紅外耳溫計測量老年人體溫準確性的Meta分析

趙麗群，李映蘭

(1. 中南大學湘雅護理學院，湖南 長沙 410013； 2. 中南大學湘雅醫院人力資源部，湖南 長沙 410008)

住院患者中，溫度測量有助于疾病的診斷，尤其是感染性疾病。老年患者感染發病率和病死率均較高[1]，大多數老年患者感染時會有發熱癥狀[2]，準確獲取體溫，并評估是否發熱及發熱程度至關重要。目前國內醫院測量患者體溫主要采用水銀體溫計，但水銀體溫計對患者配合度要求較高，存在測量時間長，易破碎致汞中毒等不安全因素。汞在常溫下，即可蒸發，形成汞蒸氣，通過呼吸道、皮膚或消化道等不同途徑吸收入機體，對大腦、血液、肌肉均可產生致命影響[3]。體溫計是傳播溶血性鏈球菌的工具[4]，重復使用可導致金黃色葡萄球菌醫院感染暴發[5]，多重耐藥陰溝腸桿菌新生兒感染與溫度計消毒不嚴有關[6]。紅外耳溫計是目前普遍用于測量體溫的一種替代工具，其基本原理是一種能接收人體發出的電磁頻譜紅外區域內的輻射探測器[7-8]，紅外輻射的主要來源是熱量或熱能(輻射)，一切溫度在絕對零度(-273.15℃)以上[9]的物體都會發出紅外輻射。與傳統的測溫方法相比，紅外耳溫法使用方便，測量快速、安全，無黏膜接觸[10]，可降低醫務人員在患者直腸測溫過程中接觸傳染病的風險[11]，以及減少因反復使用或消毒不嚴導致的相關感染。然而，紅外耳溫計測量的準確性仍然是一個主要問題，目前尚無研究者對紅外耳溫計測量老年人體溫準確性的系統分析。因此，對老年人耳溫與參考溫度測量精度進行系統Meta分析，為耳溫在臨床的使用以及紅外耳溫計的推廣提供參考依據。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索 檢索PubMed、Cochrane圖書館、Embase、中國期刊全文數據庫(CNKI)、維普中文科技期刊數據庫以及萬方數據庫的電子數據庫，正在進行的研究通過ClinicalTrials.gov進行搜索。英文檢索式為：(1)以“older”“older patients”“older inpatients”“thermometers”“temperature”“thermometry”為檢索關鍵詞，中間以“OR”相連；(2)以“ear”“Ear-External”“Tympanic-Membrane”“auditory”為檢索關鍵詞，中間以“OR”相連，以(1)AND(2)為英文檢索結果。中文檢索式為：(1)以“老年患者”“老年人”為檢索關鍵詞，中間以“或者”相連；(2)以“溫度”“溫度計”“發燒”“耳溫計”“體溫”“測溫”“耳”“耳外”“鼓膜”“聽覺”為檢索關鍵詞，中間以“或者”相連，以(1)AND(2)為中文檢索結果。檢索時間為1988—2019年。

1.2 納入和排除標準 納入標準：(1)設計良好的自身對照研究；(2)耳溫測量與腋溫測量的比較；(3)提供平均差和標準差的數據；(4)操作方法描述具體；(5)有足夠信息可以進行Meta分析。排除標準：(1)非人類研究；(2)信函或會議摘要；(3)數據不足，設計不嚴謹的研究；(4)英語、中文以外的其他語種文獻。

1.3 質量評估 三位審核人獨立閱讀所有篩選文獻的題目和摘要。刪除明顯不相關的文獻，檢索可能有關的文獻全文，并根據納入標準進行評估，分歧以協商一致的方式解決。根據納入和排除標準獨立評價初步篩選的文獻，根據改良Jadad評分對納入文獻的質量進行評價，1～3分為低質量，4～7分為高質量。

1.4 數據提取 如符合篩選條件的文獻未提供數據結果，與作者聯系請求提供耳、直腸測溫差或原始數據的均值和標準差。如文獻數據的均值或標準差缺失時，則使用均值和范圍或95%置信區間(CI)估計均值和標準差、或相關系數、以及各測量溫度點的均值和標準差。提取納入研究的相關信息，包括試驗基本情況、試驗對象基線情況、試驗方法、試驗分組及各組研究數據。

1.5 統計方法 應用Rev Man 5.2軟件進行統計分析。先對各篩選的文獻提取結果進行異質性檢驗，采用聯合定性檢測的Q檢驗法和定量檢測的P檢驗法，Q檢驗法以P<0.1為有異質性。當同時滿足P>0.1和I2<40%時，采用固定效應模型；反之，則采用隨機效應模型[12]。本研究采用加權均數差(WMD)為效應指標，其95%CI表示合并效應的大小[12]。采用逐個剔除的方式進行敏感性分析，應用STATA 12.0軟件Begg’s和Egger’s檢驗進行發表偏倚評估。

2 結果

2.1 檢索結果及納入文獻質量評價 共檢索到31 683篇文獻，其中PubMed 3 350篇文獻，Cochrane圖書館893篇，Embase 6 320篇，ClinicalTrials.gov 3 696篇， CNKI 13 728篇，萬方數據庫3 322篇，維普中文科技期刊數據庫374篇。嚴格按照納入和排除標準，進行一層一層地篩查后，最終篩選出8篇[13-20]文獻進行Meta分析。見圖1、表1。對納入的8篇文獻進行質量評價，結果為：(1)3篇文獻[13-15]有納入與排除標準，其余5篇文獻[16-20]未提及納入與排除標準；(2)8篇文獻[13-20]均未采用盲法研究；(3)4篇文獻[13-14，16，20]僅有正常組耳溫與腋溫數據的比較，1篇文獻[15]僅有發熱組耳溫與腋溫數據的比較，3篇文獻[17-19]均有體溫正常組和發熱組體溫的均數和標準差；5篇文獻[13,15-17,20]比較了左耳與右耳耳溫的數據。

2.2 Meta分析結果

2.2.1 耳溫與腋溫比較 (1)體溫正常組：7篇文獻[13-14,16-20]比較體溫正常者的耳溫和腋溫，研究患者數紅外線耳溫計組1 149例和水銀體溫計組963例。經異質性檢驗，各文獻之間存在異質性(I2=96%，P<0.0001)，故采用隨機效應模型進行分析，分析結果顯示體溫正常組耳溫與腋溫差異無統計學意義(WMD=0.13，95%CI：-0.05～0.32，Z=1.44，P=0.15)。見圖2。(2) 發熱組：4篇文獻[15,17-19]比較發熱患者的耳溫與腋溫，研究患者數紅外線耳溫計組621例和水銀體溫計組491例。經異質性檢驗，各文獻之間存在異質性(I2=100%，P<0.001)，故采用隨機效應模型進行分析，分析結果顯示發熱組耳溫與腋溫差異無統計學意義(WMD=1.00，95%CI：-0.08～2.09，Z=1.81，P=0.07)。見圖3。

圖1 紅外耳溫計測量老年人體溫準確性Meta分析文獻檢索流程及結果

表1 紅外耳溫計測量老年人體溫準確性Meta分析納入文獻基本特征及Jadad評分結果

圖2 體溫正常組患者耳溫與腋溫比較Meta分析結果

圖3 發熱組患者耳溫與腋溫比較Meta分析結果

2.2.2 左耳與右耳耳溫比較 5篇文獻[13,15-17,20]比較了研究對象左耳與右耳的耳溫，研究患者數紅外線耳溫計組491例和水銀體溫計組491例。經異質性檢驗，各文獻之間不存在異質性(I2=14%，P=0.32)，故采用固定效應模型進行分析，分析結果顯示耳溫計測得的左耳和右耳耳溫差異無統計學意義[(WMD=0.01，95%CI：-0.03～0.05)，Z=0.50，P=0.62],見圖4。

圖4 患者左耳與右耳耳溫比較Meta分析結果

2.3 敏感性分析

2.3.1 耳溫與腋溫比較 (1)體溫正常組：由于研究間存在較大的異質性，采用隨機逐個剔除的方式進行敏感性分析，找出異質性的來源并驗證Meta分析結果是否穩定。體溫正常組患者耳溫與腋溫敏感度分析結果顯示，每個分組的WMD95%CI都包括0(P>0.05)差異無統計學意義，說明Meta分析結果穩定，沒有異質性。見表2。(2)發熱組：發熱組耳溫和腋溫敏感度分析結果顯示，4個分組中3個分組的WMD95%CI都包括0(P>0.05)差異無統計學意義，說明Meta分析結果穩定，異質性可能來源于夏鯨等[19]研究。見表3。

表2 體溫正常組患者耳溫與腋溫比較敏感度分析結果

表3 發熱組患者耳溫與腋溫比較敏感度分析結果

2.3.2 左耳與右耳耳溫比較 發熱組耳溫和腋溫敏感度分析結果顯示，每個分組的WMD95%CI都包括0(P>0.05)差異無統計學意義，說明Meta分析結果穩定。見表4。

表4 左耳與右耳耳溫比較敏感度分析結果

2.4 發表偏倚

2.4.1 耳溫與腋溫比較 (1)體溫正常組：對體溫正常組納入的7個研究[13-14,16-20]進行Begg’s及Egger’s檢驗，未發現發表偏倚，Begg’s檢驗Pr>|z|=0.133，Egger’s檢驗P=0.299。(2)發熱組：對發熱組納入的4個研究[15,17-19]進行Begg’s及Egger’s檢驗，Begg’s檢驗未發現發表偏倚，Begg’s檢驗Pr>|z|=0.089。Egger’s檢驗發現有發表偏倚，Egger’s檢驗P=0.018，Egger’s檢驗較Begg’s檢驗敏感。

2.4.2 左耳與右耳耳溫比較 對左耳與右耳耳溫比較納入的5個研究[13,15-17,20]進行Begg’s及Egger’s檢驗，未發現發表偏倚，Begg’s檢驗Pr>|z|=0.806，Egger’s檢驗P=0.376。

3 討論

腋窩式水銀溫度計是常用的溫度計，對于高齡老年患者(年齡>65 歲)，由于消瘦、強迫體位以及長期臥床等原因，可能影響體溫測量結果[20]，肌肉或皮膚褶皺的減少也可能導致溫度計的錯位[21]。因此，需要一名護士以確保水銀體溫計在患者腋窩的正確位置，且在固定位置至少持續8 min[22]。通過直腸測量體溫，除了直腸穿孔的潛在風險外，如未進行適當消毒，還可經接觸途徑傳播傳染病[23]。測量耳溫僅需3 s，且紅外耳溫計采用一次性無菌探頭套，即用即拋，避免了交叉感染，同時節省水銀體溫計使用的消毒劑，節省消毒時間，降低護士工作量[24-25]。紅外耳溫計對患者和護士均更簡便、安全。

本研究結果顯示，紅外耳溫度計與水銀溫度計體溫測量結果差異雖無統計學意義，但體溫正常組和發熱組患者耳溫合并效應高于水銀溫度計，7篇文獻的Meta分析中，體溫正常組患者鼓膜溫度與腋窩溫度的平均差值為0.13(95%CI為-0.05～0.32)℃，發熱組患者鼓膜溫度與腋窩溫度的平均差值為1.00(95%CI為-0.08～2.09)℃，說明測量耳溫比腋溫更靈敏些，更能反映人體體溫。與陳懷玉[12]Meta分析結果類似，該Meta分析中10篇中文文獻將所有年齡階段的人作為研究對象，體溫正常組患者耳溫與腋溫的差值為0.14(95%CI為-0.01～0.29)℃，但耳溫與腋溫比較差異無統計學意義；發熱組患者耳溫與腋溫的差值為0.29(95%CI為0.12～0.46)℃，耳溫和腋溫之間差異有統計學意義。紅外耳溫計分別測量左耳和右耳耳溫，差異無統計學意義，用紅外耳溫計測量左耳和右耳都能較好地反映人體體溫。鼓膜穿孔、中耳炎、中耳積液和通氣管放置等情況均不會影響耳溫測量值[26-27]。紅外耳溫計精確性良好，可作為確定初始溫度的最佳篩選工具，特別是在兒科，紅外耳溫計具有與水銀溫度計基本相同的準確性，但在溫度測量的方便性以及患兒測量的依從性、安全性方面更具有優勢[28]。

本研究使用了系統的搜索策略，但是可能沒有涉及到所有相關的未發表的文獻。本研究的主要不足之處是缺乏隨機對照試驗。雖然大多數橫斷面研究似乎是穩定的，但選擇偏倚的風險仍然存在，因為不同的研究采用不同的選擇標準，有可能是護士或醫生的偏好和經驗決定了參與研究的老年人的體溫測量。但Meta分析可以評估大量數據，并增強解決實際問題的能力。