陳 罡，徐文青，劉秋麗，劉尚昆，杜丹丹*

1.武漢輕工大學(xué)醫(yī)學(xué)技術(shù)與護(hù)理學(xué)院，湖北 430030；2.華中科技大學(xué)同濟(jì)醫(yī)學(xué)院附屬同濟(jì)醫(yī)院

機(jī)體核心溫度＜36 ℃被定義為低體溫［1］，可導(dǎo)致病人代謝功能異常甚至危及生命安全，國(guó)內(nèi)外學(xué)者多聚焦于術(shù)中低體溫危險(xiǎn)因素的研究［2］。Alfonsi 等［3］研究顯示，蘇醒室低體溫發(fā)生率為53.5%，是手術(shù)病人常見(jiàn)的并發(fā)癥。蘇醒期核心體溫降低會(huì)延長(zhǎng)麻醉藥物的代謝時(shí)間，增加凝血功能障礙，導(dǎo)致失血、麻醉蘇醒延遲、心血管事件等并發(fā)癥，影響病人預(yù)后［4］。隨著圍術(shù)期麻醉護(hù)理的發(fā)展，病人術(shù)后蘇醒階段的體溫變化受到越來(lái)越多的關(guān)注，但蘇醒室低體溫的相關(guān)研究較少。麻醉蘇醒室護(hù)理單元的建立［5］，使蘇醒室（postanesthesia care unit，PACU）成為病人術(shù)后蘇醒階段監(jiān)護(hù)的重要場(chǎng)所［6］，蘇醒室低體溫問(wèn)題逐漸成為困擾臨床工作的難點(diǎn)。本研究評(píng)估全身麻醉后胸腔鏡手術(shù)病人蘇醒室低體溫的發(fā)生率，分析相關(guān)危險(xiǎn)因素，初步建立預(yù)測(cè)模型并進(jìn)行校驗(yàn)，為臨床麻醉護(hù)理工作早期識(shí)別胸腔鏡手術(shù)低體溫的高危病人提供參考。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 便利抽取2019 年11 月—2021 年5 月行胸腔鏡手術(shù)的病人。病人均接受主動(dòng)保溫措施（靜脈補(bǔ)液置入38 ℃恒溫箱內(nèi)加熱，沖洗液加溫至37～40 ℃，術(shù)中使用溫毯機(jī)進(jìn)行保溫）及核心溫度監(jiān)測(cè)。通過(guò)電子病歷系統(tǒng)收集研究對(duì)象的一般人口學(xué)資料[年齡、體質(zhì)指數(shù)（body mass index，BMI）、性別]、圍術(shù)期信息[麻醉類(lèi)型、麻醉時(shí)長(zhǎng)、美國(guó)麻醉醫(yī)師協(xié)會(huì)（American Society of Anesthesiologists，ASA）分級(jí)、入室核心體溫、液體總?cè)肓俊⑷胩K醒室時(shí)間、準(zhǔn)備時(shí)間、是否擇期手術(shù)、術(shù)前血糖/血紅蛋白/清蛋白等]等相關(guān)資料。納入標(biāo)準(zhǔn)：ASA 分級(jí)Ⅰ～Ⅲ級(jí)；全身麻醉且進(jìn)入蘇醒室。排除標(biāo)準(zhǔn)：合并嚴(yán)重的心、肝、腎功能異常；患有甲狀腺疾病或雷諾綜合征；孕期或哺乳期病人；服用調(diào)節(jié)體溫的藥物；發(fā)熱病人。本研究通過(guò)醫(yī)院倫理委員會(huì)審批（倫理號(hào)TJ-IRB20210749），研究對(duì)象均自愿參與研究。本研究基于文獻(xiàn)學(xué)習(xí)，專(zhuān)家經(jīng)驗(yàn)篩選預(yù)測(cè)因子，共14 個(gè)危險(xiǎn)因素納入研究。根據(jù)樣本量計(jì)算公式估算樣本量［7］，文獻(xiàn)報(bào)告2017 年全國(guó)部分地區(qū)橫斷面調(diào)查報(bào)道數(shù)據(jù)為44.5%［8］，考慮到可能10%～20%的樣本不符合要求，本研究所需的最少樣本量14×5/0.445×(1-0.2)=197 例，本研究最終入組300 例。建模組納入200 例，模型外驗(yàn)證組納入100 例。

1.2 方法

1.2.1 研究方法 使用Pro4000 耳溫計(jì)（B.Braun 公司，德國(guó)）測(cè)量核心體溫。病人入蘇醒室后使用體溫探頭測(cè)量核心體溫，通過(guò)麻醉臨床信息系統(tǒng)每隔5 min收集1 次鼻咽溫度數(shù)據(jù)，確定5 min 內(nèi)所有記錄均低于36 ℃定義為低體溫，以排除設(shè)備問(wèn)題或體溫探頭意外移位等因素引起“假”體溫過(guò)低。實(shí)驗(yàn)室檢查結(jié)果以病人術(shù)前最后1 次或術(shù)后第1 次測(cè)量結(jié)果為準(zhǔn)。準(zhǔn)備時(shí)間：病人進(jìn)入手術(shù)室到手術(shù)開(kāi)始切皮的間隔時(shí)間。入蘇醒室時(shí)間：從08:00～16:00 進(jìn)入蘇醒室為早班，從16:01～22:00 進(jìn)入蘇醒室為中班。

1.2.2 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 25.0 軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，定性資料以頻數(shù)、構(gòu)成比（%）描述，組間比較采用χ2檢驗(yàn)；符合正態(tài)分布的定量資料以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差(±s)描述，組間比較采用兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)；非正態(tài)分布的定量資料以中位數(shù)及四分位數(shù)[M（P25，P75）]描述，進(jìn)行秩和檢驗(yàn)；基于Logistic 回歸分析結(jié)果構(gòu)建預(yù)測(cè)模型，以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。使用Hosmer-Lemeshow 判斷模型的擬合度，P＞0.05，值越大擬合度越好。以受試者工作特征（receiveroperatingcharacteristic curve，ROC）曲線下面積(area under curve，AUC)評(píng)價(jià)模型的預(yù)測(cè)能力。以靈敏度、特異度來(lái)驗(yàn)證模型實(shí)際效能。

2 結(jié)果

2.1 建模組一般資料 本研究共納入200 例手術(shù)病人進(jìn)入建模組，其中男88 例，女112 例；年齡23～76(55.48±10.99)歲。將建模組分為低體溫組和非低體溫組，其中蘇醒室低體溫85 例，發(fā)生率為42.5%。組間比較共計(jì)7 個(gè)自變量差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），見(jiàn)表1。

表1 低體溫組和非低體溫組病人一般資料比較（n=200）

2.2 建立蘇醒室胸腔鏡手術(shù)病人低體溫風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型 將單因素分析中有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的7 個(gè)變量（年齡、BMI 評(píng)分、麻醉類(lèi)型、麻醉時(shí)長(zhǎng)、入室核心體溫、準(zhǔn)備時(shí)間、入蘇醒室班次）納入Logistic回歸分析，賦值方式見(jiàn)表2，結(jié)果顯示見(jiàn)表3。對(duì)模型進(jìn)行Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)，P=0.693，表明該模型擬合優(yōu)度高。模型系數(shù)Omnibus 檢驗(yàn)中P＜0.001，說(shuō)明模型總體有意義。采用ROC 曲線檢驗(yàn)病人模型預(yù)測(cè)實(shí)際低體溫的靈敏度與特異度，見(jiàn)圖1，以約登指數(shù)最大值為預(yù)測(cè)模型的最佳臨界值。最終測(cè)得AUC 為0.858，約登指數(shù)為0.605，靈敏度為0.788，特異度為0.817。表明該模型比較穩(wěn)健，擬合度和預(yù)測(cè)能力中等偏上。

表2 自變量賦值表

表3 蘇醒室胸腔鏡手術(shù)病人低體溫多因素Logistic 回歸分析

圖1 預(yù)測(cè)病人發(fā)生蘇醒室低體溫的ROC 曲線

2.3 蘇醒室胸腔鏡手術(shù)病人低體溫風(fēng)險(xiǎn)模型臨床應(yīng)用效果分析 2020 年12 月—2021 年5 月對(duì)100 例符合標(biāo)準(zhǔn)的病人應(yīng)用該模型。其中男46 例，女54 例；年齡28～80（55.8±11.38）歲。實(shí)際發(fā)生術(shù)中低體溫46 例，發(fā)生率46%，模型判斷為36 例，誤判10 例，靈敏度為78.26%；實(shí)際未發(fā)生術(shù)中低體溫54 例，模型判斷為39 例，誤判15 例，特異度為72.22%。模型判斷總正確率為75%。

3 討論

目前，醫(yī)護(hù)人員已經(jīng)認(rèn)識(shí)到圍術(shù)期低體溫的危害，國(guó)內(nèi)外已逐漸進(jìn)行相關(guān)領(lǐng)域低體溫指南的建立和更新，國(guó)內(nèi)的相關(guān)研究也開(kāi)始關(guān)注其重要性［9］。胸腔鏡手術(shù)是胸科手術(shù)的首選方式［10］，但針對(duì)胸腔鏡手術(shù)病人蘇醒室低體溫的相關(guān)研究卻相對(duì)缺乏。本研究發(fā)現(xiàn)，年齡、BMI 評(píng)分、麻醉類(lèi)型、麻醉時(shí)長(zhǎng)、入室核心體溫、準(zhǔn)備時(shí)間、入蘇醒室班次是胸腔鏡手術(shù)病人蘇醒室低體溫的預(yù)測(cè)因子，模型Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)中P=0.693，AUC=0.858，表明該模型擬合優(yōu)度高，應(yīng)用該模型可以預(yù)測(cè)蘇醒室低體溫發(fā)生的高危人群，能有效對(duì)蘇醒室術(shù)后胸腔鏡病人進(jìn)行低體溫高危病人的篩選，采取有效的保溫措施，降低蘇醒室低體溫及其并發(fā)癥的發(fā)生率，促進(jìn)病人術(shù)后的康復(fù)。本研究納入200 例胸腔鏡手術(shù)病人，通過(guò)單因素分析及多因素Logistic回歸分析，篩選胸腔鏡病人蘇醒室低體溫的相關(guān)危險(xiǎn)因素。本研究結(jié)果中，BMI≥24 kg/m2是蘇醒室低體溫的保護(hù)因素，超重具有保護(hù)作用。因?yàn)榉逝植∪撕诵臏囟冉档蜁r(shí)，體內(nèi)脂肪通過(guò)觸發(fā)血管收縮來(lái)保持熱量平衡[11]。也有研究顯示，核心體溫≥36.5 ℃是蘇醒室低體溫發(fā)生率的保護(hù)因素[12]。術(shù)前核心溫度較高再分布減少，分布到外周的溫度梯度降低，不易發(fā)生低體溫。年齡增加是圍術(shù)期低溫的一個(gè)預(yù)測(cè)危險(xiǎn)因素，高齡病人對(duì)寒冷的承受能力較差，在全身麻醉狀態(tài)下體溫調(diào)節(jié)血管收縮閾值降低，極易發(fā)生低體溫[13]。有研究顯示，麻醉初始階段低溫下降約占總下降的70%，而初始下降超過(guò)0.5 ℃會(huì)使病人進(jìn)入蘇醒室時(shí)體溫＜36 ℃的風(fēng)險(xiǎn)加倍[11]。隨著麻醉時(shí)間延長(zhǎng)，核心溫度持續(xù)降低，蘇醒室低體溫發(fā)生率升高，與Kongsayreepong等［14］研究結(jié)果一致。手術(shù)前沒(méi)有主動(dòng)保溫措施，手術(shù)前的準(zhǔn)備時(shí)間越長(zhǎng)，蘇醒室低體溫的發(fā)生率越高。全身麻醉和神經(jīng)阻滯均會(huì)影響體溫調(diào)節(jié)功能[15]，神經(jīng)阻滯麻醉減少血管收縮和寒戰(zhàn)的程度，導(dǎo)致熱量從身體的核心轉(zhuǎn)移到外周，造成復(fù)合麻醉中蘇醒室低體溫的發(fā)生率是全身麻醉病人的3.857 倍。中班時(shí)間入蘇醒室的病人，蘇醒室低體溫的風(fēng)險(xiǎn)增高2.857 倍，可能與病人手術(shù)開(kāi)始時(shí)間比較晚，禁飲、禁食時(shí)間較長(zhǎng)有關(guān)。

4 小結(jié)

本研究通過(guò)單因素分析和多因素Logistic 回歸分析篩選胸腔鏡手術(shù)蘇醒室低體溫發(fā)生的7 個(gè)獨(dú)立危險(xiǎn)因素，并通過(guò)數(shù)據(jù)分析建立了風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型。但是本研究也存在一定的不足，樣本類(lèi)型選取過(guò)于單一，樣本量納入較少，后期還需擴(kuò)大樣本量及樣本類(lèi)型。但是此模型具有良好的預(yù)測(cè)能力，能夠穩(wěn)健地預(yù)測(cè)胸腔鏡手術(shù)蘇醒室低體溫的發(fā)生，為臨床工作提供了可靠的指導(dǎo)，具有良好的臨床應(yīng)用價(jià)值。