負壓吸引對肺手術后康復效果的Meta分析

馬 龍 李德生 張力為 孫清超

新疆醫科大學第一附屬醫院胸外科，新疆烏魯木齊 830054

1 資料與方法

1.1 檢索策略

計算機檢索PubMed、Embase、Web of science、Clinical trail、The Cochrane library、中國生物醫學文獻數據庫、萬方數據庫、中國知網、維普期刊數據庫等檢索。檢索時間為自建庫起至2020 年10 月4 日，檢索語種為中、英文。中文檢索詞：肺手術；胸腔閉式引流；負壓吸引，英文檢索詞：Pulmonary Surgical;Randomized Controlled Trial;Mechanical Aspirations;Suction Drainage。

1.2 納入與排除標準

1.2.1 納入標準 ①研究對象：需要肺部手術的患者，診斷不做限制要求，手術方式包括氣胸手術和肺段切除、肺葉切除術等；性別、民族不限。②文章類型為隨機對照試驗（randomized controlled trials，RCT），語種限于中、英文。不考慮是否采用分配隱藏或盲法。③文中試驗組干預措施為負壓引流（引流方式不限）；對照組為常規水封引流。④結局指標包括：術后并發癥發生率、術后帶管時間、氣胸發生率、漏氣時間、遷延漏氣發生率、肺炎發生率、心肺并發癥發生率、住院時間 。

1.2.2 排除標準 ①沒有交待研究類型，干預措施與本研究內容不一致。②不能從文獻中獲取結局指標數據。③篩除重復發表的數據和文章，無法獲取全文的文章，會議記錄、綜述、病例報告等文獻類型。④研究對象排除標準：既往有胸部手術史及術前行新輔助化療的患者（考慮胸腔粘連嚴重），有嚴重心腦血管疾病或肝腎功能障礙等不能耐受手術者。

1.3 檢索策略

數據歸納處理由兩位研究者單獨完成（李德生、孫清超），匯總數據時出現了不一致的指標統計時共同討論完成。通過排除標準及納入標準嚴格篩選文獻。使用統一的數據提取表（表1）來收集數據。

1.4 質量評價

根據Cochrane 系統評價員手冊（version 5.0.2）偏倚風險評價工具進行評價：①是否采用隨機分配的方法；②是否分組使醫生和患者對自己所分配的組不可預知；③設計試驗分配時不可知具體患者分配至具體組；④對測評者設盲；⑤結果數據是否有丟失或遺漏；⑥是否試驗結果只選取了對研究結果有意義的進行匯報；⑦其他使得結果發生偏差的因素。從上述7 個指標分別評價每篇文獻，并做出高風險、低風險、不清楚的判斷。

1.5 統計學處理

應用Revman5.3 軟件進行Meta 分析。結局指標中二分類變量采用相對危險度（RR）及其95%可信區間（CI）表示，連續性變量用均數差（MD）或標準化差值（SMD）及其95%CI描述。當I2＜50%， 認為各研究具有一致性，采用固定效應模型；當I2＞50%，認為各研究存在中等以上異質性，采用隨機效應模型，并進一步采用敏感性分析或亞組分析尋找異質性來源。若異質性不可避免但數據穩定性高，進一步使用隨機效應模型合并統計量；若異質性強同時結果穩定性不高，僅對該指標行描述性分析。P＜0.05 為差異有統計學意義。運用漏斗圖對發表偏倚進行評估。

2 結果

2.1 納入研究基本信息

全部檢索收集文獻1387 篇，通過逐步篩選，最終納入文獻18 篇。見圖1。

②胡塞爾現象學中的重要概念，“統攝”為動詞，名詞時采用“統覺”。在陌生感知中，“統覺”意味著“通過‘結對聯想’而對他人、他我（alter ego）的意識”（倪梁康 2007：52）。

圖1 文獻篩選流程圖

統計納入2854 例觀察對象，其中試驗組1488 例，對照組1366 例。見表1。

2.2 納入文獻的質量評價結果

納入的18 篇文獻序列產生均符合隨機分配，根據Cochrane 系統評價員手冊（version 5.0.2）偏倚風險評價工具進行評價，應用Revman 5.3 軟件逐篇評價得到文獻質量評價比例圖。見圖2。

圖2 Rev Man 5. 3 軟件Cochrane 系統評價員手冊（version 5.0.2）文獻質量評價比例圖

表1 納入本研究文章的基本信息

進一步評價8 篇文章[6-8，10，11，13，14，19]分配隱藏（allocation concealment），11 篇研究[6-8，10，12，16，18-20，22，23]沒有丟失結局數據采用意向性分析，11 篇文章[6-15，23]無選擇性結局報告，7 篇文章[6-8，10，14，20，23]考慮無其他偏倚來源，得文獻質量評價總結圖。見圖3。

圖3 Rev Man 5. 3 軟件Cochrane 系統評價員手冊（version 5.0.2）文獻質量評價總結圖

2.3 Meta分析結果及異質性檢驗

2.3.1 術后遷延漏氣發生率 6 篇文章[6，7，10，11，14，21]中數據統計了遷延漏氣發生率，異質性檢驗（P=0.87，I2=0），采用固定效應模型[RR=0.97，95%CI（0.89，1.05）P=0.43] 差異無統計學意義（P＞0.05），肺術后加用負壓引流對遷延漏氣發生率無明顯影響。見圖4。

圖4 遷延漏氣發生率森林圖

2.3.2 住院時間 10 篇研究[7，8，13，15-20，23]有平均住院時間的研究數據，異質性檢驗（P＜0.0001，I2=92%），固定效應模型換用隨機效應模型[MD=-0.38，95%CI（-1.39，0.63）P=0.46]差異無統計學意義（P＞0.05），負壓吸引對術后住院時間無影響。見圖5。

圖5 住院時間森林圖

2.3.3 術后漏氣時間 6 篇研究[6-8，13-15]報道了平均漏氣時間，異質性檢驗（P＜0.000001，I2=98%），采用隨機效應模型[MD=-0.23，95%CI（-2.57，2.10）P=0.84]差異無統計學意義（P＞0.05），系統評價結果顯示，負壓吸引和水封引流在漏氣時間方面比較，差異無統計學意義。見圖6。

圖6 漏氣時間森林圖

2.3.4 術 后 帶 管 時 間 14 篇 研 究[7-10，13-22]報道了平均帶管時間，異質性檢驗（P＜0.00001，I2=97%），異質性大采用隨機效應模型，系統評價結果顯示[MD=-0.45，95%CI（-0.63，-0.28）P＜0.00001]差異有統計學意義（P＜0.05），加用負壓吸引后可縮短帶管時間。見圖7。

圖7 術后帶管時間森林圖

2.3.5 術后肺炎 6 篇研究[7，8，11，18-20]報告的術后肺炎，系統評價異質性檢驗（P=0.92，I2=0），采用固定效應模型[RR=0.60，95%CI（0.37，0.96）P=0.03]差異有統計學意義（P＜0.05），術后引流加用負壓吸引存在優勢。見圖8。

圖8 術后肺炎森林圖

2.3.6 術后心肺并發癥 6 篇研究[7，11，18，19，21，22]報告的心肺并發癥，系統評價：異質性檢驗（P=0.15，I2=38%），用固定效應模型[RR=0.92，95%CI（0.62，1.36）P=0.67]差異無統計學意義（P＞0.05）。見圖9。

圖9 術后心肺并發癥森林圖

2.3.7 術 后氣 胸 發生 率 8 篇 研 究[9，13，15，16，19-22]報告的氣胸，進行系統評價：異質性檢驗（P=0.76，I2=0），采用固定效應模型[RR=0.48，95%CI（0.25，0.89）P=0.02]差異有統計學意義（P＜0.05），術后加用負壓存在優勢。見圖10。

圖10 氣胸森林圖

2.3.8 術后相關并發癥發生率 對15 篇研究[6-8， 10-13， 16-23]報告進行系統評價后發現存在優勢，加用負壓引流降低了術后相關并發癥發生率[RR=0.56，95%CI（0.47，0.68）] 差異有統計學意（P＜0.05），且異質性檢驗I2=7%，P=0.37 文獻之間該指標同質性好，得出該結論穩定性高。見圖11。

圖11 術后相關并發癥發生率森林圖

2.3.9 亞組分析 對術后漏氣時間進行2005 年前后發表分組，2005 年之前[7，13，15]支持常規引流漏氣時間更有優勢差異有統計學意義（P＜0.05），2005 年之后[6，8，14]數據支持負壓引流在漏氣時間更有優勢差異有統計學意義（P＜0.05），分析原因發現2005 年前后干預措施的區別為負壓引流的方式，考慮是異質性的來源，合理的負壓引流方式進行肺術后進行負壓引流可以縮短肺術后漏氣時間。見圖12。

圖12 Revman 5. 3 軟件漏氣時間亞組分析圖

以中外文對住院時間進行亞組分析，結局發生轉變，納入的中文文獻[16-21]系統評價后提示加用負壓引流住院時間縮短差異有統計學意義（P＜0.05），外文[7，8，12，13，15]則差異有統計學意義（P＞0.05），說明納入文獻的語種是該住院時間指標異質性來源。見圖13。

圖13 Revman 5. 3 軟件住院時間亞組分析圖

對帶管時間以文章質量評分進行分組，大于5 分的文章[7，8，10]系統評價提示加用負壓引流可縮短帶管時間且差異有統計學意義（P＜0.05），I2=0 穩定性高，3 ～4 分文獻[13，14，18-20]I2＝97%且差異無統計學意義（P＞0.05），小于等于2 分文獻[9，15-17，21，22]系統評價提示加用負壓引流可縮短帶管時間且差異有統計學意義（P＜0.05），I2＝62%，此結果穩定性差，考慮文章質量是該術后帶管異質性來源。見圖14。

圖14 Revman 5. 3 軟件帶管時間亞組分析圖

2.4 敏感性分析

對上述項評價結果敏感性分析（逐篇篩除法）進行效應量合并，I2未發生明顯變化，效應量未發生波動，未發現導致異質性增加的單個研究，表明了研究結果穩定性。

2.5 發表偏倚

本文采用性別比例對納入中的18 篇文獻[6-23]進行漏斗圖分析。漏斗圖兩側數據分布具有對稱性，提示結果受發表性偏倚的影響相對較小。見圖15。

圖15 Revman 5. 3 軟件分析發表偏倚漏斗圖

3 討論

肺部術后是否加用負壓吸引至今是一個值得討論的問題，目前國際上沒有達成共識，從這個討論展開至今就不斷地有臨床研究者進行RCT 研究，但研究結果始終不盡相同。本文匯集所有國內外該討論RCT 研究，提取研究中重要結局指標進行系統評價。結果表明，肺部術后加用負壓引流可減少術后并發癥、氣胸及術后肺炎的發生率并縮短患者術后帶管時間，差異均有統計學意義（P＜0.05）。但在漏氣時間、遷延漏氣發生率、心肺并發癥發生率、住院時間方面方面效果無明顯區別，差異無統計學意義（P＞0.05）。

在AlessandroBrunelli等[7，10]研究中在排除積液，積氣，住院時間等方面加用負壓吸引并無優勢，常規水封引流操作更為安全簡便，故不提倡使用。甚至在Cerfolio 等[24]的研究中加用負壓吸引會延長增加患者術后持續漏氣的風險。但是在Francesco Leo 等[11，13]研究中結果表明，加用負壓吸引后縮短了漏氣的持續時間，并可縮短胸管拔除的時間。采用這種做法可能會降低術后相關并發癥的發病率和降低住院費用。分析產生不同研究結果產生的原因。發現在不支持加用負壓引流的研究中，大多數干預措施比較單一，單純在術后加用持續的負壓吸引（1 ～2 kPa），在支持加用負壓吸引的研究中干預措施均有調整，形式包括，交替抽吸（隔夜抽吸和白天水封）、使用便攜式抽吸裝置、使用電子引流系統、使用顫振閥引流袋，或根據氣流量和肺擴張程度建立更準確的胸膜抽吸策略。在這些更靈活使用負壓吸引形式及設備的研究中，均使患者受益，不同程度的減少患者術后并發癥的產生，加速肺復張，減少患者住院時間等。本文更新出與既往系統評價不同的研究結果，說明納入的此類新的負壓引流方式有力地影響著研究的結局。

目前缺少單純持續負壓引流與不同形式負壓引流的臨床隨機對照實驗，所以至今無法明確是否產生這種結局的轉變是由于加用負壓形式及設備的不同而產生的，這為今后臨床研究工作提供了新的方向。在亞組分析中也看到了常規負壓轉變為更合理負壓引流方式后術后漏氣時間及住院時間也得到了縮短。甚至目前已有使用數字引流系統具有連續監測和記錄的功能可用于預測漏氣和胸管引流的持續時間[25]及無水負壓吸引裝置[26]，研究結果均有利于患者康復。可以展望當醫療設備的進步使得負壓調整越來便利合理，相信會有越來越多肺部術后引流加用負壓的優勢將獲益于患者。

本文的局限性：①由于胸膜腔內壓力變化不穩定，可波動在（-50 cmH2O ～+20 cmH2O）[27]，除了術后患者自身胸腔壓力波動，納入研究的負壓裝置的選取以及吸引方式的選擇不同，導致試驗組結果異質性很高。②肺部的手術，手術醫師技術差異對結果產生的影響很大。③因為是手術，此次薈萃分析納入的文章無法實行單盲，雙盲，在這種研究條件下很有可能會對研究作者產生發表偏倚。④研究沒有分析進行的手術類型（楔形、節段切除、肺葉切除）；肺切除的位吻合部器實質的長度，及大小對患者的術后恢復情況也有著直接的影響。

綜上所述，對肺手術后患者的胸腔閉式引流加用合理的負壓吸引是存在優勢的。在不增加漏氣時間、遷延漏氣發生率、心肺并發癥發生率、住院時間的情況下，可以降低術后并發癥、氣胸及術后肺炎的發生率并減少患者術后帶管時間，值得在臨床上推廣使患者收益。