嚴(yán)露培，姚麗麗，李躍榮，陳豪，劉文文，趙慶華，肖明朝

（1.重慶醫(yī)科大學(xué)附屬第一醫(yī)院a.麻醉科；b.胃腸外科；c.護(hù)理部；d.泌尿外科，重慶400016；2.重慶醫(yī)科大學(xué) 公共衛(wèi)生與管理學(xué)院，重慶400016）

非計(jì)劃性術(shù)中低體溫（inadvertent intraoperative hypothermia, IIH）指除計(jì)劃性或治療性低體溫外，患者在手術(shù)過(guò)程中發(fā)生的對(duì)機(jī)體有害的體溫下降（核心體溫低于36℃）[1]，是外科手術(shù)常見(jiàn)的、可防控的并發(fā)癥之一[2]。 國(guó)內(nèi)外研究顯示，非計(jì)劃性術(shù)中低體溫的發(fā)生率為40%～75%[3-5]，主要原因?yàn)槭中g(shù)患者體內(nèi)核心組織與外周組織熱量的再分配[5-6]。 手術(shù)過(guò)程中，患者體內(nèi)熱量的持續(xù)再分配使其體核溫度降低，各臟器供能不足， 可能導(dǎo)致其發(fā)生嚴(yán)重的凝血功能障礙、藥物清除率降低、手術(shù)部位感染等并發(fā)癥，進(jìn)而延長(zhǎng)患者住院時(shí)間、加重患者經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)[1，7-8]。 因此， 準(zhǔn)確有效地評(píng)估手術(shù)患者的非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)至關(guān)重要。 非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型作為篩查高風(fēng)險(xiǎn)人群的評(píng)估工具， 可為醫(yī)護(hù)團(tuán)隊(duì)術(shù)前識(shí)別非計(jì)劃性術(shù)中低體溫高風(fēng)險(xiǎn)患者并采取針對(duì)性預(yù)防措施提供參考。 現(xiàn)將近年來(lái)有關(guān)非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的研究進(jìn)行歸納、 提煉和評(píng)價(jià)。

1 非計(jì)劃性術(shù)中低體溫的危險(xiǎn)因素

由于非計(jì)劃性術(shù)中低體溫的可防控性， 針對(duì)危險(xiǎn)因素開(kāi)展預(yù)防成為降低非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)的主要方式。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外有關(guān)非計(jì)劃性術(shù)中低體溫危險(xiǎn)因素的研究主要集中在以下方面。（1）患者自身因素： 高齡女性患者發(fā)生非計(jì)劃性術(shù)中低體溫的風(fēng)險(xiǎn)更高[9]，但年齡變量?jī)H對(duì)術(shù)中30 min 內(nèi)的體溫存在影響效應(yīng)[7]；低BMI 是非計(jì)劃性術(shù)中低體溫發(fā)生的獨(dú)立危險(xiǎn)因素[7]，但此變量效應(yīng)時(shí)間局限于術(shù)中2 h 內(nèi)[9]；麻醉實(shí)施前患者更高的基線體溫（在正常值內(nèi)）可降低非計(jì)劃性術(shù)中低體溫發(fā)生率[7]。 （2）保溫措施： 臨床上將保溫措施分為2 種， 主動(dòng)保溫（對(duì)皮膚和周?chē)M織施加外部熱量，如：強(qiáng)制空氣加熱）和被動(dòng)保溫（幫助熱量?jī)?chǔ)存，防止散失，如加蓋毛毯）[6]。 相比于被動(dòng)保溫，主動(dòng)保溫可降低29%的非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)[6]；多種主動(dòng)保溫措施聯(lián)合應(yīng)用可顯著降低非計(jì)劃性術(shù)中低體溫發(fā)生率[10]。 （3）CO2氣腹： 溫暖濕化的或20℃、0%相對(duì)濕度的CO2可降低非計(jì)劃性術(shù)中低體溫發(fā)生率[11]。（4）麻醉時(shí)長(zhǎng)：麻醉時(shí)間每增加1 min， 患者核心體溫下降0.002 98 ℃[12]。（5）手術(shù)室室溫：低室溫是非計(jì)劃性術(shù)中低體溫發(fā)生的危險(xiǎn)因素[7，13]，但有研究發(fā)現(xiàn)室溫對(duì)患者體溫?zé)o影響[3]。 （6）其他：如手術(shù)類(lèi)型、手術(shù)規(guī)模、術(shù)中液體輸入量、術(shù)野暴露面積等。這些研究結(jié)果可為非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的構(gòu)建提供參考。

2 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型概述

風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型指以引起某結(jié)果的多因素為基礎(chǔ)，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)學(xué)分析建立模型，確定多種風(fēng)險(xiǎn)因素與結(jié)果發(fā)生概率的定量關(guān)系，客觀、科學(xué)地預(yù)估結(jié)果發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，從而早期識(shí)別危險(xiǎn)因素開(kāi)展預(yù)防[14]。Logistic回歸可篩選疾病的高危因素并確定定量關(guān)系，常用于風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的構(gòu)建， 并可通過(guò)Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)判別模型的擬合優(yōu)度，AUC 值（Area under ROC curve，ROC 曲線下面積）評(píng)價(jià)模型的優(yōu)劣性。 目前，在心血管疾病、慢性病、惡性腫瘤等領(lǐng)域均已展開(kāi)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的探索[15-17]。 現(xiàn)結(jié)合國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，介紹非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的研究進(jìn)展。

3 手術(shù)患者非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的研究現(xiàn)狀

3.1 開(kāi)腹手術(shù)患者術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)率模型 2002年，Kasai 報(bào)告了開(kāi)腹手術(shù)患者術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)率模型[18]。 該研究通過(guò)病歷對(duì)照法回顧了862 例患者的人口學(xué)資料（年齡、性別、身高、體質(zhì)量），治療資料（術(shù)前基線體溫、 術(shù)前收縮壓、 術(shù)前心率）， 采用Logistic回歸構(gòu)建了風(fēng)險(xiǎn)率模型：Z=-15.014+0.097×年齡+0.263×身高-0.323×體質(zhì)量-0.055×術(shù)前收縮壓-0.121×術(shù)前心率，B（風(fēng)險(xiǎn)率）=1/（1+e-z）。 通過(guò)受試者工作特征曲線 （receiver operator characteristic curve, ROC）分析，該模型靈敏度為81.5%，特異度為83.0%。隨后，該學(xué)者另納入50 例患者對(duì)模型進(jìn)行驗(yàn)證，當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)率＞0.7 時(shí)，患者發(fā)生術(shù)中低體溫；風(fēng)險(xiǎn)率≤0.3 時(shí)，患者保持正常體溫，模型準(zhǔn)確性較好。

在非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型領(lǐng)域中，該研究較早通過(guò)危險(xiǎn)因素構(gòu)建模型并開(kāi)展臨床驗(yàn)證，為后續(xù)研究提供了參考；但Moons 對(duì)該模型提出質(zhì)疑，認(rèn)為其存在設(shè)計(jì)缺陷，不適宜應(yīng)用于臨床實(shí)踐[19]。 Moons 認(rèn)為，基于病例對(duì)照法推導(dǎo)模型，調(diào)查者可以自由選擇病例組和對(duì)照組數(shù)量， 因此可以預(yù)先“操縱”陽(yáng)性結(jié)果的發(fā)生率，具有較大的偏倚風(fēng)險(xiǎn)。該學(xué)者對(duì)模型中的性別變量進(jìn)行例證分析，發(fā)現(xiàn)案例組與對(duì)照組比例不同， 患者在總體上和性別上的低體溫發(fā)生概率就不同。 由此，Moons 建議Kasai使用隊(duì)列研究法重新構(gòu)建模型， 因?yàn)殛?duì)列研究能前瞻性追蹤患者的原始隊(duì)列數(shù)量， 更能準(zhǔn)確預(yù)估結(jié)果發(fā)生率，因此更適用于推導(dǎo)概率估計(jì)模型[20]。 但查閱文獻(xiàn)，未見(jiàn)該模型的后續(xù)報(bào)道。 本結(jié)論提示學(xué)者，對(duì)于絕對(duì)概率預(yù)測(cè)模型的推導(dǎo)應(yīng)采用隊(duì)列研究法，前瞻性收集患者相關(guān)信息，降低模型的偏倚風(fēng)險(xiǎn)，增加模型的實(shí)證價(jià)值。

3.2 全麻手術(shù)患者術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)評(píng)分系統(tǒng)2008 年，Rincon 報(bào)告了全麻手術(shù)患者術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)評(píng)分系統(tǒng)[21]。 該前瞻性研究將264 例患者隨機(jī)分配到建模組（200 例）和驗(yàn)證組（64 例），采用Logistics回歸構(gòu)建模型：B（風(fēng)險(xiǎn)值）=105.117+0.0371484×年齡-0.0282914×體質(zhì)量+0.0213259×手術(shù)時(shí)長(zhǎng)-0.2609733×手術(shù)室室溫-2.727589×基線體溫。 同時(shí)，該學(xué)者將5 項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)因素進(jìn)行賦值， 構(gòu)建出風(fēng)險(xiǎn)評(píng)分系統(tǒng)， 評(píng)分系統(tǒng)的建模組與驗(yàn)證組的AUC 分別為0.83、0.82，準(zhǔn)確性較好。該研究較早將危險(xiǎn)因素進(jìn)行評(píng)分， 有助于醫(yī)護(hù)人員更直觀地量化術(shù)中低體溫發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，且簡(jiǎn)單快速，可作為個(gè)體化篩查工具；但由于該研究樣本量較少，且納入的研究因素較少，且未見(jiàn)其他學(xué)者對(duì)其進(jìn)行外部實(shí)證研究，因此，臨床適用性有待進(jìn)一步探究。

3.3 手術(shù)患者術(shù)中低體溫危險(xiǎn)因素評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

2016 年， 黃一樂(lè)通過(guò)專(zhuān)家函詢法構(gòu)建了手術(shù)患者術(shù)中低體溫危險(xiǎn)因素評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[22]。 該學(xué)者先通過(guò)德?tīng)柗品ù_定危險(xiǎn)因素指標(biāo)， 專(zhuān)家主觀判斷指標(biāo)的相對(duì)重要性并賦值，2 輪函詢法的專(zhuān)家權(quán)威程度分別為0.83 和0.84（均＞0.7），專(zhuān)家意見(jiàn)的協(xié)調(diào)程度分別為0.586 和0.601（均＞0.5），專(zhuān)家的權(quán)威程度及協(xié)調(diào)性較好； 再通過(guò)層次分析法計(jì)算指標(biāo)權(quán)重并進(jìn)行一致性檢驗(yàn)，一致性比率為0.025（＜0.1），表明體系中指標(biāo)權(quán)重分配合理。 最終確定了2 個(gè)一級(jí)指標(biāo)（術(shù)前、術(shù)中危險(xiǎn)因素）及21 個(gè)二級(jí)指標(biāo)；其中，術(shù)前危險(xiǎn)因素權(quán)重比0.423，共10 個(gè)條目；術(shù)中危險(xiǎn)因素權(quán)重比0.577，共11 個(gè)條目。

該研究通過(guò)匯總及分析專(zhuān)家意見(jiàn)構(gòu)建出風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)體系，雖然專(zhuān)家代表性及可信性較高，但無(wú)法否認(rèn)德?tīng)柗品ㄈ跃哂休^強(qiáng)的主觀性， 其結(jié)果與納入專(zhuān)家的專(zhuān)業(yè)知識(shí)儲(chǔ)備及學(xué)術(shù)造詣密不可分[23]。 因此，未來(lái)的研究可著重關(guān)注該體系的臨床實(shí)踐性， 積極應(yīng)用并不斷完善該體系的使用方式及內(nèi)容， 旨在提高預(yù)測(cè)工具的科學(xué)性，構(gòu)建更為可靠的臨床評(píng)測(cè)工具。

3.4 全麻手術(shù)患者術(shù)中低體溫預(yù)測(cè)因子評(píng)分方程

2018 年，Yi Jie 報(bào)告了全麻手術(shù)患者術(shù)中低體溫預(yù)測(cè)因子評(píng)分方程[5]。 該研究首先基于國(guó)內(nèi)數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)全國(guó)3 132 名全麻手術(shù)患者進(jìn)行術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)因素評(píng)估并建立模型：預(yù)測(cè)因子得分（術(shù)中低體溫發(fā)生率×100%）=100%×1/｛1+EXP [-（119+0.201×手術(shù)等級(jí)-0.1847×術(shù)中輸液量+0.5299×麻醉時(shí)長(zhǎng)-0.2269×保溫措施-0.306×BMI-0.1912×手術(shù)室室溫-3.1057×基線體溫）]｝。 隨后，將北京830 名全麻手術(shù)患者的相關(guān)數(shù)據(jù)代入方程預(yù)測(cè)低體溫的發(fā)生率。該研究中建模組 與 驗(yàn) 證 組 的AUC 分 別 為0.789、0.771，Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)值為0.5611，Brier 值為0.21， 模型具備良好的鑒別力及擬合優(yōu)度，準(zhǔn)確性較好。

該研究較早運(yùn)用國(guó)內(nèi)大數(shù)據(jù)構(gòu)建低體溫預(yù)測(cè)模型，并實(shí)施了外部驗(yàn)證，模型的可實(shí)施性較強(qiáng)；但考慮到該模型的構(gòu)建來(lái)源于回顧性數(shù)據(jù)的分析， 因此模型的實(shí)踐價(jià)值有待進(jìn)一步證實(shí)。然而，考慮到模型的樣本量較大且模型表現(xiàn)力及準(zhǔn)確性較好， 因此建議臨床醫(yī)護(hù)人員積極應(yīng)用該模型， 在檢驗(yàn)預(yù)測(cè)因子效應(yīng)度的同時(shí)挖掘潛在因子間作用， 并可通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行路徑分析，證實(shí)預(yù)測(cè)因子之間的關(guān)系，旨在推導(dǎo)出更穩(wěn)健的低體溫預(yù)測(cè)模型。

3.5 腹腔鏡手術(shù)患者術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型

2019 年，普鷹報(bào)告了腹腔鏡手術(shù)患者術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型[24]。 該前瞻性研究將396 名腹腔鏡手術(shù)患者以2∶1 的比例分配到建模組（264 例）和驗(yàn)證組（132 例）， 用Logistic 回歸構(gòu)建出風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型：Logit （P）=56.893-1.216×基線體溫+0.377×手術(shù)類(lèi)型+0.009×麻醉時(shí)長(zhǎng)-0.653×手術(shù)室室溫。 該模型的AUC 為0.791，約登指數(shù)為0.867，靈敏度為60.0%，特異度為86.7%，H-L 檢驗(yàn)P=0.123， 模型擬合度和預(yù)測(cè)能力中等偏上； 驗(yàn)證組應(yīng)用模型后得出實(shí)際應(yīng)用正確率為79.54%，模型較為穩(wěn)健。

微創(chuàng)醫(yī)學(xué)的興起使視野清楚、切口小、對(duì)腹腔內(nèi)臟器干擾小的腔鏡手術(shù)越來(lái)越普及， 而隨著腔鏡手術(shù)的開(kāi)展，手術(shù)時(shí)間延長(zhǎng)，術(shù)中低體溫問(wèn)題也受到了更多的關(guān)注[24-25]。 該研究聚焦于腹腔鏡手術(shù)患者，研究對(duì)象具有針對(duì)性，且模型經(jīng)過(guò)臨床驗(yàn)證，具有較高的實(shí)踐價(jià)值； 但該模型的樣本量較小且未對(duì)風(fēng)險(xiǎn)率進(jìn)行分級(jí)描述， 無(wú)法準(zhǔn)確預(yù)估患者術(shù)后低體溫發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的高低。下一步可將模型進(jìn)行大樣本驗(yàn)證，并嘗試對(duì)模型進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)率高低的劃分， 進(jìn)一步建立方便臨床醫(yī)護(hù)人員實(shí)施的預(yù)測(cè)模型。

4 展望

非計(jì)劃性術(shù)中低體溫發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)與患者自身因素、疾病因素、手術(shù)因素、治療因素等息息相關(guān)，早期識(shí)別并評(píng)估風(fēng)險(xiǎn)有益于醫(yī)護(hù)團(tuán)隊(duì)采取針對(duì)性措施開(kāi)展預(yù)防。目前，國(guó)內(nèi)外針對(duì)非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)因素的研究多集中于保溫措施、體溫管理、綜合保溫護(hù)理效果等， 對(duì)于非計(jì)劃性術(shù)中低體溫預(yù)測(cè)因子與發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的量性關(guān)系的研究較少， 且多數(shù)研究存在模型構(gòu)建方式單一、模型性能評(píng)價(jià)指標(biāo)不完整、新技術(shù)應(yīng)用不足、結(jié)果不準(zhǔn)確、報(bào)告質(zhì)量差和證據(jù)相互矛盾等缺點(diǎn)[26-29]。 此外，已有非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型多探究術(shù)中階段，未覆蓋圍術(shù)期全過(guò)程，且采用單一的Logistic 回歸分析， 該方法僅能分析納入因素的影響效應(yīng)， 無(wú)法識(shí)別潛在因子間及潛在因子與納入因素間的相互作用，無(wú)法估計(jì)測(cè)量誤差，存在一定缺陷，導(dǎo)致模型準(zhǔn)確率降低。

本研究對(duì)非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型進(jìn)行綜述， 結(jié)果表明非計(jì)劃性術(shù)中低體溫模型普遍缺乏外部驗(yàn)證，總體呈現(xiàn)為開(kāi)發(fā)多、應(yīng)用少的局面，尚不能識(shí)別出那類(lèi)模型實(shí)用價(jià)值更高。 一個(gè)成熟的預(yù)測(cè)模型需經(jīng)過(guò)科學(xué)評(píng)估、反復(fù)驗(yàn)證才能推行。 因此，本研究結(jié)論可為后續(xù)工作提供以下建議。

（1）建議學(xué)者對(duì)已有模型進(jìn)行跨地區(qū)、跨種族的前瞻性多中心臨床驗(yàn)證， 充分利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)構(gòu)建非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)， 擴(kuò)大模型的使用范圍，提高使用率。 其次，推薦學(xué)者采用多類(lèi)型統(tǒng)計(jì)方法進(jìn)行模型推導(dǎo)，如神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型、結(jié)構(gòu)方程模型、決策樹(shù)、機(jī)器學(xué)習(xí)等進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)因素與非計(jì)劃性術(shù)中低體溫發(fā)生結(jié)果的全面分析， 并可通過(guò)列線圖可視化模型的預(yù)測(cè)結(jié)果， 方便醫(yī)護(hù)人員直觀預(yù)估風(fēng)險(xiǎn)、減輕工作負(fù)擔(dān)。（2）應(yīng)透明化模型構(gòu)建方式，使用科學(xué)的模型評(píng)價(jià)表， 如預(yù)測(cè)模型研究的偏倚風(fēng)險(xiǎn)和適用性評(píng)估工具 （prediction model risk of bias assessment tool，PROBAST）[30]，對(duì)模型進(jìn)行質(zhì)量控制及方法學(xué)評(píng)價(jià)，標(biāo)準(zhǔn)化模型制定過(guò)程，提高模型的規(guī)范性及科學(xué)性。

綜上所述， 非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型仍有較大的改善空間， 未來(lái)研究的關(guān)注點(diǎn)應(yīng)從開(kāi)發(fā)新模型轉(zhuǎn)移到驗(yàn)證已有模型，并可從數(shù)據(jù)收集方式、驗(yàn)證方式、 分析方式及呈現(xiàn)方式等方面進(jìn)行模型的創(chuàng)新，旨在制定出具有較強(qiáng)科學(xué)性、較高臨床應(yīng)用價(jià)值、方便實(shí)施的非計(jì)劃性術(shù)中低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，以期降低患者非計(jì)劃性術(shù)中低體溫發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)， 提高照護(hù)質(zhì)量，保障患者安全。