目標導向液體治療對胸科手術患者術中氧供需平衡及術后結局影響的Meta分析

李冠珠，來 源，鄭筱卓，蔣 然，魏 珂

(1.廣州中醫藥大學第二附屬醫院 廣東省中醫院 麻醉科， 廣東 廣州 510120；2.重慶三峽醫藥高等?？茖W校附屬醫院 麻醉科，重慶 404000；3.重慶醫科大學附屬第一醫院 麻醉科，重慶 400016)

近年來, 伴隨胸科腫瘤發病率的升高和早期診斷技術的進步，胸科手術量顯著增加。此類患者術后易產生肺部相關并發癥，導致住院天數增加，醫療花費增多甚至術后死亡[1-3]。目前，大多主張對肺葉切除及全肺切除術患者采用限制補液，以減少術后肺水腫、急性肺損傷(ALI)等并發癥[2]。然而，術中限制補液也可能導致血流動力學波動、臟器灌注不足、氧供需失衡等，同樣也會增加術后各系統并發癥風險。因此，優化胸科手術患者術中液體治療尤顯重要。目標導向液體治療(GDFT)作為一項個體化液體治療方案，其優勢在多種手術類型和患者中得到證實[4]。研究表明，GDFT可以增加氧合及組織灌注，減少術后心肺并發癥，縮短術后住院日，降低術后死亡率，節約醫療支出等[5-6]。已有大量臨床研究對胸科手術中予以GDFT的效果進行了評價，但由于研究終點、觀察指標、樣本量的差異和局限性，其結果也各異。本研究采用Meta分析的方法對術中GDFT方案是否影響胸科手術患者術中氧供需平衡和術后結局進行評價，以期為該技術在胸科手術中的普及提供參考。

1 資料與方法

1.1納入排除標準

1.1.1研究類型 國內外關于胸科手術中予以GDFT的隨機對照試驗(RCT)，為中英文的全文文獻。

1.1.2研究對象 擇期行支氣管內麻醉的肺葉切除、肺段切除、肺楔形切除、肺癌根治術、食管癌根治術的胸科手術患者，性別不限，平均年齡小于75歲，既往無心肺相關合并癥。

1.1.3干預措施 試驗組術中予以GDFT，對照組則實施限制性或開放性或正常補液法。

1.1.4結局指標 主要研究指標為：單肺通氣結束時及術畢時的血乳酸(Lac)水平、心臟指數(CI)、氧合指數(OI)；次要研究指標為：肺部感染、ALI發生率，術后惡心嘔吐發生率，住院日等。

1.1.5排除標準 ①重復發表文獻；②綜述、述評、病例報告等研究；③動物實驗；④非肺部及食管等的其他胸科手術。

1.2檢索策略 計算機檢索PubMed、Cochrane Library、VIP、CNKI、WanFang Database，自建庫至2019年10月發表的文章。中文檢索詞為目標導向液體治療，胸科手術(肺葉切除、肺段切除、肺楔形切除、肺癌根治術、食管癌根治術)，氧供需平衡。英文檢索詞：GDFT，thoracic surgery，pulmonary lobectomy, pulmonary segmentectomy， pulmonary wedge resection, radical surgery of lung cancer，esophageal cancer radical operation, oxygen delivery and consumption。

1.3文獻篩選 由兩名評價員對所獲文獻進行獨立閱讀，按照納入排除標準篩選確定，對符合標準文獻再次閱讀全文復篩，如雙方討論出現分歧，則進一步交由第三方，征求第三方意見。

1.4納入研究偏倚風險評估 對納入的研究按照Cochrane評價手冊推薦的偏倚風險評估標準進行質量評估。

1.5統計分析方法 采用RevMan 5.3軟件進行統計學分析。采用卡方檢驗分析結果的異質性(檢驗水準為α=0.1)，根據I2判斷異質性大小。若P≥0.1和I2≤50%，各研究結果間無統計學異質性，采用固定效應模型分析；反之，存在異質性，先分析異質性來源，若無明顯臨床異質性，采用隨機效應模型分析。對二分類變量采用相對危險度(RR)及其95%CI表示，對連續性變量采用均數差(MD)及其95%CI表示。運用漏斗圖評價發表偏倚，對于可能存在發表偏倚的指標，則進一步采用剪切法驗證。

2 結 果

2.1文獻篩選結果 初檢獲得121篇文獻，其中PubMed 53篇、Cochrane Library 4篇、VIP 40篇、CNKI 9篇、WanFang Database 15篇。先以EndNote軟件剔除重復文獻，再通過閱讀文題、摘要、全文篩選符合要求文獻，最終納入11篇RCT，其中9篇中文，2篇英文。11篇文獻共包括胸科患者810例，其中目標導向組405例，對照組405例。文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選流程及結果 各數據庫檢出文獻：PubMed(n=53)、Cochrane Library (n=4)、VIP(n=40)、CNKI(n=9)、WanFang Database(n=15)

2.2納入研究基本特征及偏倚風險評估 納入研究的一般信息、樣本量、干預措施、結局指標等基本特征見表1。納入文獻偏倚風險評估結果見圖2。

圖2 納入研究的偏倚風險評估

表1 納入研究基本特征

2.3Meta分析結果

2.3.1術中Lac水平

2.3.1.1單肺通氣結束時Lac水平 共納入3個RCT[7，11，17]，共144例患者。各研究間不存在統計學異質性(I2=0%，P=0.510)，故采用固定效應模型進行Meta分析。結果可見，單肺通氣結束時目標導向組Lac高于對照組，但差異無統計學意義[MD=0.17, 95%CI(-0.02, 0.36)，P=0.080]，見圖3。

圖3 兩組單肺通氣結束時Lac分析

2.3.1.2術畢Lac水平 共納入5個RCT[9，11，14-16]，共344例患者。各研究間存在統計學異質性(I2=89%，P<0.01)，故采用隨機效應模型進行Meta分析。結果可見，目標導向組術畢Lac較對照組降低，差異有統計學意義[MD=-0.51, 95%CI(-0.84,-0.18)，P=0.002]，進一步按不同手術部位進行亞組分析，結果顯示，無論是肺葉切除及肺癌根治術亞組[MD=-0.59, 95%CI(-1.18, 0.00)，P=0.050]，還是食管癌根治術亞組[MD=-0.45, 95%CI(-0.74,-0.16)，P=0.003]，均表明術畢目標導向組Lac低于對照組，見圖4。

圖4 兩組術畢Lac的Meta分析

2.3.2術中CI水平

2.3.2.1單肺通氣結束時CI水平 共納入4個RCT[8-10，15]，共386例患者。各研究間存在統計學異質性(I2=65%，P=0.040)，故采用隨機效應模型進行Meta分析。結果顯示，單肺通氣結束時目標導向組與對照組相比CI增加，差異有統計學意義[MD=0.42, 95%CI(0.23, 0.61)，P<0.01]，進一步按不同手術部位進行亞組分析，結果可見，無論是食管癌根治術亞組[MD=0.49, 95%CI(0.21, 0.77)，P=0.001]，還是肺葉切除術亞組[MD=0.32, 95%CI(0.20, 0.44)，P<0.01]，均表明術畢目標導向組CI較對照組升高，見圖5。

圖5 兩組單肺通氣結束時CI水平分析

2.3.2.2術畢CI水平 共納入6個RCT[8-10，13-15]，共566例患者。各研究間存在統計學異質性(I2=69%，P=0.006)，故采用隨機效應模型進行Meta分析。結果可見，術畢目標導向組CI高于對照組，差異有統計學意義[MD=0.40, 95%CI(0.26, 0.54)，P<0.01]，進一步按不同手術部位進行亞組分析，結果顯示，無論是食管癌手術亞組[MD=0.54, 95%CI(0.32, 0.77)，P<0.01]，還是肺葉切除及肺癌根治術亞組[MD=0.30, 95%CI(0.22, 0.38)，P<0.01]，均表明術畢目標導向組CI較對照組升高，見圖6。

圖6 兩組術畢CI水平分析

2.3.3術中OI

2.3.3.1單肺通氣結束時OI 共納入3個RCT[7-8，11]，共272例患者。各研究間存在統計學異質性(I2=65%，P=0.060)，故采用隨機效應模型進行Meta分析。結果顯示，單肺通氣結束時目標導向組較對照組OI升高，差異有統計學意義[MD=57.04, 95%CI(24.04, 90.05)，P=0.001]，見圖7。

圖7 單肺通氣結束時兩組OI的Meta分析

2.3.3.2術畢OI 共納入4個RCT[8，10-12]，共352例患者。各研究間存在統計學異質性(I2=97%，P<0.01)，故采用隨機效應模型進行Meta分析。結果可見，術畢目標導向組OI高于對照組，差異有統計學意義[MD=97.33, 95%CI(27.21, 167.45)，P=0.007]，見圖8。

圖8 兩組術畢OI分析

2.3.4術后恢復和并發癥情況

2.3.4.1術后肺部感染發生率 共納入5個RCT[7-8，10-11，16]，共392例患者。各研究間不存在統計學異質性(I2=0%，P=0.710)，故采用固定效應模型進行Meta分析。結果可見，目標導向組與對照組相比，術后肺部感染發生率降低，差異有統計學意義[RR=0.35, 95%CI(0.16,0.76)，P=0.008]，見圖9。

圖9 兩組術后肺部感染發生率分析

2.3.4.2術后ALI發生率 共納入3個RCT[8，10-11]，共292例患者。各研究間不存在統計學異質性(I2=0%，P=0.870)，故采用固定效應模型進行Meta分析。結果可見，目標導向組較對照組減少了術后ALI的發生，差異有統計學意義[RR=0.15, 95%CI(0.04, 0.67)，P=0.010]，見圖10。

圖10 兩組術后ALI發生率分析

2.3.4.3術后惡心嘔吐發生率 共納入4個RCT[7-8，11，16]，共312例患者。各研究間不存在統計學異質性(I2=0%，P=0.640)，故采用固定效應模型進行Meta分析。結果可見，目標導向組較對照組降低了術后惡心嘔吐發生率，差異有統計學意義[RR=0.39, 95%CI(0.22, 0.68)，P=0.001]，見圖11。

圖11 兩組術后惡心嘔吐發生率分析

2.3.4.4住院天數 共納入4個RCT[7-8，11，16]，共312例患者。各研究間存在統計學異質性(I2=71%，P=0.020)，故采用隨機效應模型進行Meta分析。結果顯示，目標導向組較對照組住院天數明顯減少，差異有統計學意義[MD=-0.66, 95%CI(-1.20,-0.12)，P=0.020]，見圖12。

圖12 兩組住院天數分析

2.4發表偏倚分析 納入文獻中關于手術結束時Lac水平、CI水平，術后肺部感染等研究指標漏斗圖基本對稱，提示發表偏倚較小。

3 討 論

液體治療是圍術期容量管理的重要組成部分，目前關于容量管理策略的觀點，“限制性或開放性”輸液、“膠體液或晶體液”何種補液策略更具優勢，尚無指南或專家共識可循。胸科手術因其手術操作，術中多主張限制性補液以減少術后多種并發癥的發生，但限制性補液直接導致組織灌注不足、氧供需失衡，同時術中特殊的通氣模式也影響患者氧合及血流動力學，導致術后肺功能障礙、肺部感染、住院天數延長及醫療支出增加等風險[18-19]。近幾年來GDFT補液策略在臨床中的應用逐漸增加，據報道該補液策略可改善患者術中氧供需平衡及組織灌注，保持血流動力學穩定，減少術后多系統并發癥等[20-22]，同時該策略也作為加速康復外科(ERAS)實施的重要組成部分，因此胸科手術術中也多采用GDFT補液策略。本研究結果表明，GDFT可改善胸科手術患者術中組織氧供需平衡，減少術后肺部感染、ALI、惡心嘔吐等并發癥，縮短住院天數，減少醫療支出，加快術后康復。

氧供指每分鐘由左心室向主動脈輸送的氧量，反映心臟對全身外周組織的供氧、循環系統攜氧能力, 主要受CI和動脈血氧含量(CaO2)等循環、血液、呼吸系統影響。氧耗量指全身組織細胞從血液循環攝取的氧量，代表全身氧利用情況，取決于組織細胞的功能代謝情況，而組織對氧的利用又受循環、血液、氧彌散等影響。正常生理狀態下，氧供與氧耗處于平衡狀態。但在感染、發熱、疼痛、手術應激等情況下氧耗增加，同時機體出現低血壓循環灌注不足、血紅蛋白缺乏、肺部功能損傷引起的氧合通氣障礙，此時氧供需失衡，Lac也升高。因此，氧供不僅受循環系統影響，同時也受肺通氣及肺換氣功能影響。本研究結果顯示術中GDFT組CI、Lac較對照組有明顯改善，與劉娜等[9]研究一致。表明GDFT能針對患者術中容量予以個體化、精細化管理以改善組織氧供、器官灌注、肺部損傷[23-25]，通過肺通氣換氣、血液與氧的結合、循環系統輸送等呼吸功能與循環功能的改善，以保證機體既有良好的血液灌注又有充分的氧供。

過量的容量負荷可引起肺水腫、呼吸膜面積增厚、通氣血流比改變，肺彌散功能及氧交換能力下降，以上病理生理改變導致患者術中OI，術后肺部相關并發癥增加，不利于術后恢復，伴隨而來的住院天數和醫療支出也增加。本Meta分析結果顯示術中GDFT組術中氧合指數，術后ALI、肺部感染等均明顯改善，住院天數減少，與Zhang[7]、王會東等[10]研究一致，表明術中GDFT可改善患者術后ALI，減少術后肺部感染，有助于術后肺部功能恢復。原因在于術中通過精確容量管理從本質上避免了因容量過負荷引起的急性肺泡水腫缺血損傷，從而抑制炎性因子如TNF、IL-1、IL-6、IL-8等的釋放，避免肺泡上皮細胞再損傷；肺損傷減少也有助于患者術后肺功能恢復，明顯縮短術后機械輔助通氣時間，降低術后肺部感染風險，因此患者住院時間及醫療花費均有所降低。

有效循環血容量不足激活交感腎上腺髓質系統和腎素血管緊張素系統，引起胃腸血管收縮及血流再分布，繼而導致胃腸功能障礙，從而發生術后惡心嘔吐。嚴重嘔吐不僅會給患者帶來身心不適，影響肺部功能恢復，同時也增加其他系統并發癥，延長住院時間。本研究結果顯示GDFT組術后惡心嘔吐發生率明顯降低，與Zhang[7]、Xu等[8]研究一致，表明術中GDFT可通過改善術后多系統并發癥以加速患者術后康復，改善預后結局及患者總體住院滿意程度。

綜上所述，胸科手術患者術中予以個體化和精細化的GDFT，可使機體在最佳時機得到最大程度的器官灌注，保證氧供需平衡，減少患者術后相關系統并發癥，縮短住院天數，減少醫療支出，改善預后。本研究尚存在不足之處，納入的文獻異質性較大，未對灰色文獻進行檢索篩選，仍需要開展大量大樣本、設計嚴謹的多中心隨機對照試驗，為臨床提供更加科學的依據。