先天性心臟病患兒能量消耗的系統(tǒng)評價與Meta分析

顧 鶯，胡 雁，張慧文，黃 苗，周英鳳

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先天性心臟病患兒能量消耗的系統(tǒng)評價與Meta分析

顧 鶯，胡 雁，張慧文，黃 苗，周英鳳

[目的]系統(tǒng)評價并定量分析先天性心臟病(CHD)患兒的能量消耗。[方法]計算機檢索Cochrane圖書館、JBI圖書館、MEDLINE、EMBASE、Scopus數(shù)據(jù)庫、ProQuest和EBSCO及中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫、中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)資源系統(tǒng)和維普資訊中文科技期刊數(shù)據(jù)庫，檢索日期均為建庫至2015年12月。采用AHRQ評價橫斷面研究的標準進行文獻偏倚評價，對總能量消耗(TEE)和靜息能量消耗(REE)，按手術前、手術后分別進行Meta分析，采用RevMan5.3軟件行異質性分析并根據(jù)其結果采用相應的效應模型合并效應值。[結果]12篇文獻納入系統(tǒng)評價，9篇進入Meta分析，均為設立健康對照組的前瞻性調(diào)查研究。4篇文獻報道了使用雙標水法測量術前TEE，Meta分析結果顯示合并加權均方差(WMD)=21.51[95%CI(17.61，25.41)]，即患兒術前TEE較健康兒童高21.51 kcal/(kg·d)[89.91 kJ/(kg·d)]；2篇文獻報道了術后TEE，因劑量單位不同未進行Meta合成；4篇文獻報道了使用營養(yǎng)代謝測試系統(tǒng)測量術前REE，隨機效應模型分析顯示合并WMD=4.32[95%CI(-1.20，9.85)]；3篇研究報道了術后REE，隨機效應模型分析顯示合并WMD=7.80[95%CI(-9.17，24.77)]。[結論]嬰兒先天性心臟病患兒術前總能量消耗高于同齡健康兒童，術前及術后的靜息能量消耗與健康兒童無差異。

先天性心臟??；能量消耗；總能量消耗；靜息能量消耗；系統(tǒng)評價；Meta分析

先天性心臟病(congenital heart disease，CHD)患兒面臨能量失衡和營養(yǎng)不良的風險[1]，可在術后早期使住院時間延長并對該人群遠期神經(jīng)行為發(fā)育產(chǎn)生負面影響[2]；也有研究證明早期的生長不足與遠期的認知缺陷強烈相關[3]。能量需求增加及能量攝入不足已被普遍認為是導致該人群患兒生長發(fā)育落后的主要原因。1990年—2015年已開展關于CHD患兒術前及術后能量消耗的多項調(diào)查，然而這些研究所得結果并不一致。清晰明確地了解CHD患兒能量消耗，則有助于指導臨床醫(yī)護人員制定更精確的營養(yǎng)支持方案，以支持患兒符合其年齡段的恰當?shù)纳L發(fā)育[2]。因此，本研究對CHD患兒能量消耗的國內(nèi)外觀察性研究進行系統(tǒng)評價，旨在為本領域專業(yè)人員的臨床營養(yǎng)管理實踐提供實證依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 文獻納入標準 ①描述性研究(設或不設對照組)；②研究人群為CHD患兒；③文獻中報道的觀察指標至少包含靜息能量消耗(resting energy expenditure，REE)或總能量消耗(total energy expenditure，TEE)且提供了均值、標準差；④語種限定為中文和英文。

1.2 文獻排除標準 研究人群包括其他疾病且無法單獨提取CHD患兒數(shù)據(jù)的文獻，如包含CHD病種的危重患兒。

1.3 文獻檢索策略 以英文檢索詞“congenital heart disease/congenital heart malformation/heart defects/ventricular septal defects/post-cardiac surgery/cardiac surgery/open-heart surgery/Norwood/Fontan/cardiopulmonary bypass”“energy expenditure” 計算機檢索 The Cochrane Library循證醫(yī)學數(shù)據(jù)庫、The Joanna Briggs Institute Library、MEDLINE、EMBASE、Scopus數(shù)據(jù)庫、ProQuest和EBSCO。以中文檢索詞 “先天性心臟病/先心病/心臟手術”“能量消耗/能量耗損”計算機檢索中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫(CBM)、中國知網(wǎng)(CNKI)、萬方數(shù)據(jù)資源系統(tǒng)和維普資訊中文科技期刊數(shù)據(jù)庫。檢索日期均為建庫至2015年12月。

1.4 文獻檢索步驟 ①檢索Cochrane圖書館相關的系統(tǒng)評價/Meta分析；②在上述中、英文數(shù)據(jù)庫中檢索相關的原始論文，并對所獲文獻文題、摘要、所用的關鍵詞以及主題詞進行分析，以進一步確定文獻檢索的關鍵詞；③運用所有相關的主題詞和關鍵詞進行數(shù)據(jù)庫檢索，如果摘要初步符合納入標準，則進一步查找并閱讀全文；④通過所獲文獻后附參考文獻進行進一步檢索。

1.5 文獻篩選與質量評價 按納入及排除標準對文獻進行篩選，所有文獻質量的評價均由2位研究人員獨立完成并達成共識最后納入文獻。采用美國衛(wèi)生保健質量和研究機構(Agency for Healthcare Research and Quality, AHRQ)評價橫斷面研究的標準[4]包括11個條目，每個條目分別進行“是”“否”“不清楚”作答。

1.6 資料提取 采用登記表提取數(shù)據(jù)，包括文獻作者、發(fā)表年份、研究地點/場所、研究設計、納入/排除標準、疾病診斷、樣本量(CHD組/對照組)、觀察指標。

1.7 統(tǒng)計學方法 采用RevMan5.3進行Meta分析，效應量以加權均方差(WMD)及其95%CI表示。采用χ2檢驗進行統(tǒng)計學異質性分析，P≤0.1為研究間存在顯著一致性；采用I2對異質性進行定量，I2≤50%采用固定效應模型，I2>50%為高度異質性，采用隨機效應模型分析。對無法合并效應量的文獻采用描述性分析。

2 結果

2.1 納入文獻基本情況 初檢出相關文獻487篇，其中英文440篇，中文47篇。借助NoteExpress查找重復題錄的功能剔除重復的文獻248篇，剩余239篇；閱讀文題和摘要后，剔除文獻類型和研究對象等明顯不符的文獻213篇，剩余26篇；無法獲得全文6篇，剩余20篇；閱讀全文后剔除文獻8篇，最終納入文獻12篇，均為英文文獻，包括設立對照組并能提取完整數(shù)據(jù)的文獻9篇，納入Meta整合；前瞻性描述性文獻3篇。文獻篩選流程見圖1，納入文獻的基本特征見表1。

圖1 文獻篩選流程圖

納入研究研究設計研究場所年齡研究對象CHD類型 樣本量(例) CHD組對照組觀察時間 觀察指標Trabulsi2015[2] 前瞻性PCICU 1個月～12個月混合1215/11術后3月及12月齡②③④⑤ Irving2013[3]前瞻性PCICU 1個月～3個月混合4449術后3個月①③④⑤ VanderKuip2003[5]前瞻性門診 2個月～8個月左向右分流CHD1123術前②③④⑤ DeWit2010[6]混合性PICU 0個月～41個月混合21100 術后經(jīng)確認血流動力學穩(wěn)定①③ Li2008[7]前瞻性PCICU 4d～92dSV，Norwood術170術后最初72h①④ Mehta2012[8]前瞻性PCICU 3．6歲±2．6歲SV，F(xiàn)ontan術260術后24h內(nèi)①③ Nydegger2009[9]前瞻性門診 16d～352d混合1123術前及術后1周①③ Leitch2000[10]前瞻性心臟門診5．7歲±0．5歲混合710接受CHD外科手術后約2．5年①②③⑤ Leitch1998[11]前瞻性心臟門診<1個月混合1012出生后2周、3個月；術前①②③⑤ Ackerman1998[12]前瞻性心臟門診3個月～5個月VSD810入組后的第1天；術前①②③⑤ Avitzur2003[13]前瞻性PCICU 0個月～30個月混合290術前1d、術后第1天、第5天①③④ Farrell2001[14]前瞻性心臟門診3個月～5個月VSD1713入組后的第1天、1周內(nèi)；術前①②③④⑤ 注：SV為單心室(包括功能性)，VSD為室間隔缺損；觀察指標中，①為REE，②為TEE，③為體格測量(體重、身高、頭圍、中上臂圍等)，④為能量攝入，⑤為身體成分。

2.2 文獻偏倚評價結果 12篇文獻均描述了資料來源(病例組均來源于調(diào)查；有兩組健康對照組資料來源于歷史資料[5-6])；僅1篇文獻未明確描述病例組的納入與排除標準[7]；6篇文獻明確交代了研究病例的納入時間段[2-3,7-10]；3篇文獻未描述納入的研究對象是否連續(xù)[5，11-12]；所有文獻均詳細描述了主要測量指標(REE/TEE)的測量方式，僅1篇文獻[10]因是同一研究人群的隨訪，測量方法的描述較簡略；4篇文獻解釋了排除分析部分研究對象的理由，如主要測量指標TEE/REE數(shù)據(jù)不全[2,7,9]、因氧流量過高及波動而棄去術后3 h內(nèi)的數(shù)據(jù)[8]，其余8篇文獻中均無研究對象排除；1篇文獻描述了測量過程中混雜因素的控制；3篇文獻在排除數(shù)據(jù)不全的研究對象后，納入分析的研究對象數(shù)據(jù)均無丟失[2-3,5]；所有文獻均報告了數(shù)據(jù)收集的完整性；4篇文獻的研究對象有隨訪并描述了隨訪結果[2,8-9,13],見表2。

表2 納入文獻的偏倚風險評價

2.3 觀察指標測定的方法

2.3.1 TEE的測定 納入的12篇文獻中，6項研究采用雙標水法測量TEE[2,5,10-12,14]。

2.3.2 REE的測定 是指機體禁食2 h以上，在合適溫度下平臥休息30 min后的能量消耗。納入的12篇文獻中，10項研究采用營養(yǎng)代謝測試系統(tǒng)(簡稱代謝車)測量攝氧量(VO2)及二氧化碳排出量(VCO2)，用Weir公式間接測量REE[3, 6-14]。

2.4 Meta分析結果

2.4.1 未手術的CHD患兒TEE與健康對照組比較 4篇研究[5,11-12,14]設立以年齡匹配的健康兒童為對照組，報告了兩組使用雙標水法測得的術前TEE；1篇研究同時報告了心衰組與非心衰組的TEE[14]，選擇提取非心衰組的TEE數(shù)據(jù)；1篇研究同時報告了出生后2周及出生后3個月的TEE[11]，選擇提取出生后3個月齡的TEE數(shù)據(jù)。各研究間具有同質性(χ2=2.04，P=0.56，I2=0%)，采用固定效應模型分析。Meta分析結果顯示：合并WMD為21.51，95%CI[17.61，25.41]。合并效應量的檢驗：Z=10.80，P<0.000 01。可認為CHD患兒術前TEE高于正常健康兒童。見圖2。

圖2 未手術的CHD患兒與健康兒童的TEE比較的Meta分析結果

2.4.2 CHD患兒手術后TEE與健康對照組比較 僅有2篇研究[2,10]比較CHD患兒術后TEE與正常健康兒童的差異，但因計量單位不同，未進行Meta分析。Trabulsi等[2]報告了CHD患兒術后3個月的TEE高于正常同齡兒童36.4 kcal/d(1 kcal=4.18 kJ)，95%CI[-46.3，119.2]，差異未達到統(tǒng)計學意義；術后12個月的TEE高于正常同齡兒童31.7 kcal/d，95%CI[-71.5，134.8]；且該研究比較了單心室與雙心室患兒術后3個月及12個月TEE的差異，后者高于前者分別為46 kcal/d，95%CI[-206.25，114.25]以及131 kcal/d，95%CI[-266.37，4.37]，差異均未達到統(tǒng)計學意義。Leitch等[10]報告了CHD術后約2.5年的患兒TEE低于正常同齡健康兒童5.4kcal/(kg·d)，95%CI[-17.41，6.61]，但差異也未達到統(tǒng)計學意義。

2.4.3 未手術的CHD患兒REE與健康對照組比較 4篇研究[9,11-12,14]設立以年齡匹配的健康兒童為對照組，報告了兩組使用營養(yǎng)代謝測試系統(tǒng)測得的REE；1篇研究[14]同時報告了心衰組與非心衰組的REE，選擇提取非心衰組的REE數(shù)據(jù)；1篇研究[11]同時報告了出生后2周及出生后3個月的REE，選擇提取出生后3個月齡的REE數(shù)據(jù)。固定效應模型分析顯示各研究間存在中等程度的異質性(I2=5.38，P=0.15，I2=44%)，合并WMD為5.06，95%CI[1.21，8.91]。合并效應量的檢驗：Z=2.58，P=0.01(見圖3a)。對本Meta分析結果進行敏感性分析，首先選用隨機效應模型分析顯示各研究間存在中等程度的異質性(I2=13.83，χ2=5.38，P=0.15，I2=44%)，合并WMD為4.32，95%CI[-1.20，9.85]，合并效應量的檢驗：Z=1.53，P=0.13(見圖3b)。其次，剔除1篇[9]研究結論不同于其余3篇研究后進行Meta合成，選用固定效應模型，結果顯示研究間具有同質性(χ2=1.87，P=0.39，I2=0%)，合并WMD為1.48，95%CI[-3.90，6.85]。合并效應量的檢驗：Z=0.54，P=0.59(見圖3c)。鑒于以上分析，可認為未手術的CHD患兒的REE與健康兒童無差異。

圖3a

圖3b

圖3c

2.4.4 CHD患兒術后REE與健康對照組比較 共有6篇研究[3, 6-10]報道了CHD患兒術后的REE，其中3篇研究未設立健康對照組，Mehta等[8]報告了CHD患兒術后24 h內(nèi)的REE為57 kcal/(kg·d)±20 kcal/(kg·d)；Li等[7]報告了術后當天至術后3 d的REE分別為43 kcal/(kg·d)±11 kcal/(kg·d)、39 kcal/(kg·d)±8 kcal/(kg·d)、39 kcal/(kg·d)±4 kcal/(kg·d)、41 kcal/(kg·d)±6 kcal/(kg·d)；Avitzur等[13]報告了術后5 d的REE為62 kcal/(kg·d)±10 kcal/(kg·d)。4篇研究[3,6,9-10]設立健康對照組，比較與手術后CHD患兒REE的差異，因1篇[3]研究使用的計量單位(kcal/d)不同，故只對3篇研究[6,9-10]進行Meta合成。各研究間存在明顯異質性，選用隨機效應模型分析顯示(I2=212.82，χ2=38.04，P<0.000 01，I2=95%)，合并WMD為7.80，95%CI[-9.17，24.77]。合并效應量的檢驗：Z=0.90，P=0.37(見圖4a)。剔除1篇[6]研究，因其對照組人群異于其余兩篇研究，選用固定效應模型分析，結果顯示研究間具有同質性(χ2=0.03，P=0.87，I2=0%)，合并WMD為-1.01，95%CI[-5.50，3.49]。合并效應量的檢驗：Z=0.44，P=0. 66(見圖4b)。因計量單位不同而未納入Meta整合的1篇研究中，術后CHD患兒在術后3個月的REE略高于健康對照組4 kcal/d，95%CI[-25.82，17.82]。鑒于以上分析，可認為CHD患兒在術后早期的REE與健康兒童無差異。

圖4a

圖4b

2.4.5 不同疾病狀態(tài)的CHD患兒能量消耗(TEE/REE)比較 根據(jù)CHD疾病類型、手術前后、有無伴隨心力衰竭等不同的疾病狀態(tài)，部分研究比較了TEE或REE的不同。Irving等[3]報告了單心室患兒術后3個月的REE略高于雙心室患兒3 kcal/d，95%CI[-31.66，37.66]； De Wit等[6]報告了非青紫型CHD術后REE略高于青紫型CHD 3.6 kcal/(kg·d)，95%CI[-14.11，6.91]，接受體外循環(huán)手術的CHD患兒術后REE顯著高于未接受體外循環(huán)的CHD患兒15.38 kcal/(kg·d)，95%CI[4.23，26.53]。Farrell等[14]報告了3個月～5個月室間隔缺損患兒心衰組與非心衰組的REE和TEE，心衰組較非心衰組REE高8.0 kcal/(kg·d)，95%CI[-2.51，18.51]，TEE高15 kcal/(kg·d)，95%CI[-2.67，32.67]。另有2篇[9,13]研究報告了術前及術后的REE，各研究間存在明顯異質性，選用隨機效應模型分析顯示(χ2=6.46，P=0.01，I2=85%)，合并WMD為2.81，95%CI[-10.48，16.10]。合并效應量的檢驗：Z=0.41，P=0.68，見圖5。

圖5 CHD患兒術前REE與術后REE比較的Meta分析結果

2.4.6 GRADE評價結果 采用GRADE系統(tǒng)[15]對結局指標進行證據(jù)質量評價，該系統(tǒng)從研究設計出發(fā)，針對隨機對照試驗(RCT)的5個降級因素(即偏倚風險、一致性、精確性、間接性、發(fā)表偏倚風險)和觀察性研究的3個升級因素(即效應量、劑量-效應關系、混雜因素)對本系統(tǒng)評價形成的證據(jù)進行質量評價，分為高、中、低、極低4個等級，見表3。

表3 與健康同齡者相比，CHD患兒形成的證據(jù)質量的GRADE評價

3 討論

3.1 納入文獻質量分析 納入的12篇研究均為描述性研究，其中9篇設立健康對照組，鑒于觀察指標(TEE/REE)測量方法的復雜性，納入文獻的樣本量均比較小。本系統(tǒng)評價采用美國衛(wèi)生保健質量和研究機構評價橫斷面研究的質量標準評價12篇文獻質量結果提示，偏倚風險較高的條目集中在“描述了如何評價和/或控制混雜因素的措施”；但本研究認為，因觀察指標(TEE/REE)測量方法的客觀性(營養(yǎng)代謝測定系統(tǒng)/雙標水法)以及嚴格控制測量過程的質量，以及在研究對象納入過程中已對影響能量代謝的臨床情況(排除吸入氧濃度>60%的病例[8]、均需達到全腸道喂養(yǎng)[11]、術后達到統(tǒng)一標準的血流動力學穩(wěn)態(tài)后開始測量[6]等)均作說明，因此納入文獻對混雜因素的控制仍屬良好。由于不同種類先天性心臟病、疾病不同階段以及不同年齡的研究對象能量需求有較大差異，納入文獻的研究對象大多為各類先心病、各種年齡段混合構成，是研究間異質性的主要來源。因此，本系統(tǒng)評價對主要評價指標(TEE/REE)在不同的疾病階段分別進行Meta合成，并對單組出現(xiàn)的個別研究中的不同疾病類型做描述性評價。

3.2 CHD患兒能量需求分析 導致CHD嬰兒生長發(fā)育遲緩的原因有很多，能量攝入不足或能量消耗增加而引起能量失衡被認為是原因之一。已有關于CHD嬰兒在手術前及手術后能量需求的調(diào)查研究，部分研究結果提示術前REE增加[11-12,14]，而有些對CHD術后REE調(diào)查的研究結果表明，無論和健康對照組相比，還是與預測值相比，均無差異或反而降低[6-7,13]。最新發(fā)表的危重癥病人營養(yǎng)指南推薦：如可行，ICU患兒的營養(yǎng)處方應以間接熱量測定結果為指導[16]。準確的能量消耗評估是心臟專科醫(yī)生、護理人員及營養(yǎng)師決定CHD患兒能量提供的基礎，以避免能量供給不足影響術后恢復及生長發(fā)育，或者能量供給過剩導致機體通氣做功增加、肝功能受損、感染風險增加。

TEE包括基礎能量消耗(50%～60%)、體力活動消耗(15%～30%)、食物特殊動力作用以及青少年維持生長發(fā)育所需要的能量。REE是基礎能量消耗加食物特殊動力作用和完全清醒狀態(tài)下的能量代謝，約占TEE的65%～70%。REE雖然是TEE的主要部分，但并不一定意味著REE能準確地預測TEE，尤其年齡增加及隨年齡增加而有活動量時，兩者間的差異增加。在心臟畸形未被手術糾正之前，Leitch等[11]發(fā)現(xiàn)出生后2周時，REE約占TEE的90%，至3個月齡降至TEE的70%。盡管和健康兒童相比，兩者REE相同，但CHD的TEE卻顯著增高30%。學者們認為增加的TEE歸因于CHD患兒生長發(fā)育落后而需要更多的能量追趕生長，以及其在體力活動時所消耗的能量大于正常健康同齡兒童[11]。本研究對未手術的CHD患兒(年齡3個月～8個月)與健康同齡對照組TEE差異的Meta分析結果表明：CHD患兒TEE高于健康對照組[WMD=21.51，95%CI(17.61，25.41)]；而REE并無差異[WMD=1.48，95%CI(-3.90，6.85)]。提示對這部分患兒，應增加日能量供給，以滿足維持其正常生長發(fā)育及體力活動額外的能量需求。

有研究表明：接受非心臟手術的新生兒術后、ICU內(nèi)的危重年長兒均處于低代謝狀態(tài)[17-18]。Mehta等[8]的研究發(fā)現(xiàn)：Fontan術后未出現(xiàn)代謝亢進與高血乳酸峰值、手術期間更多的液體正平衡以及更長的體外循環(huán)(CPB)時間顯著相關；并報道了65.5%(19/29)的研究對象處于正常及低代謝狀態(tài)。CHD術后代謝降低、能量消耗的減少可能與年齡、手術類型、營養(yǎng)狀態(tài)、術前禁食時間、麻醉技術以及圍術期體溫不穩(wěn)定有關[19]。本研究對CHD術后TEE和REE進行系統(tǒng)評價，結果表明：無論在術后早期還是中期，與正常健康組均無明顯差異。因此，CHD患兒術后仍存在生長發(fā)育落后可能歸因于能量攝入不足而非能量消耗的增加，比如術后仍存在喂養(yǎng)困難、因病情變化或必需的醫(yī)療護理活動而反復被打斷的喂養(yǎng)過程[2]。但由于在本系統(tǒng)評價中納入的研究間存在明顯的異質性，因此臨床專業(yè)人員在對CHD術后患兒進行營養(yǎng)處方時，對本結論應審慎應用；而基于能量預估或間接能量測定的能量供給策略要更加穩(wěn)妥。

本研究對處于不同疾病狀態(tài)的CHD患兒，如CHD的類型(發(fā)紺型/非發(fā)紺型，單心室/雙心室)、有無伴隨充血性心力衰竭、 手術是否為體外循環(huán)(CPB)等進行了系統(tǒng)評價。其中，是否接受CPB手術的患兒術后REE顯著高于非CPB手術的患兒。CPB過程中炎癥介質的釋放可能會影響機體代謝和內(nèi)分泌途徑，包括糖代謝、三酰甘油代謝、蛋白質氧化、脂肪酸氧化，破壞線粒體三磷酸腺苷的生產(chǎn)[20-22]。De Wit等[6]測得CPB下手術的CHD患兒耗氧量增加，因此術后能量消耗亦增加。盡管有學者報告了CHD術后REE顯著低于術前[9]，但本研究Meta整合的結果表明術前及術后的REE并無顯著差異。

3.3 形成的證據(jù)質量評價結果分析 本研究采用GRADE系統(tǒng)對形成的證據(jù)質量進行評價，證據(jù)等級均較低。雖然納入Meta分析的9篇文獻均設立健康對照組，但在隨機分組、分配隱藏、盲法等方面均未滿足，均作降級處理；由于結局指標測量的困難，納入的文獻樣本量在7～23之間，任一組的合并樣本量未超過40，故在精確性上均作降級處理；各項研究中CHD患兒術后早期的REE與健康對照組比較、手術前后REE比較的Meta提示I2較大，存在統(tǒng)計學異質性，故這兩條證據(jù)也作降級處理。由此可見，關于CHD患兒能量消耗(TEE/REE)的研究仍期待進一步的研究，研究人群應具備更窄年齡段、同一疾病狀態(tài)以及同一病種，增加樣本量并按影響能量消耗的主要因素匹配對照人群，使結果更可信。

4 結論

CHD患兒未接受手術前用于體力活動及維持生長發(fā)育的能量消耗增加；現(xiàn)有的證據(jù)表明手術后的能量需求與同齡健康兒童相比無明顯差異。因本主題領域無法開展高質量的RCT研究，因此，盡管本系統(tǒng)評價缺乏足夠的高質量證據(jù)并無法形成強推薦意見，但仍可為本領域專業(yè)人員制訂營養(yǎng)處方中的能量供給方案提供方向和參考。

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(本文編輯李亞琴)

Systematic evaluation and Meta-analysis of energy expenditure in children with congenital heart disease

Gu Ying,Hu Yan,Zhang Huiwen,et al

(Children’s Hospital of Fudan University,Shanghai 201102 China)

Objective:To systematicly review and quantitatively analyze the energy expendiure in children with congenital heart disease(CHD).Methods: The Cochrane Library,JBI Library,MEDLINE,EMBASE,Scopus Database,ProQuest and EBSCO and Chinese Biomedical Literature Database,Chinese Knowledge Network,Wanfang Data Resource System and Chinese Science and Technology Journals Database were searched by computer from building up to December 2015.Meta-analysis of total energy expenditure(TEE) and resting energy expenditure(REE) were performed before and after operation,and the heterogeneity analysis was performed by RevMan 5.3 software.The data were analyzed with AHRQ in cross-sectional study.And according to the results,the corresponding effect model was used to merge the effect value.Results: Twelve papers were included in the systematic review and nine in the meta-analysis.All of them were prospective study with healthy control group.There were four papers reported the use of doubly labelled water to measure preoperative TEE,and the Meta-analysis showed that incorporative WMD was 21.51[95%CI(17.61,25.41)],which was 21.51 kcal/(kg·d) higher in preoperative TEE than in healthy children,D).Two papers reported that postoperative TEE did not undergo Meta-synthesis because of different dosage units.Four papers reported the use of a nutritional metabolic test system to measure preoperative REE,and a randomized effect model analysis showed incorporative WMD was 4.32[95%CI(-1.20,9.85)].Three papers reported postoperative REE,and a randomized effect model analysis showed incorporative WMD=7.80[95%CI(-9.17,24.77)].Conclusions：Infant children with congenital heart disease had higher total preoperative energy expenditure compared with healthy children;there was no difference in resting energy expenditure between preoperative and postoperative in comparison with healthy children.

congenital heart disease;energy expenditure;total energy expenditure(TEE);resting energy expenditure(REE);systematic evaluation;meta-analysis

復旦大學護理科研基金資助項目，編號：FNF201426。

顧鶯，博士研究生在讀，單位：201102，復旦大學附屬兒科醫(yī)院；胡雁(通訊作者)、張慧文、黃苗、周英鳳單位：201102，復旦大學護理學院。

R47

A

10.3969/j.issn.1009-6493.2016.31.007

1009-6493(2016)11A-3861-07

2016-02-26；

2016-10-24)

引用信息 顧鶯，胡雁，張慧文，等.先天性心臟病患兒能量消耗的系統(tǒng)評價與Meta分析[J].護理研究，2016，30(11A)：3861-3867.