呂洋洋　盧陽陽　黃海群　鄭婷婷　顏雷雷

摘要：目的 探討系統(tǒng)分級復(fù)溫模式對低體溫創(chuàng)傷患者不同時段全因死亡的影響。方法 采用隨機對照臨床試驗研究，納入2020年1月至2021年12月溫州醫(yī)科大學(xué)附屬第二醫(yī)院急診科收治的236例修正創(chuàng)傷評分＜12分的低體溫創(chuàng)傷患者，按隨機數(shù)字表法將患者分為系統(tǒng)分級復(fù)溫組和傳統(tǒng)復(fù)溫組，每組118例。研究的主要結(jié)局事件是傷后15 d內(nèi)全因死亡。次要結(jié)局事件是傷后3、7、30 d內(nèi)全因死亡。結(jié)果 13.98%（33/236）的患者在傷后15 d內(nèi)死亡，14.83%（35/236）的患者在傷后30 d內(nèi)死亡，所有死亡患者的中位生存時間為6（4，10） d。與傳統(tǒng)復(fù)溫組比較，系統(tǒng)分級復(fù)溫組的復(fù)溫后2 h體溫更高（P=0.001），復(fù)溫干預(yù)前后體溫變化更大（P=0.047），差異均有統(tǒng)計學(xué)意義。系統(tǒng)分級復(fù)溫組的15 d（27.3%比72.7%，P=0.005）和30 d（25.7%比74.3%，P=0.002）死亡率低于傳統(tǒng)復(fù)溫組。Kaplan-Meier分析顯示系統(tǒng)分級復(fù)溫組患者的生存時間長于傳統(tǒng)復(fù)溫組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.003）。多變量cox回歸分析顯示，采用系統(tǒng)分級模式復(fù)溫是傷后生存時間的強保護因素（HR=0.450，P=0.042）。進一步對各時段全因死亡的發(fā)生進行Logistic回歸分析，結(jié)果顯示校正協(xié)變量后，采用系統(tǒng)分級復(fù)溫模式對患者發(fā)生傷后15 d和30 d內(nèi)全因死亡的OR值分別為0.289和0.286（P=0.008，P=0.005），復(fù)溫后2 h體溫與傷后30 d內(nèi)全因死亡的發(fā)生呈負相關(guān)（OR=0.670，P=0.049）。 結(jié)論 系統(tǒng)分級模式復(fù)溫是創(chuàng)傷低體溫患者傷后生存時間的保護因素，采用系統(tǒng)分級復(fù)溫模式是傷后15 d和30 d內(nèi)全因死亡發(fā)生風險的獨立影響因素。復(fù)溫后2 h體溫有望成為低體溫創(chuàng)傷患者傷后30 d全因死亡的獨立預(yù)測因子。應(yīng)用系統(tǒng)分級復(fù)溫模式能夠降低創(chuàng)傷患者的死亡率。

關(guān)鍵詞：系統(tǒng)分級復(fù)溫；創(chuàng)傷；低體溫；全因死亡

中圖分類號： R473.6文獻標志碼： A文章編號：1000-503X（2023）02-0213-08

DOI：10.3881/j.issn.1000-503X.15113

Effect of Systematic Graded Rewarming Pattern on All-Cause Mortality of Hypothermic Trauma Patients in Different Time Periods

L Yangyang，LU Yangyang，HUANG Haiqun，ZHENG Tingting，YAN Leilei

ABSTRACT：Objective To investigate the effect of systematic graded rewarming pattern on all-cause mortality of hypothermic trauma patients in different time periods.Methods A prospective case-control study was carried out for 236 hypothermic trauma patients with modified trauma score<12 in the Emergency Department of the Second Affiliated Hospital of Wenzhou Medical University from January 2020 to December 2021.The patients were randomly assigned into a systematic graded rewarming group （n=118） and a traditional rewarming group （n=118）.The main outcome event was all-cause death within 15 days after trauma，and the secondary outcome event was all-cause death within 3，7，and 30 days after trauma.Results Overall，13.98%（33/236） and 14.83%（35/236） of the patients died within 15 and 30 days after trauma，respectively，and the median survival time of all dead patients was 6 （4，10） days.The systematic graded rewarming group had higher temperature after rewarming for 2 h （P=0.001） and larger temperature change after rewarming intervention （P=0.047） than the traditional rewarming group.The all-cause mortality within 15 days （27.3%vs.72.7%，P=0.005） and 30 days （25.7%vs.74.3%，P=0.002） in the systematic graded rewarming group was lower than that in the traditional rewarming group.Kaplan-Meier analysis showed that the survival time of the patients in the systematic graded rewarming group was longer than that in the traditional rewarming group （P=0.003）.Multivariate cox regression analysis indicated that systematic graded rewarming was a strong protective factor for survival time after trauma （HR=0.450， P=0.042）.Further Logistic regression analysis for the occurrence of all-cause death in each time period showed that the OR of systematic graded rewarming pattern to all-cause death within 15 days and 30 days after trauma were 0.289 and 0.286，respectively，after adjusting the covariates（P=0.008，P=0.005）.The temperature after rewarming for 2 h had a negative correlation with all-cause mortality within 30 days after trauma （OR=0.670， P=0.049）.Conclusions Systematic graded rewarming is a protective factor for the survival time of patients with traumatic hypothermia and an independent factor affecting the risk of all-cause death within 15 days and 30 days after trauma.The temperature after rewarming for 2 h is expected to be an independent predictor of all-cause mortality of 30 days after trauma in the patients with hypothermia.The systematic graded rewarming pattern could reduce the mortality of hypothermic trauma patients.

Key words：systematic graded rewarming；trauma；hypothermia；all-cause mortality

Acta Acad Med Sin，2023，45（2）：213-220

隨著現(xiàn)代社會發(fā)展和文明進步，創(chuàng)傷尤其是高能創(chuàng)傷發(fā)生率逐年增高［1］。據(jù)統(tǒng)計，全球每年因嚴重創(chuàng)傷而死亡的人數(shù)占非自然死亡總?cè)藬?shù)的10%［2］。在我國，創(chuàng)傷已成為第５位死亡原因［3］。2020年有840萬人死于創(chuàng)傷［4］。創(chuàng)傷已成為當今世界重要的醫(yī)學(xué)和社會問題，嚴重威脅民眾的健康和生命。嚴重創(chuàng)傷發(fā)生后低體溫的發(fā)生率為30%～50%［5］。低體溫與酸中毒、凝血功能障礙稱為創(chuàng)傷患者“致死三聯(lián)征”［6］，給創(chuàng)傷的救治帶來了嚴重困擾和阻礙。數(shù)十年來，國內(nèi)外針對創(chuàng)傷后低體溫進行了大量研究，也明確了創(chuàng)傷后復(fù)溫及體溫管理在創(chuàng)傷救治中的積極作用。2017年美國東部創(chuàng)傷分會發(fā)布的關(guān)于對嚴重創(chuàng)傷患者損傷控制性復(fù)蘇指南［7］、2016年歐洲嚴重創(chuàng)傷出血治療指南等均指出需積極采取措施預(yù)防或糾正低體溫，也提及急診科需常規(guī)配備的復(fù)溫措施包括加溫輸液、電熱毯、呼吸道復(fù)溫裝置等［8］。但是，現(xiàn)有指南關(guān)于創(chuàng)傷后低體溫分級、各分級所采取的復(fù)溫措施、復(fù)溫程序、適宜的復(fù)溫溫度范圍等內(nèi)容均尚未統(tǒng)一，部分流程的制定也尚欠缺強有力的循證醫(yī)學(xué)證據(jù)。因此，盡管復(fù)溫對嚴重創(chuàng)傷的價值已有共識，但關(guān)于復(fù)溫的具體策略和流程仍需進一步統(tǒng)一和完善。對于我國處于起步階段的創(chuàng)傷救治環(huán)境，也亟需探索一套適合我國國情和傷情特征的創(chuàng)傷體溫管理模式，為創(chuàng)傷低體溫的管理提供科學(xué)規(guī)范。本課題組前期建立了一套針對中重度創(chuàng)傷患者的全新的系統(tǒng)分級復(fù)溫方案，從復(fù)溫效果、凝血功能指標、血氣分析等方面比較了新的復(fù)溫模式較傳統(tǒng)復(fù)溫措施的效果差異，驗證了新模式復(fù)溫能糾正患者的低體溫狀況，降低后續(xù)低體溫的發(fā)生率，改善凝血功能和血氣指標［9］。但形成一套成熟的方案還需進一步評估其對創(chuàng)傷患者最終結(jié)局如救治成功率等的影響。因此，本研究在前期研究基礎(chǔ)上進一步探討新的系統(tǒng)分級復(fù)溫模式對創(chuàng)傷患者死亡率的影響。

對象和方法

對象 納入標準：（1）年齡16～85 歲；（2）修正創(chuàng)傷評分（revised of trauma score，RTS）＜12 分，且體溫＜36.0 ℃者。排除標準：（1）合并惡性腫瘤、血液系統(tǒng)疾病病史或自身免疫疾病病史；（2）近期接受過影響凝血功能藥物治療者；（3）合并甲狀腺功能低下或腎上腺功能不全者；（4）入組時發(fā)現(xiàn)病歷資料不完整患者。采用隨機對照臨床試驗方式，納入2020年1月至2021年12月在溫州醫(yī)科大學(xué)附屬第二醫(yī)院急診科就診的符合納入標準的低體溫創(chuàng)傷患者242例，針對排除標準（1）排除1例，針對排除標準（2）排除3例，針對排除標準（3）排除1例，針對排除標準（4）排除1例，最終入組236例作為研究對象。其中顱腦外傷25例、胸外傷27例、腹部外傷31例、開放性骨折傷65例、骨盆骨折26例、多發(fā)傷62例。隨訪期間無中途退出者，所有研究對象均完成觀察指標和隨訪評價指標的采集。本研究獲得溫州醫(yī)科大學(xué)附屬第二醫(yī)院醫(yī)學(xué)倫理委員會的批準（倫理審查批號：LCKY2019-214），按照赫爾辛基宣言要求，所有入選病例均簽署患者或家屬知情同意書。

分組 將236例患者按隨機數(shù)字表法分為傳統(tǒng)復(fù)溫組和系統(tǒng)分級復(fù)溫組，每組118例。傳統(tǒng)復(fù)溫組：患者到達急診科后采用耳溫儀首測體溫低于36.0 ℃啟動復(fù)溫，采用傳統(tǒng)復(fù)溫程序［10］，清理血漬、局部皮膚浸漬，避免潮濕，保持皮膚干燥溫暖。調(diào)節(jié)空調(diào)溫度至25.0～28.0 ℃，加蓋棉被，使用暖風機、復(fù)溫毯（設(shè)置40.0 ℃）等設(shè)備，輸注加溫（36.5～37.0 ℃）液體。同時減少操作引起的肢體外露。當體溫達到37.0 ℃時，停止復(fù)溫。在0.5、1.0、2.0 h再次監(jiān)測體溫。系統(tǒng)分級復(fù)溫組：患者到達急診科后耳溫儀首測體溫，進行低體溫等級定級，開啟分級復(fù)溫流程，循序漸進式勻速復(fù)溫。遵循的復(fù)溫原則是從簡單的、非侵入性的、被動的體外復(fù)溫技術(shù)到復(fù)雜的、主動的體外復(fù)溫技術(shù)，再到主動的中心復(fù)溫技術(shù)。（1）體溫在34.0～36.0 ℃者，除加溫液體外，輸注的血制品也加溫至36.5～37.0 ℃［11］，同時搭配使用加溫棉被；（2）體溫在32.0～34.0 ℃者增加復(fù)溫毯，溫度設(shè)置在42.0 ℃［12］，提高輸注液體溫度為37.0 ℃，并加用熱墊覆蓋；（3）體溫低于32.0 ℃者，使用主動復(fù)溫，吸入加溫至42.0～46.0 ℃的濕熱氣體，避免氣道干燥，給予體腔灌洗、持續(xù)動靜脈復(fù)溫等；（4）對于重度顱腦損傷者，要警惕中樞性高熱，如發(fā)現(xiàn)體溫升高過快應(yīng)及時停止復(fù)溫。當體溫達到37.0 ℃時，停止復(fù)溫。在0.5、1.0、2.0 h再次監(jiān)測體溫。

觀察指標 兩組患者基線資料，包括性別、年齡、創(chuàng)傷部位構(gòu)成、入院首次急性生理與慢性健康評分（acute physiology and chronic health evaluation，APACHE）Ⅱ、RTS、年齡校正查爾森合并癥指數(shù)（age-adjusted Charlson comorbidity index，aCCI），干預(yù)前后體溫以及ICU住院時間等。（1）APACHE Ⅱ評分［13］：以住院第1個24 h體溫、呼吸、心率、血壓、血細胞分析、血生化、格拉斯哥昏迷評分（Glasgow coma scale，GCS）最差值，計算急性生理評分，結(jié)合年齡評分和慢性健康狀況評分3項之和，計算APACHE Ⅱ評分。分值越高，表示患者病情越嚴重。（2）RTS［14］：以入院首次GCS評分、收縮壓和呼吸頻率為依據(jù)，根據(jù)公式計算得到RTS分值：RTS＝0.9368×GCS＋0.7326×收縮壓＋0.2908×呼吸頻率。（3）aCCI分級［15］：對患者當前所患合并癥情況進行記錄并按照查爾森合并癥指數(shù)評分標準進行評分，并按年齡校正后得到aCCI評分。根據(jù)aCCI評分的范圍、臨床醫(yī)生的建議以及文獻［16］，將合并癥程度分為3個等級，即無/輕度合并癥（aCCI評分為0～1）賦值為1、中度合并癥（aCCI評分為2～3）賦值為2和嚴重合并癥（aCCI評分≥4）賦值為3。

隨訪評價指標 通過追蹤病例在本院各科室內(nèi)的流向，以調(diào)取電子病例資料等方式進行隨訪，隨訪起點為隨機分組入組開始，隨訪終點為入組后30 d或至發(fā)生結(jié)局事件。隨訪主要結(jié)局事件為患者傷后15 d內(nèi)全因死亡。次要結(jié)局事件為傷后3、7、30 d內(nèi)全因死亡。

統(tǒng)計學(xué)處理 采用IBM SPSS 25.0統(tǒng)計軟件進行數(shù)據(jù)分析。符合正態(tài)分布的計量資料采用±s表示，組間比較采用兩獨立樣本t檢驗。不符合正態(tài)分布的計量資料采用M（P25，P75）表示，組間比較采用秩和檢驗；計數(shù)資料以百分比表示，組間比較采用x2檢驗；將經(jīng)過單因素分析篩選出來的有意義的變量或單因素無意義但是臨床認為有意義的指標納入多因素分析；采用Kaplan-Meier法分析住院后生存曲線，并采用log-rank 檢驗進行比較；應(yīng)用cox比例風險模型篩選和評估患者生存時間的影響因素；應(yīng)用Logistic回歸分析各時段結(jié)局事件發(fā)生的獨立預(yù)測因子。P＜0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

結(jié)果

兩組患者基本特征 2.12%（5/236）的患者在傷后3 d內(nèi)死亡，9.32%（22/236）的患者在傷后7 d內(nèi)死亡，13.98%（33/236）的患者在傷后15 d內(nèi)死亡，14.83%（35/236）的患者在傷后30 d內(nèi)死亡，所有死亡患者的中位生存時間為6（4，10） d。與傳統(tǒng)復(fù)溫組比較，系統(tǒng)分級復(fù)溫組的復(fù)溫后2 h體溫更高（P=0.001），復(fù)溫干預(yù)前后體溫變化值更大（P=0.047），差異均有統(tǒng)計學(xué)意義。而性別構(gòu)成、年齡、創(chuàng)傷部位構(gòu)成、APACHE Ⅱ評分、RTS評分、aCCI分級、入院時體溫與ICU住院時間兩組比較差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P均＞0.05）。兩組患者各時段全因死亡率比較顯示，系統(tǒng)分級復(fù)溫組的15 d死亡率（P=0.005）和30 d死亡率（P=0.002）均顯著低于傳統(tǒng)復(fù)溫組，而7 d和3 d死亡率兩組比較差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P均＞0.05）（表1）。

基于15 d內(nèi)死亡結(jié)局的患者基本特征 以患者15 d內(nèi)發(fā)生死亡結(jié)局進行分組，分為死亡組（33例）和存活組（203例）。與存活組比較，死亡組APACHE Ⅱ評分更高（P＜0.001）、RTS評分更低（P＜0.001）、復(fù)溫后2 h體溫更低（P=0.027）、ICU住院時間更短（P=0.002），采用系統(tǒng)分級復(fù)溫模式的比例更低（P=0.005），差異均有統(tǒng)計學(xué)意義。而性別構(gòu)成、年齡、創(chuàng)傷部位構(gòu)成、aCCI分級、入院體溫等兩組比較差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P均＞0.05）（表2）。

Kaplan-Meier生存分析結(jié)果 以傷后30 d為隨訪終點，繪制兩組患者生存函數(shù)曲線顯示，系統(tǒng)分級復(fù)溫組患者的生存曲線高于傳統(tǒng)復(fù)溫組，生存時間長于傳統(tǒng)復(fù)溫組，進行l(wèi)og-rank 檢驗，兩組差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.003）（圖1）。

cox比例風險回歸模型分析結(jié)果 以患者15 d死亡事件作為結(jié)局變量，將單因素分析中有意義的變量APACHE Ⅱ評分、RTS評分、復(fù)溫后2 h體溫、ICU住院時間與復(fù)溫模式之間進行針對結(jié)局變量的交互效應(yīng)分析，結(jié)果顯示除了ICU住院時間（交互P=0.001），APACHE Ⅱ評分、RTS評分、復(fù)溫后2 h體溫與復(fù)溫模式間均無統(tǒng)計學(xué)意義的交互作用（交互P均＞0.05）。將上述指標進一步納入cox比例風險回歸模型分析，結(jié)果顯示采用系統(tǒng)分級模式復(fù)溫是傷后生存時間的強保護因素（HR=0.450，P=0.042）。而入院時更高的RST評分（HR=0.678，P＜0.001）和更長的ICU住院時間（HR=0.834，P=0.002）是傷后生存時間的保護因素，入院首次更高的APACHE Ⅱ評分（HR=1.087，P=0.003）則是傷后生存時間的危險因素（表3）。

各時段全因死亡的Logistic回歸分析結(jié)果 將傷后3、7、15、30 d內(nèi)全因死亡的發(fā)生作為結(jié)局事件，分別進行復(fù)溫模式的Logistic回歸分析，結(jié)果顯示在未校正的單因素模型1（P=0.007，P=0.003）、校正APACHE Ⅱ、RTS的模型2（P=0.011，P=0.005）以及校正APACHE Ⅱ、RTS、ICU住院時間和復(fù)溫后2 h體溫的模型3（P=0.008，P=0.005）中，采用系統(tǒng)分級復(fù)溫模式對患者發(fā)生傷后15、30 d內(nèi)全因死亡的OR值均有統(tǒng)計學(xué)意義（表4）。另外，單因素分析顯示復(fù)溫后2 h體溫是傷后15、30 d內(nèi)發(fā)生全因死亡的預(yù)測因子（P=0.029，P=0.016），而在校正協(xié)變量后的多因素分析顯示，復(fù)溫后2 h體溫是傷后30 d內(nèi)全因死亡的預(yù)測因子（P=0.049）（表5）。

討論

本研究納入的中重度低體溫創(chuàng)傷患者自傷后3、7、15、30 d內(nèi)的死亡率分別為2.12%、9.32%、13.98%、14.83%，呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢。這與通常認識的嚴重創(chuàng)傷后的3個死亡高峰［17］并不相符，原因可能與納入病例的標準不一致有關(guān)。本研究篩選送達急診科的創(chuàng)傷患者，即排除了死亡第1個高峰的致命傷患者如無法存活的中樞神經(jīng)系統(tǒng)損傷和心血管系統(tǒng)損傷導(dǎo)致的急速失血或結(jié)構(gòu)破壞。但也可能同時排除了部分傷情相對較輕或?qū)C體生理影響相對較小的患者，導(dǎo)致本研究呈現(xiàn)的死亡曲線與以往研究［17-18］的差異。本研究所有死亡患者的中位生存時間為6（4，10） d，提示患者多數(shù)死于第3個死亡高峰之前，因死亡原因并非本研究重點，故未做詳細分析。

由于是基于隨機化原則進行分組，本研究系統(tǒng)分級復(fù)溫組與傳統(tǒng)復(fù)溫組在基線資料如性別構(gòu)成、年齡、創(chuàng)傷部位構(gòu)成、APACHE Ⅱ評分、RTS評分、aCCI分級、入院時體溫等方面較為均衡，具有可比性。因此，與傳統(tǒng)復(fù)溫組比較，系統(tǒng)分級復(fù)溫組的復(fù)溫后2 h體溫更高，復(fù)溫干預(yù)前后體溫變化值更大，可能是兩種復(fù)溫模式在對體溫的直接影響方面具有效應(yīng)的差異所致，且這種差異排除了臨床上常見混雜因素的干擾。對于死亡結(jié)局的發(fā)生率，兩組在30 d和15 d差異有統(tǒng)計學(xué)意義，而在7 d和3 d差異無統(tǒng)計學(xué)意義。這一方面體現(xiàn)了不同復(fù)溫模式對最終結(jié)局事件的影響，同時提示這種影響效應(yīng)的復(fù)雜性以及可能存在的時間依賴性。這一點也在Kaplan-Meier生存函數(shù)曲線上得到體現(xiàn)，系統(tǒng)分級復(fù)溫組患者的生存曲線高于傳統(tǒng)復(fù)溫組，生存時間長于傳統(tǒng)復(fù)溫組。

本研究引入同時考量時間因素的cox比例風險回歸模型進一步分析不同復(fù)溫模式對生存時間的影響。首先進行不同臨床因素之間交互效應(yīng)的分析，結(jié)果顯示對于15 d內(nèi)死亡結(jié)局的發(fā)生，ICU住院時間與復(fù)溫模式之間存在交互作用，提示不同復(fù)溫模式對死亡結(jié)局的發(fā)生可能混雜ICU住院時間因素的影響。以15 d內(nèi)的全因死亡發(fā)生與否分組，發(fā)現(xiàn)諸多協(xié)變量在死亡組與存活組之間差異有統(tǒng)計學(xué)意義，因此納入回歸模型進行多因素校正，結(jié)果顯示采用系統(tǒng)分級模式復(fù)溫是傷后生存時間的強保護因素。這進一步佐證了系統(tǒng)分級復(fù)溫模式對死亡結(jié)局具有的影響效應(yīng)。同時，模型分析還顯示入院時更高的RST評分和更長的ICU住院時間是傷后生存時間的保護因素，入院首次更高的APACHE Ⅱ評分則是傷后生存時間的危險因素。這些結(jié)論與同類研究類似，如鄧淑萍等［19］研究244例重癥創(chuàng)傷患者早期（傷后1周內(nèi)）死亡的危險因素，結(jié)果顯示ISS評分、APACHE Ⅱ評分以及ICU住院時間等均與死亡相關(guān)。本研究系上述研究的補充，證實了對于重度創(chuàng)傷患者，死亡結(jié)局的危險因素在拉長時間窗后仍然類似。

由于cox回歸反映的整個隨訪觀察時段內(nèi)結(jié)局事件發(fā)生的影響，為具體分析各時段死亡事件發(fā)生的影響因素及權(quán)重，本研究進一步進行多時段死亡事件發(fā)生的Logistic回歸分析。校正協(xié)變量后的結(jié)果明確顯示兩者之間的直接聯(lián)系：采用系統(tǒng)復(fù)溫模式是低體溫創(chuàng)傷患者傷后15 d內(nèi)和30 d內(nèi)全因死亡發(fā)生的獨立保護因素。本研究結(jié)果是對本課題組前期相關(guān)研究［9］結(jié)論的有力補充。本課題組前期重點從復(fù)溫效果、凝血功能指標、血氣分析等方面比較了新的復(fù)溫模式較傳統(tǒng)復(fù)溫措施的不同效果，但對于預(yù)后結(jié)局前期僅驗證了早期（7 d內(nèi)）的病死率，并未發(fā)現(xiàn)陽性結(jié)果。這種復(fù)溫模式對死亡率的影響隨著時間推移而變化的原因較為復(fù)雜，可能與本研究病例的篩選標準、患者生理功能損害的程度、死亡原因等有關(guān)，限于樣本量本研究并未深入分析。后續(xù)待樣本量進一步增多后納入更多分層因素可能有助于提供更多的線索。目前國內(nèi)外此類研究較少。不同研究關(guān)于創(chuàng)傷后低體溫與臨床結(jié)局［20］，以及復(fù)溫與臨床結(jié)局之間關(guān)系也存在諸多矛盾［21-23］。因此，本研究為當前復(fù)溫與低體溫創(chuàng)傷患者預(yù)后的評估及預(yù)測提供了依據(jù)。同時，本研究進一步將不同復(fù)溫模式在患者身上的直觀效應(yīng)，即復(fù)溫后2 h體溫也納入模型，發(fā)現(xiàn)復(fù)溫后2 h體溫與傷后30 d內(nèi)全因死亡的發(fā)生負相關(guān)，即復(fù)溫后體溫越高，死亡發(fā)生的風險越低，再次佐證了復(fù)溫對死亡結(jié)局的改善，同時，也從側(cè)面驗證了系統(tǒng)復(fù)溫模式對生存時間的有利影響，是死亡發(fā)生的保護因素。在后續(xù)研究中復(fù)溫后體溫有望發(fā)展成為創(chuàng)傷患者全因死亡的獨立預(yù)測因子。

有關(guān)低溫對創(chuàng)傷病理生理的不利影響以及復(fù)溫效應(yīng)的研究較多［24-25］。本研究建立的系統(tǒng)分級復(fù)溫模式較傳統(tǒng)復(fù)溫模式強化了勻速復(fù)溫、早期分級以及差異化復(fù)溫，這些措施有助于避免傳統(tǒng)復(fù)溫模式的弊端。比如，體表溫度恢復(fù)過程中，外周血管快速擴張導(dǎo)致血液滯留于內(nèi)，四肢雖已復(fù)溫，但回心血量減少，易引起低血容量性休克，也稱復(fù)溫性休克［26］。勻速復(fù)溫能較好地降低傳統(tǒng)復(fù)溫方式中盲目快速復(fù)溫帶來的這種休克風險。另外，新模式中的早期進行體溫分級，能通過早期量化、監(jiān)測以及及時介入干預(yù)手段等措施避免過晚復(fù)溫引發(fā)的組織缺血/再灌注不當和缺氧導(dǎo)致的進一步損傷［27，28］。

本研究存在一定局限性。首先，本研究限于條件及時間，納入的樣本量不夠大，陽性結(jié)局事件的數(shù)量偏少（30 d僅35例），影響了統(tǒng)計分析的效能。比如在早期（3 d內(nèi)）系統(tǒng)分級復(fù)溫組死亡率反而高于傳統(tǒng)復(fù)溫組，而在7 d內(nèi)傳統(tǒng)復(fù)溫組死亡例數(shù)急劇增多，而系統(tǒng)分級復(fù)溫組在7 d后一直到隨訪結(jié)束的30 d內(nèi)未再出現(xiàn)死亡病例，這些現(xiàn)象提示可能存在樣本例數(shù)過少帶來的系統(tǒng)偏倚，后續(xù)有待進一步增加納入研究對象的數(shù)量以及延長隨訪時間改善論證的效能，以使結(jié)論更有說服力。另外，限于急診的特點，部分參數(shù)尤其是創(chuàng)傷急救早期的數(shù)據(jù)可能無法確保完全在同一個時間參照系下獲取，這同樣影響了研究設(shè)計的科學(xué)性和結(jié)果解釋的全面性。此外，重度顱腦外傷患者中，復(fù)溫與當前流行的亞低溫治療相互矛盾［29］，如何平衡利弊需要積累更多的顱腦損傷樣本量進一步進行專項研究。

綜上，本研究提示系統(tǒng)分級模式復(fù)溫是創(chuàng)傷低體溫患者傷后生存時間的保護因素，采用系統(tǒng)分級復(fù)溫模式是傷后15 d和30 d內(nèi)全因死亡發(fā)生風險的獨立影響因素。復(fù)溫后2 h體溫有望成為低體溫創(chuàng)傷患者傷后30 d全因死亡的獨立預(yù)測因子。應(yīng)用系統(tǒng)分級復(fù)溫模式能夠降低創(chuàng)傷患者的死亡率。

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（收稿日期：2022-05-10）

基金項目：浙江省醫(yī)藥衛(wèi)生科技計劃項目（2020KY189）