修回日期: 2014-04-30
接受日期: 2014-05-12
在线出版日期: 2014-07-28
目的: 系统评价中国肝衰竭医院感染预后相关研究, 分析医院感染预后指标, 为改善预后提供循证依据.
方法: 检索中国知网、万方、维普、中国生物医学文献数据库、Pubmed、ISI web of knowledge、Embase、Cochrane数据库文献, 采用纽卡斯尔-渥太华量表对纳入文献进行质量评价及Meta分析.
结果: 纳入19篇文献, 肝衰竭医院感染1989例, 死亡1842例. Meta分析结果显示: 肝衰竭医院感染患者在死亡组与存活组间(OR = 4.13)、肝衰竭医院感染患者死亡在亚急性与慢性(OR = 0.50)、单部位与多部位(OR = 0.52)、血清总胆红素≤342.2 µmol/L与>342.2 µmol/L(OR = 0.47)、血清白蛋白≤30 g/L与>30 g/L(OR = 2.85)、凝血酶原活动度<20%与≥20%(OR = 14.49)组间均有统计学意义.
结论: 影响肝衰竭医院感染患者预后指标复杂多样. 慢性肝衰竭合并医院感染及多部位感染患者为重点监测对象, 血清总胆红素>342.2 µmol/L、血清白蛋白≤30 g/L、凝血酶原活动度<20%为重点监测指标.
核心提示: 鉴于肝衰竭医院感染病死率高的严重性, 建议医院设立肝衰竭医院感染监测系统, 以慢性肝衰竭感染及多部位感染患者为重点监测对象, 设定肝衰竭患者血清总胆红素>342.2 µmol/L、血清白蛋白≤30 g/L、凝血酶原活动度<20%为预警指标.
引文著录: 胡世芸, 陈妍雯, 潘宗琴, 吕红, 陈宇, 肖政, 邱隆敏. 中国肝衰竭医院感染患者预后的Meta分析. 世界华人消化杂志 2014; 22(21): 3133-3141
Revised: April 30, 2014
Accepted: May 12, 2014
Published online: July 28, 2014
AIM: To assess the prognosis of liver failure related hospital infection in China by systematically reviewing all related studies.
METHODS: We retrieved all clinical articles about the prognosis of liver failure related hospital infection in China in CNKI, Wanfang, VIP, CBM, PubMed, ISI web of knowledge, Embase and Cochrane library and evaluated the risk of bias of all included studies by Newcastle-Ottawa scale and analyzed all data by qualitative analysis and meta-analysis.
RESULTS: Nineteen studies involving 1989 patients with liver failure related hospital infection, including 1842 deaths, were included. Meta-analysis results showed that the odds ratio of liver failure related hospital infection was significantly different between the death group and alive group (OR = 4.13). The odds ratio of death was significantly different between subacute and chronic liver failure groups (OR = 0.52), between total bilirubin (TBIL) ≤ 342.2 µmol/L and > 342.2 µmol/L groups (OR = 0.47), between albumin (ALB) ≤ 30 g/L and > 30 g/L groups (OR = 2.85), and between PTA < 20% and ≥ 20% groups (OR = 14.49).
CONCLUSION: The prognostic indexes of liver failure related hospital infection are complex and diverse. Chronic liver failure, multi-site hospital infection, TBIL > 342.2 µmol/L, ALB ≤ 30 g/L and PTA < 20% are key indexes.
- Citation: Hu SY, Chen YW, Pan ZQ, Lv H, Chen Y, Xiao Z, Qiu LM. Prognosis of liver failure related hospital infection in China: A Meta-analysis. Shijie Huaren Xiaohua Zazhi 2014; 22(21): 3133-3141
- URL: https://www.wjgnet.com/1009-3079/full/v22/i21/3133.htm
- DOI: https://dx.doi.org/10.11569/wcjd.v22.i21.3133
肝衰竭患者致肝脏解毒功能下降[1], 免疫力低下, 极易合并医院感染, 导致病情加重, 控制医院感染的发生, 可改善肝衰竭预后. 本研究系统评价我国肝衰竭医院感染预后分析的文献, 为救治肝衰竭医院感染提供科学依据.
两名检索员独立以检索式: "主题 = (肝衰竭 or 肝功能衰竭 or 重型肝炎) and 主题 = (院感 or 医院感染 or 交叉感染 or 院内感染 or 继发感染)"和"(liver failure OR hepatic failure OR fulminant hepatitis OR Severe hepatitis) AND (Cross Infection OR nosocomial infection OR hospital infection OR complicated infection OR secondary infection) AND (china OR chinese)"分别检索CBM、CNKI、维普、万方、Embase、PubMed、ISI web of knowledge及Cochrane数据库(检索入库至2014-02, 无语种限制).
1.2.1 纳入及排除标准: 纳入我国肝衰竭医院感染预后相关病例对照研究, 排除重复、无关的摘要、综述、会议摘要及原始文献信息少或数据不完整的文献.
1.2.2 质量评价标准: 依据纳入文献特征, 采用病例对照研究的纽卡斯尔-渥太华量表(Newcastle-Ottawa scale, NOS)评价标准, 评价内容包括研究人群选择、组间可比性、暴露因素的测量3个部分, 共8个条目, 总分9分.
1.2.3 纳入筛选及质量评价: 由两名评价员独立阅读题目及全文, 排除不符合文献. 对有分歧难以确定通过第三方讨论解决.
统计学处理 根据PICO原则, 以研究医院感染的预后资料制作表格并提取数据, 采用RevMan5.1统计软件绘制Meta分析整合纳入数据. 若P>0.1, I2<50%, 表示无异质性, 采用固定效应模式; 若P≤0.1, I2≥50%, 表示存在异质性大, 采用随机效应模式; 当I2≥75%, 存在高度异质性. 本研究为病例对照研究, 计数资料以比值比(odd ratio, OR)为评价指标, 按α = 0.05的检验水准, 两者均计算95%可信区间. P<0.05为差异有统计学意义.
检索文献1286篇, 阅读题目: 排除重复文献527篇; 阅读摘要: 排除无详细信息文献12篇, 会议摘要55篇, 无关文献351篇, 综述3篇, 个案报道12篇; 阅读全文: 排除原始文献信息少或数据不完整297篇, 纳入19篇研究文献(图1).
纳入19篇研究(表1), 肝衰竭3302例, 合并医院感染1989例, 死亡1842例. 分布三级医院15篇, 二级医院4篇. 分析肝衰竭医院感染预后因素, 四大类包括住院基本要素、肝衰竭类型、医源性因素、检验指标, 共28个指标. 住院基本要素包括性别、年龄; 肝衰竭类型包括急性、亚急性、慢加急性、慢性肝衰竭; 医源性因素包括感染例次、部位数、部位、并发症(上消化道出血、肝性脑病、肝肾综合征)、脏器受损数、病原菌; 检验指标包括生化指标(谷丙转氨酶、谷草转氨酶、血清总胆红素、胆碱酯酶、血清白蛋白、前白蛋白、总胆固醇、甘油三酯)及凝血酶原活动度、血氨、甲胎蛋白、外周血白细胞、外周血中性粒细胞、血钾、血钠、乙型肝炎e抗原(hepatitis B e antigen, HBeAg)、乙型肝炎病毒(hepatitis B virus, HBV) DNA. 研究表明影响肝衰竭医院感染预后的因素较多, 需抓住重点因素早期预防改善预后.
| 出处 | 研究年代 | 级别 | n | 感染 | 死亡 | 基本要素 | 原发病 | 医源性因素 | 检验指标 |
| 王英杰[2] | 1990-1995 | 三甲 | 359 | 234 | 150 | - | ③④⑥ | ⑴ | - |
| 杨莉萍[3] | 1987-1992 | 三甲 | 70 | 43 | 18 | - | - | - | - |
| 徐玉仙[4] | 1998-2001 | 三甲 | 208 | 126 | 94 | - | - | ⑵⑷ | - |
| 王军[5] | 1997-2001 | 三甲 | 183 | 124 | 95 | - | ③④⑥ | ⑴ | - |
| 王胜春[6] | 1998-2000 | 三甲 | 48 | 42 | 16 | - | ③④⑥ | - | - |
| 黄祝青等[7] | 1995-2002 | 三甲 | 128 | 55 | 56 | - | - | - | ac |
| 曾跃萍等[8] | 1999-2000 | 三甲 | 145 | 137 | 82 | - | - | ⑷⑸ | ac |
| 王世乾等[9] | 1995-2003 | 二甲 | 111 | 66 | 88 | - | - | ⑷ | abdr |
| 陈志华[10] | 1997-2004 | 三甲 | 42 | 31 | 18 | - | - | ⑷ | a |
| 赵宁等[11] | 2001-2004 | 三甲 | 126 | 58 | 82 | - | - | ⑷ | abcdefghj |
| 陈小龙[12] | 1998-2005 | 二甲 | 115 | 47 | 52 | - | - | ⑶ | - |
| 张雯[13] | 1998-2005 | 三乙 | 72 | 67 | 42 | - | - | - | ac |
| 周文红等[14] | 2002-2005 | 三乙 | 172 | 66 | 109 | ①② | - | - | abctx |
| 沈彩红等[15] | 1996-2006 | 三甲 | 150 | 47 | 49 | - | - | - | - |
| 赵蓉[16] | 1999-2004 | 二乙 | 89 | 51 | 44 | - | ③④⑥ | ⑴⑶ | - |
| 杰恩斯等[17] | 1996-2005 | 三甲 | 72 | 47 | 30 | - | ③④⑥ | ⑴⑶⑹ | - |
| 韩纲等[18] | 2006-2010 | 二甲 | 220 | 117 | 146 | - | - | - | ab |
| 黄乐等[19] | 2000-2009 | 三甲 | 109 | 93 | 87 | - | ③④⑤⑥ | ⑵⑷ | - |
| 黄乐[20] | 2002-2011 | 三甲 | 883 | 538 | 584 | - | ③④⑤⑥ | ⑵⑷ | - |
纳入文献19篇, 采用NOS标准评价文献质量, 8个研究得5分, 6个研究得6分, 1个研究得7分, 4个研究得8分, 整体平均为6分(表2). 文献普遍存在组建可比性、无应答率未清楚描述, 结果表明文献研究整体质量不高.
| 出处 | 发表时间 | 研究人群选择 | 组间可比性 | 暴露因素的测量 | 得分 | |||||
| 病例恰当 | 代表性 | 对照选择 | 对照确定 | 因素确定 | 相同方法 | 无应答率 | ||||
| 王英杰[2] | 1996 | 1 | 1 | 1 | 1 | 0 | 1 | 1 | 0 | 6 |
| 杨莉萍[3] | 1996 | 1 | 1 | 1 | 0 | 0 | 1 | 1 | 0 | 5 |
| 徐玉仙[4] | 2001 | 1 | 1 | 0 | 1 | 0 | 1 | 1 | 0 | 5 |
| 王军[5] | 2002 | 1 | 1 | 1 | 1 | 0 | 1 | 1 | 0 | 6 |
| 王胜春[6] | 2002 | 1 | 1 | 1 | 0 | 0 | 1 | 1 | 0 | 5 |
| 黄祝青等[7] | 2003 | 1 | 1 | 1 | 0 | 0 | 1 | 1 | 0 | 5 |
| 曾跃萍等[8] | 2003 | 1 | 1 | 1 | 0 | 0 | 1 | 1 | 0 | 5 |
| 王世乾等[9] | 2004 | 1 | 1 | 1 | 0 | 0 | 1 | 1 | 0 | 5 |
| 陈志华[10] | 2005 | 1 | 1 | 1 | 0 | 0 | 1 | 1 | 0 | 5 |
| 赵宁等[11] | 2005 | 1 | 1 | 1 | 1 | 2 | 1 | 1 | 0 | 8 |
| 陈小龙[12] | 2006 | 1 | 1 | 1 | 1 | 2 | 1 | 1 | 0 | 8 |
| 张雯[13] | 2006 | 1 | 0 | 1 | 1 | 2 | 1 | 1 | 0 | 7 |
| 周文红等[14] | 2007 | 1 | 1 | 1 | 1 | 2 | 1 | 1 | 0 | 8 |
| 沈彩红等[15] | 2008 | 1 | 1 | 1 | 1 | 0 | 1 | 1 | 0 | 6 |
| 赵蓉[16] | 2008 | 1 | 1 | 1 | 1 | 0 | 1 | 1 | 0 | 6 |
| 杰恩斯等[17] | 2009 | 1 | 0 | 1 | 0 | 2 | 1 | 1 | 0 | 6 |
| 韩纲等[18] | 2011 | 1 | 1 | 1 | 1 | 2 | 1 | 1 | 0 | 8 |
| 黄乐等[19] | 2012 | 1 | 1 | 1 | 1 | 0 | 1 | 1 | 0 | 6 |
| 黄乐[20] | 2013 | 1 | 1 | 1 | 0 | 0 | 1 | 1 | 0 | 5 |
纳入文献19篇, 肝衰竭3302例, 死亡1842例, 肝衰竭死亡率55.8%, 其中死亡患者医院感染率高达73.5%. 提取肝衰竭医院感染预后因素包括四大类, 28个指标. 但仅以下因素能提取详细数据做Meta分析: 肝衰竭类型(急性、亚急性、慢性)、感染部位数、生化指标(血清总胆红素、血清白蛋白、凝血酶原活动度). 纳入文献10篇(图2), Meta分析结果显示肝衰竭发生医院感染在死亡组与存活组间差异有统计学意义(OR = 4.13, 95%CI: 3.38-5.05, P<0.00001), 死亡组发生医院感染比例更高. 结果表明医院感染增加肝衰竭患者发生死亡的风险. 分析所得漏斗图比较对称, 提示研究发表偏倚较小.
2.5.1 急性与亚急性肝衰竭医院感染预后的关系分析: 纳入文献6篇(图3), Meta分析结果显示肝衰竭医院感染发生死亡在急性组与亚急性组间差异无统计学意义(OR = 1.34, 95%CI: 0.67-2.67, P = 0.41). 分析所得漏斗图不对称, 提示研究存在发表偏倚.
2.5.2 亚急性与慢性肝衰竭医院感染预后的关系分析: 纳入文献8篇(图4), Meta分析结果显示肝衰竭医院感染死亡在亚急性组与慢性组间差异有统计学意义(OR = 0.50, 95%CI: 0.32-0.78, P = 0.002), 慢性肝衰竭死亡比例更高. 结果表明慢性肝衰竭医院感染死亡风险高于亚急性. 分析所得漏斗图不对称, 提示研究存在发表偏倚.
2.5.3 慢性与急性肝衰竭医院感染预后的关系分析: 纳入文献8篇(图5), Meta分析结果显示肝衰竭医院感染死亡在急性组与慢性组间差异无统计学意义(OR = 1.68, 95%CI: 0.95-2.96, P = 0.07). 分析所得漏斗图比较对称, 提示研究发表偏倚较小.
纳入文献3篇(图6), Meta分析结果显示肝衰竭死亡在发生单部位医院感染与多部位组间差异有统计学意义(OR = 0.52, 95%CI: 0.35-0.77, P = 0.001), 多部位感染死亡比例更高. 结果表明多部位医院感染增加肝衰竭发生死亡的风险. 分析所得漏斗图不对称, 提示研究存在发表偏倚.
2.7.1 血清总胆红素与肝衰竭医院感染预后的关系分析: 纳入文献4篇(图7), Meta分析结果显示肝衰竭医院感染死亡在血清总胆红素≤342.2 µmol/L组与>342.2 µmol/L组间差异有统计学意义(OR = 0.47, 95%CI: 0.25-0.86, P = 0.01), 血清总胆红素>342.2 µmol/L死亡比例更高. 结果表明血清总胆红素增高可增加肝衰竭医院感染患者死亡风险. 分析所得漏斗图不对称, 提示研究存在发表偏倚.
2.7.2 血清白蛋白与肝衰竭医院感染预后的关系分析: 纳入文献3篇(图8), Meta分析结果显示肝衰竭医院感染死亡在血清白蛋白≤30 g/L组与>30 g/L组间差异有统计学意义(OR = 2.85, 95%CI: 1.56-5.19, P = 0.0006), 血清白蛋白≤30 g/L组死亡比例更高. 结果表明血清白蛋白降低可增加肝衰竭医院感染患者死亡风险. 分析所得漏斗图不对称, 提示研究存在发表偏倚.
2.7.3 凝血酶原活动度与肝衰竭医院感染预后的关系分析: 纳入文献2篇(图9), Meta分析结果显示肝衰竭医院感染死亡在凝血酶原活动度<20%组与≥20%组间差异有统计学意义(OR = 14.49, 95%CI: 7.17-29.28, P<0.00001), 凝血酶原活动度<20%组死亡比例更高. 结果表明凝血酶原活动度降低可增加肝衰竭医院感染患者死亡风险. 分析所得漏斗图不对称, 提示研究存在发表偏倚.
肝衰竭是病毒性肝炎中最为严重的一种类型, 病死率高, 合并症多, 以医院感染最为常见. 感染后加重肝脏负担, 使病情复杂, 严重影响患者预后. 本研究系统评价我国肝衰竭医院感染预后文献, 为相关防控提供循证依据.
纳入研究文献19篇, 肝衰竭死亡率55.8%, 其中死亡患者医院感染率高达73.5%. 本研究Meta分析结果证实医院感染增加肝衰竭患者发生死亡的风险(P<0.00001), 临床上需积极预防医院感染改善预后. 对于医院感染患者, 建立医院内感染监测系统, 设立预警指标, 对肝衰竭医院感染的防控有着重要意义. 本研究提取基本要素、肝衰竭类型、医源性因素、检验指标四大类, 共28项影响预后指标. 首先本研究证实慢性肝衰竭医院感染患者死亡风险高于亚急性(P = 0.002), 尚不能认为急性肝衰竭医院感染死亡风险高于亚急性(P = 0.41), 可能与慢性患者病程长、病情重有关; 其次多部位医院感染增加肝衰竭发生死亡的风险(P = 0.001), 感染部位越多, 病情越重, 患者愈后也越差; 本研究还证实血清总胆红素>342.2 µmol/L(P = 0.01)、血清白蛋白≤30 g/L(P = 0.0006)、凝血酶原活动度<20%(P<0.00001)可增加肝衰竭医院感染患者死亡风险, 上述指标显著异常均提示肝细胞严重坏死, 导致肝脏合成、解毒、分泌、代谢功能严重障碍, 医院感染风险增加, 死亡率也随之增加. 提醒临床医生应重视上述重点指标的监控及预防, 有效降低肝衰竭患者医院感染的发生. 但是本研究纳入原始文献质量不高, 且存在偏倚, 可能与统计学设计不严密, 病例来源级别、参考标准不一有关, 未来原始研究尚需细化纳入标准、提高统计学方法、提高文献质量得出更准确的结论进而为临床提供更为可靠证据. 尚未证实的预后指标有待进一步高质量原始研究支持.
总之, 虽纳入研究质量不高, 但鉴于肝衰竭病情的严重性, 病死率极高, 且肝衰竭尚无特效内科治疗措施, 故应完善各项预后指标, 以慢性肝衰竭感染及多部位感染患者为重点监测对象, 建议设定肝衰竭患者血清总胆红素>342.2 µmol/L、血清白蛋白≤30 g/L、凝血酶原活动度<20%为预警指标.
肝衰竭是各种原因导致短期内大量肝细胞坏死引起的一组具有相似临床表现的综合征, 免疫力低下, 易合并医院感染, 导致病情恶化, 甚至死亡. 影响预后的因素繁多, 如何有效进行防控成为改善预后的关键.
郑素军, 副教授, 副主任医师, 首都医科大学附属北京佑安医院人工肝中心
控制医院内感染的发生是救治肝衰竭患者的重要环节, 但国内尚无相关系统评价. 本研究系统评价我国肝衰竭医院感染预后文献, 为相关防控提供循证依据.
王军等研究结果显示急性肝衰竭感染患者死亡风险高于慢性, 而黄乐等研究结果显示急性死亡风险低于慢性肝衰竭感染患者.
肝衰竭合并医院感染预后差, 且影响肝衰竭医院感染预后的因素很多, 但国内文献结果不一, 本文献评价相关文献, 探索肝衰竭医院感染预后的预测因素, 为临床提供科学依据.
本研究纳入原始文献质量不高, 可能与统计学设计不严密, 病例来源级别等有关, 未来原始研究尚需细化纳入标准、提高统计学方法. 为今后高质量的文献研究提供基础.
肝衰竭患者极易合并医院感染, 控制医院感染的发生, 可改善肝衰竭预后. 本研究对中国肝衰竭医院感染预后影响因素作了Meta分析, 有一定的临床意义.
编辑 郭鹏 电编 鲁亚静
| 16. | 赵 蓉. 44例重型肝炎死亡患者医院内感染分析. 现代保健医学创新研究. 2008;5:82. |