劉旭 秦歷杰

(鄭州大學人民醫(yī)院 急診科 河南 鄭州 450003)

在美國，每年有將近209 000名住院患者發(fā)生院內心臟呼吸驟停，其院內死亡率為60%～80%，每年有48 000～98 000名住院患者死于醫(yī)療過失，其中包括未能及早識別并預防的心臟呼吸驟停的發(fā)生[1-2]。有研究顯示，醫(yī)院內不良事件的發(fā)生率占入院率的4%～17%，包括心臟呼吸驟停的發(fā)生和病情急性加重未及早識別而轉入重癥監(jiān)護室(intensive care unit，ICU)的治療[3]。臨床上嚴重的不良事件通常會有生理病理征象改變，制定相關的識別標準，及時給予預防和治療能減少不良預后的發(fā)生。快速反應系統(tǒng)(rapid response system，RRS)包括快速反應小組(rapid response team，RRT)或緊急醫(yī)療小組(medical emergency team，MET)，能及早識別并干預住院患者的急性病情惡化，但其干預對院內心臟呼吸驟停的發(fā)生率和死亡率的影響尚存在爭議[4-6]。2015年美國心臟病協會(AHA)心肺復蘇與心血管急救指南更新中推薦，對于成年患者實施RRT或者MET能減少普通病房患者心臟呼吸驟停的發(fā)生，并且該推薦是院內心臟呼吸驟停生存鏈的第二環(huán)節(jié)“識別和啟動應急反應系統(tǒng)”[7]。在美國及歐洲國家RRS已得到推廣使用，但國內僅少數醫(yī)院建立RRS，其運行標準和實施流程也有待完善[8-9]。本研究旨在探究快速反應系統(tǒng)(RRS)對住院患者心臟呼吸驟停發(fā)生率和死亡率的影響。

1 資料與方法

1.1檢索策略檢索Medline、EMBASE、Web of Science等數據庫中2000年1月1至2016年4月30的文獻。以(“cardiac arrest” OR “cardiopulmonary arrest” OR “mortality”) AND (“rapid response team” OR “medical emergency team” OR “rapid response system”)為檢索策略進行自由詞檢索，限定為英文文獻，輔以重要文獻追蹤的方法，以篩查部分遺漏的文獻。

1.2文獻篩選納入標準：①研究類型為“前后對照研究”；②有院內快速反應系統(tǒng)；③研究對象為成人；④有明確的RRS激活標準。排除標準：①重復性研究；②數據不完整不能提取利用的文獻；③單純研究院內快速反應系統(tǒng)建立的文獻；④研究對象為產婦。由兩位研究者獨立對文獻進行篩選，通過閱讀文獻題目、摘要及全文納入符合要求的研究，有爭議時征求專家意見。

1.3數據提取制定數據提取表，數據包括文獻研究類型、研究納入標準、RRS 的呼叫率、反應時間、人員組成，心臟呼吸驟停發(fā)生人數、院內死亡人數、轉診至ICU入室率、不復蘇發(fā)生率。

1.4文獻質量評價采用紐卡斯爾-渥太華量表(newcastle ottawa scale，NOS)對非隨機對照研究進行質量評價[10]，NOS通過3個部分共8個項目評價隊列研究，具體包括研究人群選擇、可比性、結果評價。

1.5統(tǒng)計學方法應用Review Manager 5.3軟件對所納入研究進行數據的整合與分析，統(tǒng)計量選擇RR、95%CI。采用χ2檢驗分析統(tǒng)計學異質性，顯著水平設為α=0.1。無統(tǒng)計學異質性或異質性較小(P>0.1或I2<50%)使用固定效應模型合并效應量；若異質性明顯則查找原因，不能明確的采用隨機效應模型。檢驗結果在森林圖中表示。運用Stata 12.0軟件制作漏斗圖檢測報告偏倚，并定量分析漏斗圖的對稱性。

2 結果

2.1文獻檢索結果共檢索到354篇文獻，排除不相關文獻316篇，38篇相關文獻被篩選出來，進行全文閱讀，排除研究類型不同6篇，主要研究對象為兒童、產婦15篇，數據不全文獻8篇，發(fā)現完全符合納入標準不符合排除標準的文獻9篇[2,5,11-17]。

2.2納入研究的整體特點共納入9篇前后對照研究，納入888 671名患者，包括RRS實施前462 369名住院患者，RRS實施后426 302名住院患者。納入文獻RRS的激活標準較為相似。見表1、2。

表1 納入文獻整體特點

注：C為對照組；I為干預組；pre-RRT為快速反應小組實施前；post-RRT為快速反應小組。實施后；pre-MET為緊急醫(yī)療小組實施前；post-MET為緊急醫(yī)療小組實施后。

2.3文獻質量評價NOS對文獻質量的評價采用星級系統(tǒng)的半量化原則，1顆星代表1分。其中有5篇文獻得分≥6分為較高質量文獻[12,15]，還有1篇文獻質量較低，為3分[13]，可能對結果分析的異質性檢驗有所影響，進行剔除后再分析。見表3。

2.4結果數據

2.4.1RRS的呼叫率、反應時間和人員組成 對于RRS的呼叫率，各研究結果不同，Konrad等[16]研究的 RRS呼叫率最低，約為每1 000名住院患者中發(fā)生9.3次呼叫，在該情況下，RRS的實施仍能減少院內心臟呼吸驟停和死亡的發(fā)生。RRS的反應時間是從接到呼叫至小組人員到達患者床旁的時間，納入的文獻中對反應時間的描述較少，僅3篇文獻有具體時間。RRS的人員組成無統(tǒng)一標準，在不同的研究中存在差異，其中Shah等[5]研究中RRS成員中不包括醫(yī)生。見表4。

2.4.2心臟呼吸驟停的發(fā)生 納入9篇文獻，異質性檢驗，P=0.004<0.1，I2=65%，異質性較大，查找異質性來源，剔除RRS人員組成中無醫(yī)生參與的文獻[5]。重新納入8篇文獻進行異質性檢驗，P=0.06<0.1，I2=48%<50%。選擇固定效應模型合并統(tǒng)計量，選擇固定效應模型合并統(tǒng)計量，結果為RR=0.59，95%CI：0.53～0.66，P<0.1，差異有統(tǒng)計學意義。見圖1。

2.4.3院內死亡的發(fā)生 納入9篇文獻，異質性檢驗，P=0.02，I2=56%。通過查找異質性原因，剔除文獻質量評價較低的1篇文獻[13]。重新納入8篇文獻進行異質性檢驗P=0.68，I2=0%。選擇固定效應模型合并統(tǒng)計量，結果為RR=0.89，95%CI：0.87～0.92，P<0.1，差異有統(tǒng)計學意義。見圖2。

2.4.4ICU入室率 納入4篇文獻[2,11,13,17]，異質性檢驗P<0.001，I2=100%，不能進行數據合并。在RRS實施后有2篇文獻[2,17]入室率有所減少，1篇中的減少差異有統(tǒng)計學意義，1篇文中未描述統(tǒng)計學結果，在另外2篇文獻[11,13]中RRS實施后入室率是增加的，1篇中的增加差異有統(tǒng)計學意義，1篇差異無統(tǒng)計學意義。見表5。

2.5報告偏倚報告偏倚通過漏斗圖顯示，Egger線性回歸法檢驗RRS實施前后心臟呼吸驟停發(fā)生率、院內死亡率漏斗圖的對稱性：P1=0.854，P2=0.778(P>0.05)，提示無明顯報告偏倚。見圖3、4。

表2 納入文獻RRS激活標準

注：HR為心率；SBP為收縮壓；RR為呼吸頻率；SpO2為指脈氧飽和度；CA為心臟驟停；RA為呼吸驟停； FiO2為吸入氧濃度；GCS為格拉斯哥昏迷評分。

表3 紐卡斯爾-渥太華量表對納入文獻質量的評價

表4 RRS的呼叫率、反應時間及人員組成

注：a為平均數。

圖1 RRS對心臟呼吸驟停影響的森林圖

圖2 RRS對院內死亡影響的森林圖

2.6敏感性分析通過文獻質量評價剔除評分<6分的低質量文獻，利用Revman Manager 5.3對結局指標重新逐項進行分析，合并效應量前后比較，差異無統(tǒng)計學意義(P>0.05)，提示敏感性低，結果較為穩(wěn)定可信。

表5 ICU入室情況(‰)

注：pre-RRS為RRS實施前；post-RRS為RRS實施后；“—”為文中未描述。

圖3 RRS實施前后心臟呼吸驟停發(fā)生率的漏斗圖

圖4 RRS實施前后院內死亡率的漏斗圖

3 討論

薈萃分析發(fā)現，RRS的實施有助于院內心臟呼吸驟停率和院內死亡率的下降，支持RRS的全面推廣。2004年，美國醫(yī)療保健所推薦RRS的實施，可減少可預防的院內死亡的發(fā)生[18]。但其對住院患者的心臟呼吸驟停的發(fā)生率和院內死亡率的影響存在爭議，部分研究提示RRS能夠降低院內患者心臟呼吸驟停發(fā)生率，對院內死亡率無明顯影響[19-21]。本研究結果提示RRS的實施對兩者皆有積極效應，這與Maharaj等[22]的研究結果一致。

RRS的實施對院內死亡率的下降作用不明顯，常常歸因于臨床生命征象惡化時RRS激活的延遲和不充分[22-25]。不同研究結果的差異還可能由于RRS的激活標準、呼叫率，反應時間，人員組成，RRS實施的流程和病房醫(yī)護人員依從性的不同而存在差異。本研究所納入文獻中RRS的激活標準不同，另外病房醫(yī)護人員的依從性不同，可能導致RRS的呼叫率不同。其中Konrad等[16]研究顯示的RRS呼叫率最低，約為每1 000例住院患者中發(fā)生9.3次呼叫，在該情況下，RRS的實施仍能降低院內心臟呼吸驟停發(fā)生率和院內死亡率。Jones等[20]研究指出，在RRS的呼叫率為25.8%～56.4%(每1 000例住院患者)時，患者的結局改善與RRS的實施相關。但RRS的實施對于降低院內心臟呼吸驟停的發(fā)生率和院內死亡率，是多種因素共同作用的結果，較低的RRS呼叫率可能與結果有關，但明確的界限范圍還需要大樣本的研究進一步證明。2005年匹茲堡MET國際會議指出RRS的反應時間需在15 min內[26]。本研究所納入的文獻中只有3篇對反應時間有所描述，但都在15 min內，相對于RRS的反應時間和處理1位患者所需要的平均時間有待進一步收集、記錄。

有研究指出，由重癥監(jiān)護醫(yī)生或住院醫(yī)生主導的RRS對院內心臟呼吸驟停發(fā)生率和死亡率下降的影響無顯著差別，由護士主導的RRS不能降低院內心臟呼吸驟停的發(fā)生率和死亡率[13]。本研究所納入的文獻中RRS的人員組成也未有明確統(tǒng)一，除Shah等[5]的研究外，均是由醫(yī)生參與的，而該差異在對心臟呼吸驟停發(fā)生率結果分析的異質性檢驗中有體現，經剔除該文獻后，異質性結果下降可進行固定效應模型合并統(tǒng)計量。

有時RRS的激活會耽誤患者轉診到ICU接受加強治療，Simmes等[13]研究發(fā)現，有20%的RRS激活后醫(yī)生選擇在普通病房對患者進行1～2 d的治療，病情無好轉或持續(xù)惡化時再將其轉至ICU，這也能降低ICU的入室率，在某種情況下能夠減少醫(yī)療資源的浪費，但對于重癥患者會延誤病情，錯過最佳治療時間，導致預后不良。納入的文獻中只有4篇對RRS實施前后的ICU入室率有所描述，本研究對其異質性檢驗，不能進行數據合并，分析原因來源可能為數據較少，同時存在臨床學異質性，RRS的人員組成不同，對患者病情判斷和治療的差異，對是否轉入ICU的傾向性較大；或是不同的ICU入室標準不同(文獻中未有描述)，所以合理規(guī)范的ICU入室標準和RRS醫(yī)生對患者病情的預判顯得尤為重要。而RRS的實施也使“不復蘇協議”增加，在倫理上也體現其對急危重患者的臨終關懷[27-29]。本研究尚存在一些不足，納入質量評價低分文獻占33%，異質性較大，經過查找原因剔除來源后可進行固定效應模型合并統(tǒng)計量，并且薈萃分析中無中文文獻，統(tǒng)計數據的代表性可能不夠全面，有待進一步深入研究。

綜上所述，RRS的實施能夠降低院內心臟呼吸驟停和院內死亡的發(fā)生風險。臨床應積極推動RRS的實施與發(fā)展，并將其建立成為病房護理系統(tǒng)不可或缺的一部分，從而減少院內不良事件的發(fā)生。

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