理鹽水⑥Namigar2009[5]土耳其Ⅰ～Ⅲ5025/25-18～80幕上腫瘤切除術Dex:誘導前15min靜脈注射1μgkg-1,隨后以0.2～1.0μgkg-1h-1靜脈泵注直至手術結束瑞芬太尼1μg/kg+0.05-1μgkg-1min-1①②③④⑤⑥Osman2010[6]土耳其Ⅰ～Ⅱ3015/1514/1618～65顱內腫瘤切除術Dex:誘導前10min靜脈注射1μgkg-1,隨后以0.4～0.5μgkg-1h-1靜脈泵注直至手術結束等量生理鹽水③④⑤⑥Soliman2011[7]埃及-4020/2021/19-幕上腫瘤切除術Dex:誘導前20min靜脈注射1μgkg-1,隨后以0.4μgkg-1h-1靜脈泵注直至手術結束等量生理鹽水③⑥周錦2011[8]中國Ⅰ～Ⅱ3015/1514/1636～65腦膜瘤切除術Dex:誘導前15min靜脈注射1μgkg-1,隨后以0.5μgkg-1h-1靜脈泵注直至手術結束等量生理鹽水①④Gunduz2012[9]土耳其Ⅰ～Ⅲ8040/40-17～65顱內占位切除術Dex:誘導前10min靜脈注射0.5μgkg-1,隨后以0.6μgkg-1h-1靜脈泵注直至手術結束瑞芬太尼0.5μg/kg+0.25μgkg-1min-1②③⑤姚歡琦2012[10]中國Ⅱ4020/2027/1318～65顱內腫瘤切除術Dex:誘導前15min靜脈泵注1μgkg-1,隨后以0.2～1.0μgkg-1h-1靜脈泵注直至手術結束等量生理鹽水②Kaushal2013[11]印度Ⅰ～Ⅱ4010/1035/1518～50顱內腫瘤切除術Dex:誘導前20min靜脈泵注1μgkg-1,隨后以0.4μgkg-1h-1靜脈泵注直至手術結束等量生理鹽水①③⑤孟馥芬2014[12]中國Ⅰ～Ⅱ4221/2122/2033～51顱內腫瘤切除術Dex:誘導前20min靜脈泵注1μgkg-1,隨后以0.4μgkg-1h-1靜脈泵注直至手術結束等量生理鹽水①②③④⑤李姍2014[13]中國Ⅰ～Ⅱ4020/2019/2118～55腦膜瘤切除術Dex:誘導前15min靜脈泵注0.6μgkg-1,隨后以0.5μgkg-1h-1靜脈泵注直至術前30min等量生理鹽水①②③④⑤⑥曾瓊2014[14]中國-4020/20-18～60顱內腫瘤切除術Dex:誘導前10min靜脈注射1μgkg-1,隨后以0.5μgkg-1h-1靜脈泵注直至手術結束等量生理鹽水①③④⑤周南2014[15]中國Ⅱ～Ⅲ3015/1518/1265～74顱內腫瘤切除術Dex:誘導前15min靜脈注射1μgkg-1,隨后以0.5μgkg-1h-1靜脈泵注直至手術結束等量生理鹽水①④Kadarapura2015[16]印度Ⅰ～Ⅱ4422/2225/1918～65顱內腫瘤切除術Dex:誘導前10min靜脈注射1μgkg-1,隨后以0.7μgkg-1h-1靜脈泵注直至手術結束等量生理鹽水①③④⑤

*：①插管后HR；②切開硬腦膜后HR；③拔管后HR；④插管后MAP；⑤拔管后MAP；⑥心動過緩發生率。

表2 納入研究的風險偏倚評價(Cochrane風險偏倚評估工具)

圖2 插管后心率比較的meta分析

(2)切開硬腦膜后心率 5項研究[5，9-10,12-13]報道了切開硬腦膜后的心率，共計252名患者。各項研究間異質性較大(P<0.00001,I2=98%)，采用隨機效應模型。結果顯示，圍術期使用右美托咪定可以降低行顱內腫瘤切除術患者切開硬腦膜后心率[MD=-17.05，95%CI(-18.61，-15.49),P<0.00001]。(圖3)

(3)拔管后心率 9項研究[5-7，9，11-14，16]報道了拔管后的心率，共計406名患者。各項研究間異質性較大(P<0.00001,I2=96%)，采用隨機效應模型。結果顯示，圍術期使用右美托咪定可以降低行顱內腫瘤切除術患者拔管后心率[MD=-18.24，95%CI(-24.80，-11.67)，P<0.00001]。(圖4)

圖3 切開硬腦膜后心率比較的meta分析

圖4 拔管后心率比較的meta分析

(4)插管后MAP 8項研究[6-8，12-16]報道了插管后的MAP，共計306名患者。各項研究間異質性較大(P=0.0004,I2=73%)，采用隨機效應模型。結果顯示，圍術期使用右美托咪定可以降低行顱內腫瘤切除術患者插管后MAP[MD=-11.63，95%CI(-15.11，-8.16)，P<0.00001]。(圖 5)

圖5 插管后MAP比較的meta分析

(5)拔管后MAP 6項研究[5-6，9，12，14，16]報道了拔管后的MAP，共計283名患者。各項研究間異質性較大(P<0.00001,I2=93%)，采用隨機效應模型。結果顯示，圍術期使用右美托咪定可以降低行顱內腫瘤切除術患者拔管后的MAP[MD=-14.63，95%CI(-20.86，-8.41)，P<0.00001]。(圖 6)

圖6 拔管后MAP比較的meta分析

(6)心動過緩發生率5項研究[4-7，13]報道了圍術期心動過緩發生率，共計196名患者。各項研究間異質性較小(P=0.46,I2=0%)，采用固定效應模型。結果顯示，兩組患者圍術期心動過緩發生率沒有統計學差異[OR=2.04,95%CI(0.76,5.45),P=0.16]。(圖 7)

圖7 心動過緩發生率比較的meta分析

4.發表偏倚

采用漏斗圖分析發表偏倚情況，漏斗圖顯示基本對稱，資料均位于95%CI內，未發現明顯發表偏倚。

討 論

本研究表明對顱內腫瘤切除術的患者圍術期使用右美托咪定，可以增加其在插管和拔管時的血流動力學穩定性。主要體現在抑制插管、切開硬腦膜、拔管后心率突然升高，并抑制插管、拔管后的血壓突然升高，且不增加圍術期心動過緩的發生率。

右美托咪定是一種高選擇性α2腎上腺素能受體激動劑，其血流動力學效應主要通過外周和中樞機制來完成[17]。心動過緩是右美托咪定不良反應之一。一些研究表明，右美托咪定引起的心動過緩通常不具有臨床意義且不需要干預[18-20]。在本研究中右美組和對照組的心動過緩發生率差異沒有統計學意義。

本研究存在一定的局限性：缺乏灰色文獻，可能會導致發表偏倚。納入研究的文獻質量參差不齊，可能存在實施和測量偏倚。右美托咪定的給藥時間、速度；腫瘤的位置、大小以及研究對象的年齡、性別等均可能影響分析結果；麻醉方式的差別沒有關注，與靜脈麻醉藥相比，吸入麻醉藥擴張外周血管的作用更為明顯[21]，因此不同麻醉方式對血壓的波動有一定的影響；該研究只有近期指標而沒有探究遠期結果。今后的研究尚需從以下幾個方面進一步完善：擴大樣本量；正確的隨機分配、隱蔽分組以及盲法；延長隨訪時間，將近期結果與遠期結果相統一。

綜上所述，圍術期應用右美托咪定能夠增加顱內腫瘤切除術患者血流動力學穩定性，是顱內腫瘤切除術患者圍術期較為理想的輔助用藥。

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(責任編輯：郭海強)

△通信作者：艾艷秋，E-mail:：aiyanqiu82@163.com