先天性心脏病患儿能量消耗的系统评价与Meta分析

顾 莺，胡 雁，张慧文，黄 苗，周英凤



先天性心脏病患儿能量消耗的系统评价与Meta分析

顾 莺，胡 雁，张慧文，黄 苗，周英凤

[目的]系统评价并定量分析先天性心脏病(CHD)患儿的能量消耗。[方法]计算机检索Cochrane图书馆、JBI图书馆、MEDLINE、EMBASE、Scopus数据库、ProQuest和EBSCO及中国生物医学文献数据库、中国知网、万方数据资源系统和维普资讯中文科技期刊数据库，检索日期均为建库至2015年12月。采用AHRQ评价横断面研究的标准进行文献偏倚评价，对总能量消耗(TEE)和静息能量消耗(REE)，按手术前、手术后分别进行Meta分析，采用RevMan5.3软件行异质性分析并根据其结果采用相应的效应模型合并效应值。[结果]12篇文献纳入系统评价，9篇进入Meta分析，均为设立健康对照组的前瞻性调查研究。4篇文献报道了使用双标水法测量术前TEE，Meta分析结果显示合并加权均方差(WMD)=21.51[95%CI(17.61，25.41)]，即患儿术前TEE较健康儿童高21.51 kcal/(kg·d)[89.91 kJ/(kg·d)]；2篇文献报道了术后TEE，因剂量单位不同未进行Meta合成；4篇文献报道了使用营养代谢测试系统测量术前REE，随机效应模型分析显示合并WMD=4.32[95%CI(-1.20，9.85)]；3篇研究报道了术后REE，随机效应模型分析显示合并WMD=7.80[95%CI(-9.17，24.77)]。[结论]婴儿先天性心脏病患儿术前总能量消耗高于同龄健康儿童，术前及术后的静息能量消耗与健康儿童无差异。

先天性心脏病；能量消耗；总能量消耗；静息能量消耗；系统评价；Meta分析

先天性心脏病(congenital heart disease，CHD)患儿面临能量失衡和营养不良的风险[1]，可在术后早期使住院时间延长并对该人群远期神经行为发育产生负面影响[2]；也有研究证明早期的生长不足与远期的认知缺陷强烈相关[3]。能量需求增加及能量摄入不足已被普遍认为是导致该人群患儿生长发育落后的主要原因。1990年—2015年已开展关于CHD患儿术前及术后能量消耗的多项调查，然而这些研究所得结果并不一致。清晰明确地了解CHD患儿能量消耗，则有助于指导临床医护人员制定更精确的营养支持方案，以支持患儿符合其年龄段的恰当的生长发育[2]。因此，本研究对CHD患儿能量消耗的国内外观察性研究进行系统评价，旨在为本领域专业人员的临床营养管理实践提供实证依据。

1 资料与方法

1.1 文献纳入标准 ①描述性研究(设或不设对照组)；②研究人群为CHD患儿；③文献中报道的观察指标至少包含静息能量消耗(resting energy expenditure，REE)或总能量消耗(total energy expenditure，TEE)且提供了均值、标准差；④语种限定为中文和英文。

1.2 文献排除标准 研究人群包括其他疾病且无法单独提取CHD患儿数据的文献，如包含CHD病种的危重患儿。

1.3 文献检索策略 以英文检索词“congenital heart disease/congenital heart malformation/heart defects/ventricular septal defects/post-cardiac surgery/cardiac surgery/open-heart surgery/Norwood/Fontan/cardiopulmonary bypass”“energy expenditure” 计算机检索 The Cochrane Library循证医学数据库、The Joanna Briggs Institute Library、MEDLINE、EMBASE、Scopus数据库、ProQuest和EBSCO。以中文检索词 “先天性心脏病/先心病/心脏手术”“能量消耗/能量耗损”计算机检索中国生物医学文献数据库(CBM)、中国知网(CNKI)、万方数据资源系统和维普资讯中文科技期刊数据库。检索日期均为建库至2015年12月。

1.4 文献检索步骤 ①检索Cochrane图书馆相关的系统评价/Meta分析；②在上述中、英文数据库中检索相关的原始论文，并对所获文献文题、摘要、所用的关键词以及主题词进行分析，以进一步确定文献检索的关键词；③运用所有相关的主题词和关键词进行数据库检索，如果摘要初步符合纳入标准，则进一步查找并阅读全文；④通过所获文献后附参考文献进行进一步检索。

1.5 文献筛选与质量评价 按纳入及排除标准对文献进行筛选，所有文献质量的评价均由2位研究人员独立完成并达成共识最后纳入文献。采用美国卫生保健质量和研究机构(Agency for Healthcare Research and Quality, AHRQ)评价横断面研究的标准[4]包括11个条目，每个条目分别进行“是”“否”“不清楚”作答。

1.6 资料提取 采用登记表提取数据，包括文献作者、发表年份、研究地点/场所、研究设计、纳入/排除标准、疾病诊断、样本量(CHD组/对照组)、观察指标。

1.7 统计学方法 采用RevMan5.3进行Meta分析，效应量以加权均方差(WMD)及其95%CI表示。采用χ2检验进行统计学异质性分析，P≤0.1为研究间存在显著一致性；采用I2对异质性进行定量，I2≤50%采用固定效应模型，I2>50%为高度异质性，采用随机效应模型分析。对无法合并效应量的文献采用描述性分析。

2 结果

2.1 纳入文献基本情况 初检出相关文献487篇，其中英文440篇，中文47篇。借助NoteExpress查找重复题录的功能剔除重复的文献248篇，剩余239篇；阅读文题和摘要后，剔除文献类型和研究对象等明显不符的文献213篇，剩余26篇；无法获得全文6篇，剩余20篇；阅读全文后剔除文献8篇，最终纳入文献12篇，均为英文文献，包括设立对照组并能提取完整数据的文献9篇，纳入Meta整合；前瞻性描述性文献3篇。文献筛选流程见图1，纳入文献的基本特征见表1。

图1 文献筛选流程图

纳入研究研究设计研究场所年龄研究对象CHD类型 样本量(例) CHD组对照组观察时间 观察指标Trabulsi2015[2] 前瞻性PCICU 1个月～12个月混合1215/11术后3月及12月龄②③④⑤ Irving2013[3]前瞻性PCICU 1个月～3个月混合4449术后3个月①③④⑤ VanderKuip2003[5]前瞻性门诊 2个月～8个月左向右分流CHD1123术前②③④⑤ DeWit2010[6]混合性PICU 0个月～41个月混合21100 术后经确认血流动力学稳定①③ Li2008[7]前瞻性PCICU 4d～92dSV，Norwood术170术后最初72h①④ Mehta2012[8]前瞻性PCICU 3．6岁±2．6岁SV，Fontan术260术后24h内①③ Nydegger2009[9]前瞻性门诊 16d～352d混合1123术前及术后1周①③ Leitch2000[10]前瞻性心脏门诊5．7岁±0．5岁混合710接受CHD外科手术后约2．5年①②③⑤ Leitch1998[11]前瞻性心脏门诊<1个月混合1012出生后2周、3个月；术前①②③⑤ Ackerman1998[12]前瞻性心脏门诊3个月～5个月VSD810入组后的第1天；术前①②③⑤ Avitzur2003[13]前瞻性PCICU 0个月～30个月混合290术前1d、术后第1天、第5天①③④ Farrell2001[14]前瞻性心脏门诊3个月～5个月VSD1713入组后的第1天、1周内；术前①②③④⑤ 注：SV为单心室(包括功能性)，VSD为室间隔缺损；观察指标中，①为REE，②为TEE，③为体格测量(体重、身高、头围、中上臂围等)，④为能量摄入，⑤为身体成分。

2.2 文献偏倚评价结果 12篇文献均描述了资料来源(病例组均来源于调查；有两组健康对照组资料来源于历史资料[5-6])；仅1篇文献未明确描述病例组的纳入与排除标准[7]；6篇文献明确交代了研究病例的纳入时间段[2-3,7-10]；3篇文献未描述纳入的研究对象是否连续[5，11-12]；所有文献均详细描述了主要测量指标(REE/TEE)的测量方式，仅1篇文献[10]因是同一研究人群的随访，测量方法的描述较简略；4篇文献解释了排除分析部分研究对象的理由，如主要测量指标TEE/REE数据不全[2,7,9]、因氧流量过高及波动而弃去术后3 h内的数据[8]，其余8篇文献中均无研究对象排除；1篇文献描述了测量过程中混杂因素的控制；3篇文献在排除数据不全的研究对象后，纳入分析的研究对象数据均无丢失[2-3,5]；所有文献均报告了数据收集的完整性；4篇文献的研究对象有随访并描述了随访结果[2,8-9,13],见表2。

表2 纳入文献的偏倚风险评价

2.3 观察指标测定的方法

2.3.1 TEE的测定 纳入的12篇文献中，6项研究采用双标水法测量TEE[2,5,10-12,14]。

2.3.2 REE的测定 是指机体禁食2 h以上，在合适温度下平卧休息30 min后的能量消耗。纳入的12篇文献中，10项研究采用营养代谢测试系统(简称代谢车)测量摄氧量(VO2)及二氧化碳排出量(VCO2)，用Weir公式间接测量REE[3, 6-14]。

2.4 Meta分析结果

2.4.1 未手术的CHD患儿TEE与健康对照组比较 4篇研究[5,11-12,14]设立以年龄匹配的健康儿童为对照组，报告了两组使用双标水法测得的术前TEE；1篇研究同时报告了心衰组与非心衰组的TEE[14]，选择提取非心衰组的TEE数据；1篇研究同时报告了出生后2周及出生后3个月的TEE[11]，选择提取出生后3个月龄的TEE数据。各研究间具有同质性(χ2=2.04，P=0.56，I2=0%)，采用固定效应模型分析。Meta分析结果显示：合并WMD为21.51，95%CI[17.61，25.41]。合并效应量的检验：Z=10.80，P<0.000 01。可认为CHD患儿术前TEE高于正常健康儿童。见图2。

图2 未手术的CHD患儿与健康儿童的TEE比较的Meta分析结果

2.4.2 CHD患儿手术后TEE与健康对照组比较 仅有2篇研究[2,10]比较CHD患儿术后TEE与正常健康儿童的差异，但因计量单位不同，未进行Meta分析。Trabulsi等[2]报告了CHD患儿术后3个月的TEE高于正常同龄儿童36.4 kcal/d(1 kcal=4.18 kJ)，95%CI[-46.3，119.2]，差异未达到统计学意义；术后12个月的TEE高于正常同龄儿童31.7 kcal/d，95%CI[-71.5，134.8]；且该研究比较了单心室与双心室患儿术后3个月及12个月TEE的差异，后者高于前者分别为46 kcal/d，95%CI[-206.25，114.25]以及131 kcal/d，95%CI[-266.37，4.37]，差异均未达到统计学意义。Leitch等[10]报告了CHD术后约2.5年的患儿TEE低于正常同龄健康儿童5.4kcal/(kg·d)，95%CI[-17.41，6.61]，但差异也未达到统计学意义。

2.4.3 未手术的CHD患儿REE与健康对照组比较 4篇研究[9,11-12,14]设立以年龄匹配的健康儿童为对照组，报告了两组使用营养代谢测试系统测得的REE；1篇研究[14]同时报告了心衰组与非心衰组的REE，选择提取非心衰组的REE数据；1篇研究[11]同时报告了出生后2周及出生后3个月的REE，选择提取出生后3个月龄的REE数据。固定效应模型分析显示各研究间存在中等程度的异质性(I2=5.38，P=0.15，I2=44%)，合并WMD为5.06，95%CI[1.21，8.91]。合并效应量的检验：Z=2.58，P=0.01(见图3a)。对本Meta分析结果进行敏感性分析，首先选用随机效应模型分析显示各研究间存在中等程度的异质性(I2=13.83，χ2=5.38，P=0.15，I2=44%)，合并WMD为4.32，95%CI[-1.20，9.85]，合并效应量的检验：Z=1.53，P=0.13(见图3b)。其次，剔除1篇[9]研究结论不同于其余3篇研究后进行Meta合成，选用固定效应模型，结果显示研究间具有同质性(χ2=1.87，P=0.39，I2=0%)，合并WMD为1.48，95%CI[-3.90，6.85]。合并效应量的检验：Z=0.54，P=0.59(见图3c)。鉴于以上分析，可认为未手术的CHD患儿的REE与健康儿童无差异。

图3a

图3b

图3c

2.4.4 CHD患儿术后REE与健康对照组比较 共有6篇研究[3, 6-10]报道了CHD患儿术后的REE，其中3篇研究未设立健康对照组，Mehta等[8]报告了CHD患儿术后24 h内的REE为57 kcal/(kg·d)±20 kcal/(kg·d)；Li等[7]报告了术后当天至术后3 d的REE分别为43 kcal/(kg·d)±11 kcal/(kg·d)、39 kcal/(kg·d)±8 kcal/(kg·d)、39 kcal/(kg·d)±4 kcal/(kg·d)、41 kcal/(kg·d)±6 kcal/(kg·d)；Avitzur等[13]报告了术后5 d的REE为62 kcal/(kg·d)±10 kcal/(kg·d)。4篇研究[3,6,9-10]设立健康对照组，比较与手术后CHD患儿REE的差异，因1篇[3]研究使用的计量单位(kcal/d)不同，故只对3篇研究[6,9-10]进行Meta合成。各研究间存在明显异质性，选用随机效应模型分析显示(I2=212.82，χ2=38.04，P<0.000 01，I2=95%)，合并WMD为7.80，95%CI[-9.17，24.77]。合并效应量的检验：Z=0.90，P=0.37(见图4a)。剔除1篇[6]研究，因其对照组人群异于其余两篇研究，选用固定效应模型分析，结果显示研究间具有同质性(χ2=0.03，P=0.87，I2=0%)，合并WMD为-1.01，95%CI[-5.50，3.49]。合并效应量的检验：Z=0.44，P=0. 66(见图4b)。因计量单位不同而未纳入Meta整合的1篇研究中，术后CHD患儿在术后3个月的REE略高于健康对照组4 kcal/d，95%CI[-25.82，17.82]。鉴于以上分析，可认为CHD患儿在术后早期的REE与健康儿童无差异。

图4a

图4b

2.4.5 不同疾病状态的CHD患儿能量消耗(TEE/REE)比较 根据CHD疾病类型、手术前后、有无伴随心力衰竭等不同的疾病状态，部分研究比较了TEE或REE的不同。Irving等[3]报告了单心室患儿术后3个月的REE略高于双心室患儿3 kcal/d，95%CI[-31.66，37.66]； De Wit等[6]报告了非青紫型CHD术后REE略高于青紫型CHD 3.6 kcal/(kg·d)，95%CI[-14.11，6.91]，接受体外循环手术的CHD患儿术后REE显著高于未接受体外循环的CHD患儿15.38 kcal/(kg·d)，95%CI[4.23，26.53]。Farrell等[14]报告了3个月～5个月室间隔缺损患儿心衰组与非心衰组的REE和TEE，心衰组较非心衰组REE高8.0 kcal/(kg·d)，95%CI[-2.51，18.51]，TEE高15 kcal/(kg·d)，95%CI[-2.67，32.67]。另有2篇[9,13]研究报告了术前及术后的REE，各研究间存在明显异质性，选用随机效应模型分析显示(χ2=6.46，P=0.01，I2=85%)，合并WMD为2.81，95%CI[-10.48，16.10]。合并效应量的检验：Z=0.41，P=0.68，见图5。

图5 CHD患儿术前REE与术后REE比较的Meta分析结果

2.4.6 GRADE评价结果 采用GRADE系统[15]对结局指标进行证据质量评价，该系统从研究设计出发，针对随机对照试验(RCT)的5个降级因素(即偏倚风险、一致性、精确性、间接性、发表偏倚风险)和观察性研究的3个升级因素(即效应量、剂量-效应关系、混杂因素)对本系统评价形成的证据进行质量评价，分为高、中、低、极低4个等级，见表3。

表3 与健康同龄者相比，CHD患儿形成的证据质量的GRADE评价

3 讨论

3.1 纳入文献质量分析 纳入的12篇研究均为描述性研究，其中9篇设立健康对照组，鉴于观察指标(TEE/REE)测量方法的复杂性，纳入文献的样本量均比较小。本系统评价采用美国卫生保健质量和研究机构评价横断面研究的质量标准评价12篇文献质量结果提示，偏倚风险较高的条目集中在“描述了如何评价和/或控制混杂因素的措施”；但本研究认为，因观察指标(TEE/REE)测量方法的客观性(营养代谢测定系统/双标水法)以及严格控制测量过程的质量，以及在研究对象纳入过程中已对影响能量代谢的临床情况(排除吸入氧浓度>60%的病例[8]、均需达到全肠道喂养[11]、术后达到统一标准的血流动力学稳态后开始测量[6]等)均作说明，因此纳入文献对混杂因素的控制仍属良好。由于不同种类先天性心脏病、疾病不同阶段以及不同年龄的研究对象能量需求有较大差异，纳入文献的研究对象大多为各类先心病、各种年龄段混合构成，是研究间异质性的主要来源。因此，本系统评价对主要评价指标(TEE/REE)在不同的疾病阶段分别进行Meta合成，并对单组出现的个别研究中的不同疾病类型做描述性评价。

3.2 CHD患儿能量需求分析 导致CHD婴儿生长发育迟缓的原因有很多，能量摄入不足或能量消耗增加而引起能量失衡被认为是原因之一。已有关于CHD婴儿在手术前及手术后能量需求的调查研究，部分研究结果提示术前REE增加[11-12,14]，而有些对CHD术后REE调查的研究结果表明，无论和健康对照组相比，还是与预测值相比，均无差异或反而降低[6-7,13]。最新发表的危重症病人营养指南推荐：如可行，ICU患儿的营养处方应以间接热量测定结果为指导[16]。准确的能量消耗评估是心脏专科医生、护理人员及营养师决定CHD患儿能量提供的基础，以避免能量供给不足影响术后恢复及生长发育，或者能量供给过剩导致机体通气做功增加、肝功能受损、感染风险增加。

TEE包括基础能量消耗(50%～60%)、体力活动消耗(15%～30%)、食物特殊动力作用以及青少年维持生长发育所需要的能量。REE是基础能量消耗加食物特殊动力作用和完全清醒状态下的能量代谢，约占TEE的65%～70%。REE虽然是TEE的主要部分，但并不一定意味着REE能准确地预测TEE，尤其年龄增加及随年龄增加而有活动量时，两者间的差异增加。在心脏畸形未被手术纠正之前，Leitch等[11]发现出生后2周时，REE约占TEE的90%，至3个月龄降至TEE的70%。尽管和健康儿童相比，两者REE相同，但CHD的TEE却显著增高30%。学者们认为增加的TEE归因于CHD患儿生长发育落后而需要更多的能量追赶生长，以及其在体力活动时所消耗的能量大于正常健康同龄儿童[11]。本研究对未手术的CHD患儿(年龄3个月～8个月)与健康同龄对照组TEE差异的Meta分析结果表明：CHD患儿TEE高于健康对照组[WMD=21.51，95%CI(17.61，25.41)]；而REE并无差异[WMD=1.48，95%CI(-3.90，6.85)]。提示对这部分患儿，应增加日能量供给，以满足维持其正常生长发育及体力活动额外的能量需求。

有研究表明：接受非心脏手术的新生儿术后、ICU内的危重年长儿均处于低代谢状态[17-18]。Mehta等[8]的研究发现：Fontan术后未出现代谢亢进与高血乳酸峰值、手术期间更多的液体正平衡以及更长的体外循环(CPB)时间显著相关；并报道了65.5%(19/29)的研究对象处于正常及低代谢状态。CHD术后代谢降低、能量消耗的减少可能与年龄、手术类型、营养状态、术前禁食时间、麻醉技术以及围术期体温不稳定有关[19]。本研究对CHD术后TEE和REE进行系统评价，结果表明：无论在术后早期还是中期，与正常健康组均无明显差异。因此，CHD患儿术后仍存在生长发育落后可能归因于能量摄入不足而非能量消耗的增加，比如术后仍存在喂养困难、因病情变化或必需的医疗护理活动而反复被打断的喂养过程[2]。但由于在本系统评价中纳入的研究间存在明显的异质性，因此临床专业人员在对CHD术后患儿进行营养处方时，对本结论应审慎应用；而基于能量预估或间接能量测定的能量供给策略要更加稳妥。

本研究对处于不同疾病状态的CHD患儿，如CHD的类型(发绀型/非发绀型，单心室/双心室)、有无伴随充血性心力衰竭、 手术是否为体外循环(CPB)等进行了系统评价。其中，是否接受CPB手术的患儿术后REE显著高于非CPB手术的患儿。CPB过程中炎症介质的释放可能会影响机体代谢和内分泌途径，包括糖代谢、三酰甘油代谢、蛋白质氧化、脂肪酸氧化，破坏线粒体三磷酸腺苷的生产[20-22]。De Wit等[6]测得CPB下手术的CHD患儿耗氧量增加，因此术后能量消耗亦增加。尽管有学者报告了CHD术后REE显著低于术前[9]，但本研究Meta整合的结果表明术前及术后的REE并无显著差异。

3.3 形成的证据质量评价结果分析 本研究采用GRADE系统对形成的证据质量进行评价，证据等级均较低。虽然纳入Meta分析的9篇文献均设立健康对照组，但在随机分组、分配隐藏、盲法等方面均未满足，均作降级处理；由于结局指标测量的困难，纳入的文献样本量在7～23之间，任一组的合并样本量未超过40，故在精确性上均作降级处理；各项研究中CHD患儿术后早期的REE与健康对照组比较、手术前后REE比较的Meta提示I2较大，存在统计学异质性，故这两条证据也作降级处理。由此可见，关于CHD患儿能量消耗(TEE/REE)的研究仍期待进一步的研究，研究人群应具备更窄年龄段、同一疾病状态以及同一病种，增加样本量并按影响能量消耗的主要因素匹配对照人群，使结果更可信。

4 结论

CHD患儿未接受手术前用于体力活动及维持生长发育的能量消耗增加；现有的证据表明手术后的能量需求与同龄健康儿童相比无明显差异。因本主题领域无法开展高质量的RCT研究，因此，尽管本系统评价缺乏足够的高质量证据并无法形成强推荐意见，但仍可为本领域专业人员制订营养处方中的能量供给方案提供方向和参考。

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(本文编辑李亚琴)

Systematic evaluation and Meta-analysis of energy expenditure in children with congenital heart disease

Gu Ying,Hu Yan,Zhang Huiwen,et al

(Children’s Hospital of Fudan University,Shanghai 201102 China)

Objective:To systematicly review and quantitatively analyze the energy expendiure in children with congenital heart disease(CHD).Methods: The Cochrane Library,JBI Library,MEDLINE,EMBASE,Scopus Database,ProQuest and EBSCO and Chinese Biomedical Literature Database,Chinese Knowledge Network,Wanfang Data Resource System and Chinese Science and Technology Journals Database were searched by computer from building up to December 2015.Meta-analysis of total energy expenditure(TEE) and resting energy expenditure(REE) were performed before and after operation,and the heterogeneity analysis was performed by RevMan 5.3 software.The data were analyzed with AHRQ in cross-sectional study.And according to the results,the corresponding effect model was used to merge the effect value.Results: Twelve papers were included in the systematic review and nine in the meta-analysis.All of them were prospective study with healthy control group.There were four papers reported the use of doubly labelled water to measure preoperative TEE,and the Meta-analysis showed that incorporative WMD was 21.51[95%CI(17.61,25.41)],which was 21.51 kcal/(kg·d) higher in preoperative TEE than in healthy children,D).Two papers reported that postoperative TEE did not undergo Meta-synthesis because of different dosage units.Four papers reported the use of a nutritional metabolic test system to measure preoperative REE,and a randomized effect model analysis showed incorporative WMD was 4.32[95%CI(-1.20,9.85)].Three papers reported postoperative REE,and a randomized effect model analysis showed incorporative WMD=7.80[95%CI(-9.17,24.77)].Conclusions：Infant children with congenital heart disease had higher total preoperative energy expenditure compared with healthy children;there was no difference in resting energy expenditure between preoperative and postoperative in comparison with healthy children.

congenital heart disease;energy expenditure;total energy expenditure(TEE);resting energy expenditure(REE);systematic evaluation;meta-analysis

复旦大学护理科研基金资助项目，编号：FNF201426。

顾莺，博士研究生在读，单位：201102，复旦大学附属儿科医院；胡雁(通讯作者)、张慧文、黄苗、周英凤单位：201102，复旦大学护理学院。

R47

A

10.3969/j.issn.1009-6493.2016.31.007

1009-6493(2016)11A-3861-07

2016-02-26；

2016-10-24)

引用信息 顾莺，胡雁，张慧文，等.先天性心脏病患儿能量消耗的系统评价与Meta分析[J].护理研究，2016，30(11A)：3861-3867.