國內急危重癥患者院內預警分級轉運效果的Meta分析

劉佳惠 熊鈺

(1.湖南師范大學醫學院,湖南 長沙 410013；2.湖南師范大學附屬第二醫院 中國人民解放軍聯勤保障部隊第921醫院，湖南 長沙 410003)

隨著醫療水平和診療制度的不斷改善，院內轉運成為急危重癥患者救治過程中的重要環節，對患者的預后與轉歸產生影響[1]。據報告，院內轉運不良事件發生率可高達80%[2]，成為各大醫療機構關注的患者安全問題之一[3]。為保障院內轉運中患者的安全，國外學者Subbe等[4]提出了預警分級管理方案，我國專家組依據急診危重癥患者的特點，總結目前院內轉運的臨床實踐，制定了急診危重癥患者院內標準化分級轉運方案[5]。以上方案均根據患者病情及臨床實踐等情況進行預警分級，將“人-物-流程”各環節進行有機配合[6]，能有效彌補常規轉運流程不規范、物品準備不充分、人員設備不足[7]等缺陷，并將醫院資源進行合理配置，全面保證患者的轉運安全。雖然近年來，分級轉運模式已在各級醫院得到普遍應用，但關于其臨床效果的系統評價卻鮮有報告。因此，本研究基于循證醫學研究，按照系統評價的方法探討分級轉運模式的綜合應用價值，以期為我國院內分級轉運創新性發展提供循證依據。

1 資料與方法

1.1文獻納入與排除標準 納入標準：(1)研究類型:選擇公開發表運用分級轉運模式分析轉運效果的隨機對照試驗(Randomized control trial，RCT)和類實驗研究。(2)干預措施：實驗組采取分級轉運模式進行院內轉運，對照組采用傳統或常規院內轉運方式。(3)研究對象：需通過院內轉運至CT室、重癥監護室、手術室、普通病房與介入室等進行診斷性檢查或需住院治療的成年急危重癥患者。排除標準：(1)文獻屬于信件、個案報告及會議摘要等。(2)重復發表的論文。(3)基線數據不可比、無法提取完整數據的文獻與資料。

1.2文獻檢索策略 檢索數據庫包括中國生物醫學文獻數據庫(CBM)、中國知網(CNKI)、維普數據庫(VIP)、萬方數據知識服務平臺，檢索時限從建庫至2020年3月。通過多途徑搜索相關內容和總結歸納，確定最終檢索詞。檢索詞包括：(急診or急危重癥or急危重癥患者or危重癥患者or急診危重患者)AND(轉運or院內轉運or分級轉運or分級轉運模式or標準化分級模式or院內分級轉運)。

1.3文獻篩選和資料提取 根據納入與排除標準，由2名經過系統循證培訓的研究者獨立檢索、整理、閱讀和篩選并確定最終文獻，再通過提取數據進行交叉核對與匯總合并。在獨立完成評價后，2名研究人員就評價結果進行討論并達成共識，如有分歧則由第3名研究人員共同協商決定。

1.4文獻質量評價 隨機對照試驗與類實驗性研究均參考澳大利亞(Joanna briggs institutes，JBI)循證衛生保健中心制定的質量標準進行獨立評價[8]，RCT評價內容包括13個條目，類實驗性研究評價內容包括9個條目。評價者對每個評價項目做出“是” “否” “不清楚” “不適用”的判斷，并最終經過研究者討論決定該研究是納入或排除[9]。用“A”代表研究質量高，用“B”代表研究質量中等，用“C”代表研究質量低，將質量評價為“C”的研究剔除。

1.5統計學方法 采用RevMan 5.3軟件對提取資料進行數據分析。二分類變量資料選取比值比(Odds ratio，OR)和(95%CI)為分析指標，連續性變量資料選取均數差(Mean difference，MD)、標準化均數差(Standardized mean difference，SMD)及(95%CI)為分析指標。本文所納入文獻來自不同研究類型，先從臨床異質性與方法學異質性角度進行檢驗及處理，按照研究類型分成亞組進行分析。P>0.1，I2<50%表明各研究間異質性不明顯，選取固定效應模型估計合并效應量；P≤0.1，I2≥50%表明各研究間異質性明顯，選取隨機效應模型估計合并效應量。

2 結果

2.1文獻篩選流程圖 見圖1。

圖1 文獻篩選流程圖

2.2納入文獻一般資料 最終納入的16篇文獻[10-25]，總樣本量為9 371。其主要的結局指標為轉運不良事件發生率及轉運時間。10篇[11-13,15,19，21-25]文獻報告了患者疾病具體信息。所有研究均對干預方法均進行了具體描述，且有明確的結局指標。其余文獻基本特征情況，見表1和表2。

表1 納入文獻基本特征

表2 納入研究患者各系統疾病信息(T/C)(n=10)

2.3納入文獻的質量評價 12篇文獻[10-15,17,19-21,23,25]為歷史性對照研究，4篇文獻[16，18,,22,24]為隨機對照研究。16篇文獻[10-25]均描述了研究的分組方法，3篇文獻[16,22,24]未描述具體隨機分組的方法，其中1篇文獻[18]通過隨機數字表法產生。9篇文獻[11-12,14-15,18-19,21-22,25]未在干預前對結局指標實施多元化測量。16篇文獻[10-25]均比較了不同研究對象的基線情況，結果顯示基線資料均有較好的可比性。16篇文獻[10-25]納入文獻質量中等，11篇文獻[10-11,13-15,17，19-21，23,25]未提及試驗對象的脫落與失訪，4篇文獻[16,18,22,24]未提及盲法實施，故本研究可能存在偏倚風險。其次，所有文獻均應用了合理的統計學方法。

2.4Meta分析結果

2.4.1分級轉運模式對院內轉運不良事件發生率的影響 納入的16篇文獻[10-25]報告了院內轉運過程中不良事件發生情況，除劉容等[11]數據無法提取，其余15篇文獻[10,12-25]異質性結果為I2=48%，異質性較高，差異有統計學意義[OR=0.27，95%CI(0.23，0.30)，P<0.01]，分析異質性產生原因。見表3。

2.4.1.1不同不良事件來源對院內分級轉運效果的影響 根據不良事件的來源進行亞組分析，異質性結果為I2=69%，采用隨機效用模型。分別有15篇[10-18,20-25]、15篇[10-13,15-25]和14篇[10-13,15-22,24-25]研究的不良事件與病情[OR=0.32，95%CI(0.25，0.40)，P<0.01]、轉運人員[OR=0.34，95%CI(0.28，0.41)，P<0.01]與儀器藥品[OR=0.25，95%CI(0.15，0.44)，P<0.01]等相關。合并效應量有統計學意義[OR=0.30，95%CI(0.25，0.37)，P<0.01]。見圖2。

表3 國內分級轉運不良事件發生率亞組分析結果

2.4.1.2不同轉運分級標準模式對院內轉運效果的影響 根據不同分級轉運模式進行亞組分析，結果顯示：異質性I2=48%，選用隨機效用模型。有8篇[11-13,15,18,20,22,24]研究為標準化分級轉運模式[OR=0.27，95%CI(0.22，0.34)，P<0.01]；3篇[10,16,19]研究為改良早期預警模式[OR=0.08，95%CI(0.03，0.23)，P<0.01]；5篇[14,17,21,23,25]研究為預警分級轉運聯合模式[OR=0.30，95%CI(0.25，0.35)，P<0.01]，合并效應量有統計學意義[OR=0.25，95%CI(0.20，0.31)，P<0.01]。見圖2。

2.4.1.3不同干預時間點對院內轉運效果的影響 根據干預時間點進行亞組分析，結果顯示：異質性I2=48%，采用隨機效用模型。有5篇[10,12,14,20,22]研究干預時間<12個月[OR=0.24，95%CI(0.17，0.34)，P<0.01]；6篇[15-19,21]研究干預時間=12個月[OR=0.25，95%CI(0.18，0.35)，P<0.01]；4篇[13,23-25]研究干預時間>12個月[OR=0.25，95%CI(0.17，0.38)，P<0.01]。合并效應量有統計學意義[OR=0.25，95%CI(0.20，0.31)，P<0.01]。見圖2。

2.4.1.4不同地區對院內轉運效果的影響 根據不同地區進行亞組分析，結果顯示：異質性I2=48%，采用隨機效用模型。有9篇[10-11,13-14,16-17,19-20,23-24]研究為南方[OR=0.18，95%CI(0.12，0.27)，P<0.01]；6篇[12,15,18,21-22,25]研究為北方[OR=0.30，95%CI(0.25，0.36)，P<0.01]。合并效應量有統計學意義[OR=0.25，95%CI(0.20，0.31)，P=0.02]。見圖2。

2.4.2分級轉運模式對院內轉運時間的影響 納入的12篇文獻[ 11-15,18-19,21-25]報告了轉運至CT室，12篇文獻[10,12-16,18-19,22-25]報告了轉運至ICU室，11篇文獻[12-15,18-19,21-25]報告了轉運至手術室，10篇文獻[11-15,21-25]報告了轉運至普通病房，8篇文獻[11-12,15,21-25]報告了轉運至介入室。納入文獻異質性結果高，選取隨機效應模型，合并效應量有統計學意義[SMD=-1.81，95%CI(-2.10，-1.52)，P<0.01]。考慮各級醫院對分級轉運模式應用差異的臨床異質性和方法學異質性，按照不同轉運地點分成5個亞組進行分析。結果顯示，與常規院內轉運方式相比運用分級轉運模式可以減少患者轉運至CT室[SMD=-2.34，95%CI(-3.13，-1.55)，P<0.01]、ICU室[SMD=-2.26，95%CI(-2.94，-1.58)，P<0.01]、手術室[SMD=-1.84，95%CI(-2.57，-1.11)，P<0.01]、普通病房[SMD=-1.16，95%CI(-1.74，-0.58)，P<0.01]和介入室[SMD=-1.16，95%CI(-1.61，-1.70)，P<0.01]所需轉運時間(P=0.01，I2=69.9%)。見圖2。

圖2 不同特征影響對院內分級轉運效果分析

2.4.3敏感性分析和發表偏倚檢驗 圖3呈現出基礎對稱的漏斗圖，說明選入的研究有較好的代表性，偏倚性較小[26]。但頂端存在一個缺口，在進行敏感性分析逐步剔除各個研究之后發現，轉運不良事件發生率異質性減少(P<0.01，I2=17%)，通過分析得出林淑端等[19]研究是偏倚的主要原因。見圖3。

圖3 院內分級轉運發表偏倚漏斗圖

3 討論

3.1分級轉運模式對院內轉運不良事件發生率的影響 本研究結果顯示，與常規轉運相比，分級轉運能夠有效降低院內轉運不良事件的發生率。分析原因可能是分級轉運確保負責轉運的醫護人員能夠在轉運前進行預警，并全面評估患者轉運過程中存在的潛在風險；在轉運中能夠合理應對不良事件，將患者安全轉運至目標科室；在轉運后能夠及時進行轉運流程效果總結評價并發現新問題。與法國重癥監護協會[27]以及Brunsveld等[28]建議保持一致。轉運不良事件的發生主要與病情、設備及人員有關[29]，為進一步探討分級轉運效果的影響因素，根據不良事件的主要來源、分級模式與干預時間點進行亞組分析，研究結果穩定性較好，證實該方案能夠使轉運安全得到保障，也提示未來要加強建設專業化的轉運團隊、專職化的專員培訓、標準化的轉運方案[30]。但不良事件來源異質性最高。且研究顯示，不良事件的來源主要與儀器藥品等有關；不同分級標準模式的異質性主要來源于林淑端等[19]的研究，分級轉運聯合模式效果優于其他兩種轉運模式；干預時間≤12個月相關研究異質性大于干預>12個月相關研究異質性；南方地區不良事件發生率高于北方。以上均表明國內目前在轉運過程還需加強對急救藥品與設備儀器的管理，同時建議未來在采用標準化的轉運流程與評估計劃的基礎上，聯合改良早期預警分級方案提高轉運效率，保障患者與醫護人員的安全[31]，并通過延長干預時間、擴展研究地區來提高研究的準確性。

3.2分級轉運模式對院內轉運時間的影響 院內轉運時間的延長可能會增加急危重癥患者血流動力學不穩定和相關并發癥的風險，縮短院內轉運時間至關重要[32-33]。本研究結果顯示：與常規院內轉運相比，分級轉運模式可以有效縮短院內轉運至相關科室的轉運時間，但異質性高，研究結果需謹慎對待，仍需高質量的研究來證實其準確性。本研究合并效應后結果與史冬雷等[12]、岳磊于等[14]、程玲等[22]、李興國等[15]研究結果存在差異，究其原因可能是不同研究在動態環境下，由于醫院地區分布、醫院等級、人員設備配置、患者病情等差異所造成。院內轉運是一個復雜的過程，轉運時間較難掌控，而標準化分級轉運規定了Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ級患者具體的轉運時間分別為≤20 min、≥10 min且<20 min、<10 min[12]，早期預警分級則從病情、設備故障、轉運護士分級等方面進行了闡述，2種分級轉運方式尚存在諸多不確定因素與差異，滿足院內轉運需求也需多方位的配合和管理，因此建議進一步優化分級標準，設立專業轉運小組，針對不同科室特點進行定期培訓并總結分析，形成多學科合作轉運單元[34]，加快急危重癥患者接受診療救治的速度。

3.3本研究局限性 (1)由于目前轉運分級具體標準、不良事件分類、干預時間、研究類型與地區等差異導致各研究存在異質性，可能會影響結果的可信度，故下一步可以增加高質量研究，針對差異進行更具體的分析。(2)納入的16篇文獻[10-25]質量中等，且患者年齡與疾病類型等部分信息報告不完整，導致數據無法提取而對研究質量造成一定影響。(3)本文研究地區僅涵蓋了我國11個省份，不足以反映全國分級轉運標準的運用效果。同時，各地區研究納入的調查數量不均衡且僅限于中文文獻可能使結果產生偏倚，建議進一步開展全國性研究，加強國際合作。

4 小結

本研究通過Meta分析對分級轉運模式效果進行了深入探討，運用分級轉運模式能有效降低急危重癥患者院內轉運不良事件的發生率，但縮短轉運時間的效果仍待高質量研究進行驗證。同時，考慮到目前分級轉運模式實踐地區、人員、儀器與干預時間等差異，仍需進一步探討合理規范的分級轉運標準應用效果，并加強多中心、大樣本與高質量的隨機對照試驗研究，以期為進一步完善我國預警分級轉運模式提供參考，為制定相關指南提供循證依據。