2 贵州医科大学附属医院急诊科,贵阳 550004
道路交通事故以及高坠伤中大约20%~25%的患者因胸部创伤直接死亡[1]。胸部创伤常常伴随着其他脏器的损伤如心、脑等; 这也增加患者的死亡风险。目前国内外大多数关于胸部创伤死亡危险因素的相关研究对象主要是儿童、老年人或特定胸部损伤患者, 故得到的死亡危险因素等影响有一定差异[2-4]。本研究对国内外有关胸部创伤死亡危险因素的病例进行系统性评价和Meta分析, 为胸部创伤患者风险评估提供客观依据, 提高胸部创伤临床治愈率。
1 资料与方法 1.1 检索方法过检索中国生物医学数据库、中国知网、维普、万方、PubMed、EMbase、The Cochrane Library等7个数据库, 收集2000年1月至2017年10月国内外公开发表的胸部创伤死亡危险因素相关研究的文献。检索词为胸部创伤、胸部损伤、严重胸部创伤、重症胸部创伤、死亡因素、thoracic injury、Risk factor。检索语言为中文、英文。
1.2 纳入标准① 2000年至2017年国内外公开发表胸部创伤相关研究文献, 临床研究既可以来自多中心, 也可来自单中心; ②文章要求是中文和英文; ③文章内包含此次Meta分析研究的相关死亡危险因素(年龄、ISS评分、GCS评分、RTS评分、胸部AIS评分、血气胸、基础疾病、心脏损伤、腹部损伤、脑损伤、休克、肋骨骨折数、肺挫伤、连枷胸); ④文献中囊括病例数量≥ 100。
1.3 排除标准① 剔除单纯描述性文献或数据有矛盾的文献; ②文献囊括病例数量小于100;③若两篇文献报道的数据库有重合, 那么剔除纳入指标量少或纳入病例少的文献; ④排除非英文和中文文献, 排除未予以对死亡患者与生存患者做对比的文献。
1.4 文献筛查根据题目和摘要对文章进行初筛, 不符合纳入标准的文献予以剔除。若初筛无法明确是否纳入, 则对全文进行第2次筛选。由2名研究人员独立地对文献进行筛选, 然后进行交叉核对, 若存在分歧, 则通过共同讨论或参考第3人意见达成一致。
1.5 数据提取和质量评价由两位评价员独立提取文章相关数据, 如遇意见不统一时双方讨论解决或由第3名评价员判断, 缺乏的资料尽量与作者联系予以补充。按如下预先设计的预变量表格进行资料提取, 并从纳入的合格文献中, 提取Meta分析中所需的基本信息:作者、文章发表的年份和研究的时间段; 提取Meta分析中所需研究的相关危险因素(年龄、ISS评分、GCS评分、RTS评分、胸部AIS评分、血气胸、基础疾病、心脏损伤、腹部损伤、脑损伤、休克、肋骨骨折数、肺挫伤、连枷胸)。
纳入研究的方法学质量采用OQAQ量表进行评价, 前9个条目可以评为充分(报告并正确使用)和不充分(没有报告或不正确), 最后一个条目是对整个文献质量进行打分, 评价者根据前面9个问题的情况给1~7分; 1分代表该系统评价不符合标准, 7分代表该系统评价符合标准。
1.6 统计学方法危险因素相关数据的统计分析采用Rev Man 5.0软件包, 其他相关计算统一使用Excel 2003。对最后入选的文章数据先进行异质性检验或齐性检验的Q统计量检验法, 若Q统计量检验的P > 0.05, 则可判定数据间呈同质性, 说明各项研究的一致性较好, 采用固定效应模型进行分析, 计算其OR值或SMD值及95%CI, 并做出森林图; 若异质性检验P < 0.05, 判定这些研究间存在异质性, 说明各研究间一致性较差, 选用随机效应模型进行分析, 计算OR值或SMD值, 同样以95%CI表示, 列森林图。危险因素中的连续性变量计算合并标准均数差(Standardized mean difference, SMD)及95%可信区间(CI), 二分类变量则计算合并暴露比值比(Odds ratio, OR)以及95%CI。发表偏倚分析:采用倒漏斗图大致判断发表偏倚。敏感性分析:采用固定效应模型分析的结果与随机效应模型分析的结果比较, 如果一致, 表明结果稳定。
2 结果 2.1 检索结果检索结果 经国内外数据库检索, 初检获得5 809篇文献, 其中维普9篇, 中国知网28篇, 万方74篇, CBM 17篇, PubMed 4 178篇、EMbase 1 310篇、The Cochrane Library 193篇, 按照纳入排除标准进行全面筛选和评价后, 最终纳入22篇文献, 均为病例对照研究, 纳入文献基本特征见图 1, 表 1。
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图 1 胸部创伤死亡因素Meta分析文献检索路线图 |
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序号 | 纳人研究 | 年份 | 样本量 | 研究地点 | 纳人危险因素 |
1 | 刘建平[17] | 2014 | 880 | 四川 | A、B、C、D、E、F、I、K |
2 | Serife Tuba Liman[18] | 2003 | 1 490 | 土耳其 | A、B、J |
3 | §adiye EMIRCAN[16] | 2011 | 371 | 土耳其 | A、B、E、G、H、I、K |
4 | Essa M AlEassa[19] | 2013 | 474 | 阿拉伯 | A、B、E、H、L |
5 | David T[20] | 2010 | 1 621 | 英格兰 | A、B、J、F、L |
6 | Frank Cheau-Feng Lin[14] | 2015 | 1 621 | 中国台湾 | J |
7 | Stephan Huber[15] | 2014 | 22 613 | 德国 | A |
8 | Shu-Hui Wang[21] | 2007 | 127 | 中国台湾 | A、B、C、D、E、G、H、L |
9 | Yung-Chang Lien[22] | 2009 | 18 856 | 中国台湾 | A、C、D、E、J |
10 | 龚顺松[23] | 2016 | 112 | 中国湖北 | A、B、E、F |
11 | 顾剑峰[24] | 2013 | 250 | 中国江苏 | A、B、D、E、G、H |
12 | 李可可[25] | 2008 | 687 | 中国福建 | B、H、K、L |
13 | 刘云[13] | 2013 | 777 | 中国重庆 | A、B、D、E、G、H、L |
14 | 李苏瑜[26] | 2009 | 478 | 中国重庆 | A、B、D、E、F、I |
15 | 王光军[27] | 2005 | 322 | 中国山西 | A、B |
16 | 周楠[28] | 2005 | 462 | 中国四川 | A、B、K |
17 | 武忠[29] | 2001 | 456 | 中国四川 | A、B、H、L、K |
18 | 万亚红[30] | 2001 | 127 | 中国四川 | A、B、H、K、L |
19 | 梁贵有[31] | 2003 | 1 018 | 中国四川 | A、B、K |
20 | 刘达兴[32] | 2008 | 208 | 中国贵州 | K |
21 | 王改非[33] | 2003 | 381 | 中国河南 | B、G |
22 | 堵建岗[34] | 2010 | 354 | 中国绍兴 | A、B、E、F、G |
注:A:年龄;B:ISS评分;C:连枷胸;D:血气胸;E:复合伤;F:基础疾病;G:休克;H:GCS评分;I:肺挫伤;J:肋骨骨折数;K:RTS评分;L:胸部AIS评分 |
有13篇文献报道年龄在胸部创伤中的影响, 其中7篇文献中年龄为二分类变量, 另外6篇文献中年龄为连续型变量。二分类变量7篇文献中各研究间异质性较大(P=0.005), 采用随机效应模型分析, 年龄大于60岁对胸部创伤患者病死率的影响差异有统计学意义(Z=4.84, OR=0.22, 95%CI 0.12~0.41, P < 0.01);连续型变量6篇文献中各研究间异质性较小(P=0.3), 采用固定效应模型分析, 年龄对胸部创伤患者病死率影响差异有统计学意(Z=2.19, MD=-1.74, 95%CI -3.31~-0.18, P=0.03)。见图 2-3。
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图 2 年龄大于60岁对胸部创伤的影响 |
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图 3 年龄对胸部创伤的影响 |
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有16篇文献报道ISS评分在胸部创伤中的影响, 其中8篇文献中ISS评分为二分类变量, 另外8篇文献中ISS评分为连续型变量。二分类变量8篇文献中各研究间异质性较大(P=0.01), 采用随机效应模型分析, ISS评分大于16分对胸部创伤患者病死率的影响差异有统计学意义(Z=7.27, OR=0.1, 95%CI 0.06~0.19, P < 0.01);连续型变量8篇文献中各研究间异质性大(P < 0.00001), 采用随机效应模型分析, ISS评分对胸部创伤患者病死率影响差异有统计学意(Z=5.00, MD=-13.09, 95%CI -18.23~-7.96, P < 0.00001)见图 4-5。
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图 4 ISS评分大于16分对胸部创伤的影响 |
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图 5 ISS评分对胸部创伤的影响 |
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有5篇文献报道胸部AIS评分在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性大(P < 0.01), 采用随机效应模型分析, 胸部AIS评分对胸部创伤患者病死率影响差异有统计学意(Z=3.11, MD=-0.78, 95%CI -1.27~-0.29, P=0.002)。见图 6。
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图 6 胸部AIS评分对胸部创伤的影响 |
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有5篇文献报道GCS评分在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性大(P < 0.00001), 采用随机效应模型分析, GCS评分对胸部创伤患者病死率影响差异有统计学意(Z=5.42, MD=5.51, 95%CI 3.52~7.50, P < 0.01)。见图 7。
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图 7 GCS评分对胸部创伤的影响 |
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有5篇文献报道RTS评分在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性大(P < 0.01), 采用随机效应模型分析, RTS评分对胸部创伤患者病死率影响差异有统计学意(Z=2.87, MD=1.86, 95%CI 0.59~3.13, P=0.004).见图 8。
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图 8 RTS评分对胸部创伤的影响 |
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有6篇文献报道休克在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性较好(P=0.05), 采用固定效应模型分析, 休克对胸部创伤患者病死率的影响差异有统计学意义(Z=11.06, OR=0.15, 95%CI 0.11~0.21, P < 0.01)。见图 9。
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图 9 休克对胸部创伤的影响 |
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有3篇文献报道连枷胸在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性较大(P=0.001), 采用随机效应模型分析, 连枷胸对胸部创伤患者病死率的影响差异无统计学意义(Z=1.38, OR=0.30, 95%CI 0.06~1.65, P=0.17)。
2.2.8 肺挫伤有3篇文献报道肺挫伤在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性较大(P=0.002), 采用随机效应模型分析, 肺挫伤对胸部创伤患者病死率的影响差异有统计学意义(Z=2.67, OR=0.27, 95%CI 0.10~0.70, P=0.008)。
2.2.9 血气胸有5篇文献报道血气胸在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性较大(P < 0.00001), 采用随机效应模型分析, 血气胸对胸部创伤患者病死率的影响差异无统计学意义(Z=0.85, OR=0.72, 95%CI 0.33~1.54, P=0.39)。见图 10。
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图 10 血气胸对胸部创伤的影响 |
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有4篇文献报道受伤前有基础疾病在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性较大(P < 0.01), 采用随机效应模型分析, 伤前基础疾病对胸部创伤患者病死率的影响差异有统计学意义(Z=3.22, OR=0.13, 95%CI 0.04~0.44, P=0.001)。见图 11。
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图 11 伤前基础疾病对胸部创伤的影响 |
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有8篇文献报道心脏损伤在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性较大(P < 0.00001), 采用随机效应模型分析, 心脏损伤对胸部创伤患者病死率的影响差异有统计学意义(Z=5.02, OR=0.11, 95%CI 0.05~0.27, P< 0.01)。见图 12。
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图 12 心脏损伤对胸部创伤的影响 |
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有5篇文献报道腹部损伤在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性较好(P=0.14), 采用固定效应模型分析, 腹部损伤对胸部创伤患者病死率的影响差异有统计学意义(Z=6.80, OR=0.30, 95%CI 0.21~0.42, P < 0.01)。
2.2.13 脑损伤有5篇文献报道脑损伤在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性好(P=0.98), 采用固定效应模型分析, 脑损伤对胸部创伤患者病死率的影响差异有统计学意义(Z=16.13, OR=0.23, 95%CI 0.19~0.28, P < 0.01)。
2.2.14 肋骨骨折数有3篇文献报道肋骨骨折数在胸部创伤中的影响, 各研究间异质性较大(P=0.02), 采用随机效应模型分析, 肋骨骨折数对胸部创伤患者病死率的影响差异无统计学意义(Z=1.85, OR=2.31, 95%CI 0.95~5.62, P=0.06)。
3 讨论胸部创伤即胸部受到迅猛钝性撞击所致的损伤。当前胸部创伤受伤因素主要为车祸伤, 其发生率约70%~80%[5]。胸部损伤常常伴随着其他部位的损伤; 伴有严重胸部创伤的多发伤患者病死率达到25%。许多文献研究胸部创伤患者死亡的危险因素, 但在每个研究中这些影响因素的结果都不同。近年来, 关于胸部创伤与休克、ISS评分、年龄等相关文献日益增多, 但大多数针对于少许指标的研究, 且样本量较小, 本研究为进一步明确胸部创伤患者的死亡危险因素, 纳入2000年1月至2017年10月国内外公开发表的22篇病例对照研究。对胸部创伤死亡危险因素进行Meta分析。
许多研究发现年龄与胸部创伤病死率相关, 随年龄增加, 胸部创伤患者死亡危险也随之增加, 但具体多少岁以上会增加胸部创伤死亡风险仍然不知。而本研究显示, 年龄是胸部创伤死亡的重要危险因素, 年龄大于60以上, 胸部创伤患者死亡风险则相应增加, 这与Liman等研究报道相一致[6]。老年胸部创伤患者病死率比青中年患者病死率高, 考虑与患者生理储备机能下降以及合并其他基础疾病相关。而此次研究还发现患者伤前是否存在基础疾病对胸部创伤死亡影响有统计学意义。有研究发现存在基础疾病的胸部创伤患者在50岁以上或65岁以上死亡风险将增加[7-8]。
ISS评分、RTS评分、AIS评分以及GCS评分都用与伤员的分类、指导治疗、判断预后以及评估疗效等, 目前医院内对伤情严重程度的评估多采用ISS评分, 本研究发现发现ISS评分对胸部创伤病死率有影响, 且随着ISS评分的增加, 患者死亡风险将增加。国外将ISS评分大于16分时考虑为重伤[9], 但随着医学技术发展, 国内学者认为ISS评分大于20才是重伤的诊断标准[10]。也有学者指出因ISS评分本身不能反应多脏器损伤情况和患者自身因素对伤情影响等, 故ISS评分大于20并非为影响胸部创伤患者死亡的因素[11]。Baker等[12]在1974年发现创伤伤员病情与AIS值密切相关, 而此次研究分析发现胸部AIS值对胸部创伤病死率有影响。胸部AIS值大于4是严重胸部创伤死亡的独立危险因素[13]。RTS评分和GCS评分对胸部创伤患者预后有着重要影响, 且其评分越低, 患者的预后越差。
发生胸部创伤的患者常常合并其他部位的损伤或出现休克、血气胸、连枷胸、肋骨骨折等。我们发现休克是胸部创伤死亡的独立危险因素。休克的出现常常由于心脏或腹腔脏器受损导致失血量过多或因心脏损伤心脏压塞造成。研究发现心脏、腹部以及脑损伤对胸部创伤患者死亡有影响。但有趣的是, 此次研究发现胸部创伤死亡危险因素与肋骨骨折数、血气胸、连枷胸无明显相关, 这与国内外许多研究结果相反[14-16]。
虽然进行检索全面, 但此次Meta分析仍有不足。研究危险因素最好采用前瞻性队列研究, 其次才是病例对照研究, 而本研究纳入的文献均为非随机对照病例-对照研究, 不可避免会受到多种偏倚的影响。本研究纳入22个病例-对照研究, 发现各研究间存在较大异质性, 主要可能有以下原因:1.所调查的人群、时间及样本量大小不同; 2.不同区域的经济、文化差异对本研究的结果有一定影响。例如针对年龄因素进行区域亚组分型发现, 去除国外研究, 异质性明显降低。此外一些亚组纳入文献数量较少, 在一定程度上影响结果的解释, 或因信息不全, 对于危险因素未能实施亚组分析。本研究的目的主要是研究胸部创伤的死亡危险因素, 故未进行meta回归分析探索异质性来源。
综上所述, 年龄、ISS评分、胸部AIS评分、GCS评分、RTS评分、休克、肺挫伤、心脑腹部损伤以及创伤前有基础疾病等皆对胸部创伤死亡影响有统计学意义, 其中年龄、GCS评分、ISS评分以及RTS评分是胸部创伤死亡的重要危险因素, 而血气胸、连枷胸、肋骨骨折数则与胸部创伤死亡无明显关系。
利益冲突 所有作者均声明不存在利益冲突
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