快速反应系统影响院内心脏呼吸骤停和死亡的荟萃分析

刘旭 秦历杰

(郑州大学人民医院 急诊科 河南 郑州 450003)

在美国，每年有将近209 000名住院患者发生院内心脏呼吸骤停，其院内死亡率为60%～80%，每年有48 000～98 000名住院患者死于医疗过失，其中包括未能及早识别并预防的心脏呼吸骤停的发生[1-2]。有研究显示，医院内不良事件的发生率占入院率的4%～17%，包括心脏呼吸骤停的发生和病情急性加重未及早识别而转入重症监护室(intensive care unit，ICU)的治疗[3]。临床上严重的不良事件通常会有生理病理征象改变，制定相关的识别标准，及时给予预防和治疗能减少不良预后的发生。快速反应系统(rapid response system，RRS)包括快速反应小组(rapid response team，RRT)或紧急医疗小组(medical emergency team，MET)，能及早识别并干预住院患者的急性病情恶化，但其干预对院内心脏呼吸骤停的发生率和死亡率的影响尚存在争议[4-6]。2015年美国心脏病协会(AHA)心肺复苏与心血管急救指南更新中推荐，对于成年患者实施RRT或者MET能减少普通病房患者心脏呼吸骤停的发生，并且该推荐是院内心脏呼吸骤停生存链的第二环节“识别和启动应急反应系统”[7]。在美国及欧洲国家RRS已得到推广使用，但国内仅少数医院建立RRS，其运行标准和实施流程也有待完善[8-9]。本研究旨在探究快速反应系统(RRS)对住院患者心脏呼吸骤停发生率和死亡率的影响。

1 资料与方法

1.1检索策略检索Medline、EMBASE、Web of Science等数据库中2000年1月1至2016年4月30的文献。以(“cardiac arrest” OR “cardiopulmonary arrest” OR “mortality”) AND (“rapid response team” OR “medical emergency team” OR “rapid response system”)为检索策略进行自由词检索，限定为英文文献，辅以重要文献追踪的方法，以筛查部分遗漏的文献。

1.2文献筛选纳入标准：①研究类型为“前后对照研究”；②有院内快速反应系统；③研究对象为成人；④有明确的RRS激活标准。排除标准：①重复性研究；②数据不完整不能提取利用的文献；③单纯研究院内快速反应系统建立的文献；④研究对象为产妇。由两位研究者独立对文献进行筛选，通过阅读文献题目、摘要及全文纳入符合要求的研究，有争议时征求专家意见。

1.3数据提取制定数据提取表，数据包括文献研究类型、研究纳入标准、RRS 的呼叫率、反应时间、人员组成，心脏呼吸骤停发生人数、院内死亡人数、转诊至ICU入室率、不复苏发生率。

1.4文献质量评价采用纽卡斯尔-渥太华量表(newcastle ottawa scale，NOS)对非随机对照研究进行质量评价[10]，NOS通过3个部分共8个项目评价队列研究，具体包括研究人群选择、可比性、结果评价。

1.5统计学方法应用Review Manager 5.3软件对所纳入研究进行数据的整合与分析，统计量选择RR、95%CI。采用χ2检验分析统计学异质性，显著水平设为α=0.1。无统计学异质性或异质性较小(P>0.1或I2<50%)使用固定效应模型合并效应量；若异质性明显则查找原因，不能明确的采用随机效应模型。检验结果在森林图中表示。运用Stata 12.0软件制作漏斗图检测报告偏倚，并定量分析漏斗图的对称性。

2 结果

2.1文献检索结果共检索到354篇文献，排除不相关文献316篇，38篇相关文献被筛选出来，进行全文阅读，排除研究类型不同6篇，主要研究对象为儿童、产妇15篇，数据不全文献8篇，发现完全符合纳入标准不符合排除标准的文献9篇[2,5,11-17]。

2.2纳入研究的整体特点共纳入9篇前后对照研究，纳入888 671名患者，包括RRS实施前462 369名住院患者，RRS实施后426 302名住院患者。纳入文献RRS的激活标准较为相似。见表1、2。

表1 纳入文献整体特点

注：C为对照组；I为干预组；pre-RRT为快速反应小组实施前；post-RRT为快速反应小组。实施后；pre-MET为紧急医疗小组实施前；post-MET为紧急医疗小组实施后。

2.3文献质量评价NOS对文献质量的评价采用星级系统的半量化原则，1颗星代表1分。其中有5篇文献得分≥6分为较高质量文献[12,15]，还有1篇文献质量较低，为3分[13]，可能对结果分析的异质性检验有所影响，进行剔除后再分析。见表3。

2.4结果数据

2.4.1RRS的呼叫率、反应时间和人员组成 对于RRS的呼叫率，各研究结果不同，Konrad等[16]研究的 RRS呼叫率最低，约为每1 000名住院患者中发生9.3次呼叫，在该情况下，RRS的实施仍能减少院内心脏呼吸骤停和死亡的发生。RRS的反应时间是从接到呼叫至小组人员到达患者床旁的时间，纳入的文献中对反应时间的描述较少，仅3篇文献有具体时间。RRS的人员组成无统一标准，在不同的研究中存在差异，其中Shah等[5]研究中RRS成员中不包括医生。见表4。

2.4.2心脏呼吸骤停的发生 纳入9篇文献，异质性检验，P=0.004<0.1，I2=65%，异质性较大，查找异质性来源，剔除RRS人员组成中无医生参与的文献[5]。重新纳入8篇文献进行异质性检验，P=0.06<0.1，I2=48%<50%。选择固定效应模型合并统计量，选择固定效应模型合并统计量，结果为RR=0.59，95%CI：0.53～0.66，P<0.1，差异有统计学意义。见图1。

2.4.3院内死亡的发生 纳入9篇文献，异质性检验，P=0.02，I2=56%。通过查找异质性原因，剔除文献质量评价较低的1篇文献[13]。重新纳入8篇文献进行异质性检验P=0.68，I2=0%。选择固定效应模型合并统计量，结果为RR=0.89，95%CI：0.87～0.92，P<0.1，差异有统计学意义。见图2。

2.4.4ICU入室率 纳入4篇文献[2,11,13,17]，异质性检验P<0.001，I2=100%，不能进行数据合并。在RRS实施后有2篇文献[2,17]入室率有所减少，1篇中的减少差异有统计学意义，1篇文中未描述统计学结果，在另外2篇文献[11,13]中RRS实施后入室率是增加的，1篇中的增加差异有统计学意义，1篇差异无统计学意义。见表5。

2.5报告偏倚报告偏倚通过漏斗图显示，Egger线性回归法检验RRS实施前后心脏呼吸骤停发生率、院内死亡率漏斗图的对称性：P1=0.854，P2=0.778(P>0.05)，提示无明显报告偏倚。见图3、4。

表2 纳入文献RRS激活标准

注：HR为心率；SBP为收缩压；RR为呼吸频率；SpO2为指脉氧饱和度；CA为心脏骤停；RA为呼吸骤停； FiO2为吸入氧浓度；GCS为格拉斯哥昏迷评分。

表3 纽卡斯尔-渥太华量表对纳入文献质量的评价

表4 RRS的呼叫率、反应时间及人员组成

注：a为平均数。

图1 RRS对心脏呼吸骤停影响的森林图

图2 RRS对院内死亡影响的森林图

2.6敏感性分析通过文献质量评价剔除评分<6分的低质量文献，利用Revman Manager 5.3对结局指标重新逐项进行分析，合并效应量前后比较，差异无统计学意义(P>0.05)，提示敏感性低，结果较为稳定可信。

表5 ICU入室情况(‰)

注：pre-RRS为RRS实施前；post-RRS为RRS实施后；“—”为文中未描述。

图3 RRS实施前后心脏呼吸骤停发生率的漏斗图

图4 RRS实施前后院内死亡率的漏斗图

3 讨论

荟萃分析发现，RRS的实施有助于院内心脏呼吸骤停率和院内死亡率的下降，支持RRS的全面推广。2004年，美国医疗保健所推荐RRS的实施，可减少可预防的院内死亡的发生[18]。但其对住院患者的心脏呼吸骤停的发生率和院内死亡率的影响存在争议，部分研究提示RRS能够降低院内患者心脏呼吸骤停发生率，对院内死亡率无明显影响[19-21]。本研究结果提示RRS的实施对两者皆有积极效应，这与Maharaj等[22]的研究结果一致。

RRS的实施对院内死亡率的下降作用不明显，常常归因于临床生命征象恶化时RRS激活的延迟和不充分[22-25]。不同研究结果的差异还可能由于RRS的激活标准、呼叫率，反应时间，人员组成，RRS实施的流程和病房医护人员依从性的不同而存在差异。本研究所纳入文献中RRS的激活标准不同，另外病房医护人员的依从性不同，可能导致RRS的呼叫率不同。其中Konrad等[16]研究显示的RRS呼叫率最低，约为每1 000例住院患者中发生9.3次呼叫，在该情况下，RRS的实施仍能降低院内心脏呼吸骤停发生率和院内死亡率。Jones等[20]研究指出，在RRS的呼叫率为25.8%～56.4%(每1 000例住院患者)时，患者的结局改善与RRS的实施相关。但RRS的实施对于降低院内心脏呼吸骤停的发生率和院内死亡率，是多种因素共同作用的结果，较低的RRS呼叫率可能与结果有关，但明确的界限范围还需要大样本的研究进一步证明。2005年匹兹堡MET国际会议指出RRS的反应时间需在15 min内[26]。本研究所纳入的文献中只有3篇对反应时间有所描述，但都在15 min内，相对于RRS的反应时间和处理1位患者所需要的平均时间有待进一步收集、记录。

有研究指出，由重症监护医生或住院医生主导的RRS对院内心脏呼吸骤停发生率和死亡率下降的影响无显著差别，由护士主导的RRS不能降低院内心脏呼吸骤停的发生率和死亡率[13]。本研究所纳入的文献中RRS的人员组成也未有明确统一，除Shah等[5]的研究外，均是由医生参与的，而该差异在对心脏呼吸骤停发生率结果分析的异质性检验中有体现，经剔除该文献后，异质性结果下降可进行固定效应模型合并统计量。

有时RRS的激活会耽误患者转诊到ICU接受加强治疗，Simmes等[13]研究发现，有20%的RRS激活后医生选择在普通病房对患者进行1～2 d的治疗，病情无好转或持续恶化时再将其转至ICU，这也能降低ICU的入室率，在某种情况下能够减少医疗资源的浪费，但对于重症患者会延误病情，错过最佳治疗时间，导致预后不良。纳入的文献中只有4篇对RRS实施前后的ICU入室率有所描述，本研究对其异质性检验，不能进行数据合并，分析原因来源可能为数据较少，同时存在临床学异质性，RRS的人员组成不同，对患者病情判断和治疗的差异，对是否转入ICU的倾向性较大；或是不同的ICU入室标准不同(文献中未有描述)，所以合理规范的ICU入室标准和RRS医生对患者病情的预判显得尤为重要。而RRS的实施也使“不复苏协议”增加，在伦理上也体现其对急危重患者的临终关怀[27-29]。本研究尚存在一些不足，纳入质量评价低分文献占33%，异质性较大，经过查找原因剔除来源后可进行固定效应模型合并统计量，并且荟萃分析中无中文文献，统计数据的代表性可能不够全面，有待进一步深入研究。

综上所述，RRS的实施能够降低院内心脏呼吸骤停和院内死亡的发生风险。临床应积极推动RRS的实施与发展，并将其建立成为病房护理系统不可或缺的一部分，从而减少院内不良事件的发生。

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