王方，曹紅軍，蔣凌雁，趙芳

(1.攀鋼集團總醫(yī)院老年特需科;2.攀鋼集團總醫(yī)院護理部，四川 攀枝花 617023;3.川北醫(yī)學院附屬醫(yī)院檢驗科，四川 南充 637000;4.甘洛縣人民醫(yī)院護理部，四川 涼山州 616850)

擇期手術患兒術前禁食禁飲目的是防止在手術中因嘔吐而發(fā)生誤吸和窒息。傳統(tǒng)的理論認為患兒術前需禁食8 h，禁飲4 h;然而大量臨床研究發(fā)現，傳統(tǒng)的術前禁食禁飲時間下，很多患兒出現口渴、饑餓、煩躁、脫水、低血糖等不良反應［1－3］。因此，早在1999年美國麻醉醫(yī)師協(xié)會(American society of anesthesiology，ASA)在修訂術前禁食禁飲指南中就建議縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間［4］。

2011年美國小兒學會(American academy of pediatrics，AAP)首次提出擇期手術患兒麻醉前禁飲2 h，新生兒禁牛奶4 h，嬰兒需禁固體食物6 h，兒童則延長至8 h［5］。然而，縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間在我們國內醫(yī)院的實際臨床應用范圍卻很有限。為了進一步明確縮短擇期手術術前禁食禁飲時間對患兒術前狀況影響的臨床效果，本研究擬近年來國內發(fā)表的關于縮短擇期手術術前禁食禁飲時間對患兒術前并發(fā)癥影響進行系統(tǒng)評價，以期為縮短擇期手術術前禁食禁飲時間提供可靠依據。

1 資料與方法

1.1 文獻篩選標準

1.1.1 文獻納入標準 ①研究類型:選擇隨機對照試驗(randomized controlled trial，RCT)研究，是否使用隱藏及盲法不限;②研究對象:需全麻進行擇期手術的患兒，且均無胃腸道疾病、糖尿病、呼吸道疾病病史等;③干預措施:實驗組(新方案的禁食禁飲時間):食母乳者術前3 h禁食，食配方乳者術前4 h禁食，普食者術前6 h禁食，術前2 h禁飲;對照組(傳統(tǒng)的禁食禁飲時間):術前8～12 h開始禁食，4～6 h禁飲;④評價指標:口渴、饑餓、煩躁、哭鬧的發(fā)生率;⑤語言類型:只納入中文研究。

1.1.2 文獻排除標準 ①研究對象、干預措施不符合納入標準的研究;②缺少對照組的研究;③實驗設計不嚴謹，重要資料交代不清或信息太少無法利用的文獻;④原始研究中的統(tǒng)計學數據本研究無法轉化和使用者的文獻;⑤排除綜述、會議投稿等研究文獻。

1.2 檢索策略

以“擇期手術”、“術前準備”、“禁食禁飲”、“患兒”關鍵詞組合作為關鍵詞檢索中國期刊全文數據庫(CNKI，1994－2015)、維普中文科技期刊數據庫(VIP，1994 －2015)和萬方數據庫(WF，1994 －2015)所有已發(fā)表的文獻研究;得到文摘格式的檢索結果后，通過閱讀文獻的標題和摘要作初步篩選，對可能相關的研究再做全文檢索。末次檢索時間2015年4月10日。同時核查納入研究的參考文獻，以尋找可能符合納入標準的研究文獻。

1.3 方法學質量評價

對納入研究文獻的方法學質量評價采用改良后的Jadad等［6］評分標準進行評價。改良后的Jadad量表評價項目包括:①是否采用隨機方法;②是否有分配隱藏;③是否采用盲法;④是否描述退出情況。對隨機方法、分配隱藏、盲法使用恰當的并闡述具體方法的，評分2分;僅提及而沒有描述具體方法的，評分1分;使用不恰當或沒使用的，評分0分。具體描述退出病例數及理由的，評分1分;未描述的，評分0分。修改后的Jadad量表總分為1～7分，1～3分為低質量研究，結果不可靠;4～7分為高質量研究，結果明確可靠。

1.4 數據提取

通過認真閱讀納入研究，根據課題制定數據提取表，從納入研究中提取以下信息:研究作者及時間，研究對象，實驗組及對照組例數、禁食禁飲時間、出現口渴、饑餓、煩躁、哭鬧的發(fā)生率等。由兩名研究人員分別獨立地對納入文獻提取和錄入信息;并對提取的資料交互進行核對。當遇到意見分歧時，通過討論達成一致后再錄入。

1.5 統(tǒng)計學分析

采用Cochrane系統(tǒng)評價軟件RevMan5.0進行Meta分析。采用χ2檢驗對納入研究進行異質性分析;檢驗水平設定為a=0.1，以P=0.1為是否具有統(tǒng)計學意義的分界點;若P＞0.1，表明各研究之間無臨床異質性;若P＜0.1，表明各研究間存在臨床異質性。異質性大小采用I2進行定量分析，當I2＜25%時，認為是低度異質性;當25% ＜I2＜50%時，為中度異質性;當I2＞50%時認為存在高度異質性。經異質性檢驗，若各研究之間無臨床異質性，就采用固定效應模型進行分析;若各研究間存在臨床異質性，但有必要計算合并后的統(tǒng)計量，就采用隨機效應模型進行分析。計數資料變量采用相對危險度(relative risk，RR)，各效應量均以95%CI表示，P ＜0.05表示差異有統(tǒng)計學意義;Meta分析結果在森林圖中列出。敏感性分析采用排除小樣本研究后進行Meta分析，對比排除前后meta分析結果差異情況。發(fā)表偏倚分析采用漏斗圖來評價。

2 結果

2.1 文獻檢索結果

初次檢索到文獻136篇，通過閱讀文獻題目和摘要排除121篇，篩選出15篇文獻，獲取全文后進一步全文閱讀和評估，最終納入研究8篇研究文獻。其文獻篩選流程，見圖1。

圖1 文獻篩選流程和結果

2.2 納入研究的基本特征

本研究納入8篇文獻，共涉及2 128例患兒;其中縮短術前禁食禁飲時間的患兒有1 096例，采用傳統(tǒng)禁食禁飲時間的患兒有1 032例。所有納入研究均描述了研究患兒的性別、年齡、疾病、術前禁食禁飲時間方案、麻醉方式以及評價指標等，各試驗組間的基線情況均具可比性。各納入研究的基本特征，見表1。

2.3 納入研究的文獻質量評價

嚴格依照Jadad評分標準來評價納入研究。本研究納入的8篇文獻都為臨床隨機對照實驗，除劉惠蓉2006［8］的研究外納入文獻都提及了分組方法，但所有納入研究都未報告盲法的實施情況、退出描述。所有納入研究的文獻質量評價，如表2所示。

2.4 Meta分析

2.4.1 縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前口渴發(fā)生率的影響 納入的8個研究中有5個研究［7－9，13－14］(共包括 1 459 例患兒，其中縮短術前禁食禁飲時間的患兒有757例，采用傳統(tǒng)禁食禁飲時間的患兒有702例)使用口渴發(fā)生率作為評價指標;提取這些數據進行異質性檢驗，提示各研究結果間無統(tǒng)計學異質性(P=0.35)。因此，采用固定效應模型進行Meta分析;結果顯示，縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前口渴發(fā)生率的合并效應統(tǒng)計量 RR 和 95%CI為 0.22(0.18，0.26);其差異具有統(tǒng)計學意義(Z=15.46，P ＜0.000 01)，提示縮短擇期手術術前禁食禁飲時間能降低患兒術前口渴的發(fā)生率。結果見圖2。

2.4.2 縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前饑餓發(fā)生率的影響 有 7 個研究［7－10，12－14］報告了縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前饑餓發(fā)生率，一共包括1 922例患兒，其中縮短術前禁食禁飲時間的患兒有993例，采用傳統(tǒng)禁食禁飲時間的患兒有929例。異質性檢驗結果顯示，各研究結果間無統(tǒng)計學異質性(P=0.18);異質性定量分析I2=33%，提示存在中度異質性;因此，采用隨機效應模型進行Meta分析。Meta分析結果顯示，縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前饑餓發(fā)生率的合并效應統(tǒng)計量 RR和95%CI為0.17(0.12，0.23);其差異具有統(tǒng)計學意義(Z=10.46，P＜0.000 01)，提示縮短擇期手術術前禁食禁飲時間能降低患兒術前饑餓的發(fā)生率。結果如圖3所示。

2.4.3 縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前煩躁發(fā)生率的影響 如圖4所示，納入的8個研究中有6個研究［7－12］使用了煩躁發(fā)生率作為評價指標，共包括1 264例患兒，其中縮短術前禁食禁飲時間的患兒有647例，采用傳統(tǒng)禁食禁飲時間的患兒有617例。異質性檢驗結果顯示，各研究結果間無統(tǒng)計學異質性(P=0.14);異質性定量分析I2=40%，提示存在中度異質性;因此，采用隨機效應模型進行Meta分析。Meta分析結果顯示，縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前煩躁發(fā)生率的合并效應統(tǒng)計量 RR 和 95%CI為 0.14(0.07，0.28);其差異具有統(tǒng)計學意義(Z=5.54，P ＜0.01)，提示縮短擇期手術術前禁食禁飲時間能降低患兒術前煩躁的發(fā)生率。

2.4.4 縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前哭鬧發(fā)生率的影響 圖5所示，有3個研究［10，12，14］報告了患兒哭鬧的發(fā)生率，共包括 1 019例，其中縮短術前禁食禁飲時間的患兒有528例，采用傳統(tǒng)禁食禁飲時間的患兒有491例。異質性檢驗結果顯示，各研究結果間無統(tǒng)計學異質性(P=0.74);因此，采用固定效應模型進行Meta分析。Meta分析結果顯示，縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前哭鬧發(fā)生率的合并效應統(tǒng)計量RR和95%CI為0.23(0.17，0.32);其差異具有統(tǒng)計學意義(Z=9.06，P ＜0.01)，提示縮短擇期手術術前禁食禁飲時間能降低患兒術前哭鬧的發(fā)生率。

2.4.5 敏感性分析 在納入的8個研究中，彭湘粵2011［9］報道的病例數太少，共32例;因此，排除該研究后進行meta分析，其術前口渴發(fā)生率的合并效應統(tǒng)計量 RR 和 95%CI為 0.22(0.18，0.27);術前饑餓發(fā)生率的合并效應統(tǒng)計量RR和95%CI為0.18(0.12，0.25);術前煩躁發(fā)生率的合并效應統(tǒng)計量RR 和 95%CI為 0.11(0.05，0.24);與前述結果具有一致性，這說明本評價結果穩(wěn)定。

2.4.6 發(fā)表偏倚分析 當meta分析的納入研究在10個及以上時才采用漏斗圖來分析可能的發(fā)表偏倚;否則不予分析。本meta分析納入研究數量少，僅8個，故未采用漏斗圖分析發(fā)表偏倚。

表1 納入研究的基本特征

表2 納入研究的方法學質量評價

圖2 縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前口渴發(fā)生率影響的meta分析

圖3 縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前饑餓發(fā)生率影響的meta分析

圖4 縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前煩躁發(fā)生率影響的meta分析

圖5 縮短擇期手術患兒術前禁食禁飲時間對術前苦惱發(fā)生率影響的meta分析

3 討論

目前，臨床外科手術前規(guī)定，擇期手術患兒術前禁食6～8 h，禁飲4 h作為預防術中返流誤吸的重要措施已沿用數十年［16］。但近年來的臨床調查發(fā)現［1－3］，大部分擇期手患兒術前出現了口渴、饑餓、煩躁、哭鬧的不良反應;患兒的口渴、饑餓可使交感神經興奮，使患兒產生緊張、焦慮情緒;患兒哭鬧則會吞入大量空氣到胃里，胃內壓增高，使麻醉后返流和誤吸的概率增加。而且，由于小兒代謝旺盛，體液喪失較快，長時間禁食禁飲還會增加患兒發(fā)生脫水、低血糖的危險，更甚者使手術延期。因此，長時間的禁食禁飲是否適合擇期手術患兒已遭到了越來越多的質疑。為了既不增加麻醉的風險，又能使患兒在術前處于良好的身體狀態(tài)下接受手術治療，我們需要尋找合理的禁食禁飲時間;本研究采用Meta分析方法對縮短擇期手術術前禁食禁飲時間對患兒術前狀況影響的進行分析，為探索新的禁食禁飲方案提供依據。

本研究最終納入了8個臨床隨機對照研究，除劉惠蓉等［8］2006年的研究外所有納入文獻都提及了分組方法，但都是僅提及“隨機分配”字樣而未描述采用的隨機方法;且所有納入研究都沒有報告盲法的實施情況;只有兩篇文獻［13－14］報告了分配隱藏方法;而且，所有納入文獻均沒對失訪和退出做意向性分析。因此，本研究中所有納入研究的文獻質量低，且在實施偏倚和測量偏倚的可能性較大，其可信度低。此外，由于納入研究的饑餓、煩躁的樣本間存在中度異質性，可能會影響結果的真實性。

本研究meta分析結果顯示縮短擇期手術術前禁食禁飲時間對患兒術前出現口渴、饑餓、煩躁、哭鬧機率的合并效應統(tǒng)計量RR和95%CI分別為0.22(0.18，0.26)、0.17(0.12，0.23)、0.14(0.07，0.28)、0.23(0.17，0.32)，P ＜0.01;且，敏感性分析結果顯示與前述結果具有一致性，這說明本評價結果穩(wěn)定。

當前研究結果顯示，縮短擇期手術術前禁食禁飲時間能降低患兒術前出現口渴、饑餓、煩躁、哭鬧的情況，建議臨床推廣使用。但是，由于本研究納入研究對象包括了嬰兒和兒童，其禁食禁飲時間沒有完全一致;納入的擇期手術范圍有限;納入的RCT研究較少、文獻質量不高;且只納入了中文研究文獻。故上述結論尚需要進一步開展大樣本、高質量的隨機雙盲對照試驗加以證實。

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