【醉仁心胸】被动抬腿试验诱导脉压变异率用于预测ICU低潮气量机械通气患者前负荷反应性：一项系统回顾和荟萃分析

背景

液体管理是优化危重患者血流动力学的一线治疗。补液试验的目的是增加前负荷和心脏指数（CI），优化氧供和组织灌注。然而，液体过量可能导致液体积聚，外周组织水肿、肺水肿以及与不良临床预后相关，而限制低血容量患者输液可能导致持续的组织灌注不足。因此在补液前预测哪些患者液体反应阳性非常重要。

依靠心肺相互作用的动态指标，如脉压变异率（PPV），可以准确预测机械通气患者的液体反应性。然而，对于潮气量< 8ml/ kg理想体重的患者，低潮气量不足以引起胸内压和前负荷的显著变化，导致这种方法的准确性存疑，而低潮气量机械通气目前常规用于重症监护病房（ICU）。

被动抬腿试验（PLR）是预测低潮气量通气时液体反应性的准确方法。然而，PLR需要实时CI监测来预测液体反应性。最近有几项针对PLR后PPV变化的研究，包括评估低潮气量通气患者PLR时PPV的绝对或相对变化，但研究结果并不一致，本系统回顾和荟萃分析，主要评估PLR后PPV变化用于预测低潮气量（< 8 mL/kg理想体重或预测体重）机械通气危重患者前负荷/液体反应性的可靠性。

研究方案

两位作者（PK和KI）分别在PubMed、Embase和Cochrane Library中独立检索了截至2024年8月的相关研究，检索词及组合为：“被动抬腿”和“脉压变化”和(“低潮气量”或“低潮气量通气（< 8 mL/kg理想或预测体重）”或“保护性通气”)和（“液体反应性”或“容量反应性”或“前负荷反应性”）。对所有摘要、研究和引文进行了审查。

纳入标准

纳入标准如下（根据PICOS）：

P（患者）：ICU低潮气量通气的成人患者。

I（干预）：PLR后PPV（绝对和相对）的变化。PLR使用自动抬高床，将患者下肢抬高至45°，患者躯干从半卧位变为平卧位，髋部角度不变，PLR进行1分钟后测量PPV的变化（△PPV）定义为绝对变化（PLR结束时PPV -基线时PPV）和相对变化（△PPV% = (PLR结束时PPV -基线时PPV) /基线时PPV）× 100)。

C（对照组）：通过补液试验或PLR进行液体/前负荷反应性评估。

O（结果）：PLR后PPV变化（绝对和相对）预测低潮气量通气前负荷/液体反应性的效能。

S（研究设计）：前瞻性PLR和PPV诊断研究用于低潮气量通气患者前负荷/液体反应性的评估。以任何语言全文发表的研究；为构建2 × 2表提供足够数据的研究，包括真阳性、假阳性、真阴性和假阴性。排除正常或高潮气量通气患者的研究、使用相同人群或重叠数据库的研究、非机械通气的研究、动物研究、儿童的研究、综述文章、社论、评论、信件和病例报告。

数据提取和质量评估

两位作者（PK和KI）分别浏览了纳入的研究。提取的数据包括三个部分：(1)研究的基本信息，如患者人数、研究年份和地点、研究指标、测量工具、通气设置等；(2)敏感性、特异性、真阳性、假阳性、真阴性、假阴性的统计结果，以及PPV和截断值变化的工作曲线下面积；(3)体位、肺顺应性、呼吸机设置、测量工具。

两位研究者（JM和PGG）根据Cochrane手册推荐的诊断准确性研究-2 （QUADAS-2）独立评估了纳入的研究。QUADAS-2包括四个方面：患者选择、测试指标、参考标准、流程和时机。每个问题被分类为高、不明确或低，所有偏倚风险项目被定义为高风险、不明确风险或低偏倚风险，质量评估采用RevMan软件5.3进行。并根据GRADE系统独立评估了证据的总体质量。

统计分析

分类变量以计数和相对频率（百分比）表示。连续变量以均数±标准差（SD）或四分位中位数（IQR）表示。报告纳入了每项研究的敏感性、特异性、截断值和AUROC。使用双变量随机效应模型估计敏感性、特异性、阳性似然比、阴性似然比和具有95%置信区间（CI）的诊断优势比。绘制总受试者工作特征曲线（SROC），采用Rutter and Gatsonis方法（分层回归法）计算曲线下面积。为了纳入敏感性和特异性之间可能出现的负相关，在数据综合中采用双变量混合效应回归模型。如果AUROC大于0.9，提示诊断能力很好，如果小于0.7，则诊断能力很差。在散点图中检验PPV变化的截断值，观察分布、分散、集中趋势和极值。采用卡方检验和科克伦Q检验定量评价研究间的异质性。P值为Q检验< 0.1或I² > 50%被认为是显著的异质性。采用Moses-Shapiro-Littenber估计的Spearman相关系数计算诊断检验中阈值效应引起的异质性。如果相关系数为1，即可能由阈值效应引起的异质性比例为100%，则不需要meta回归。采用Deek的漏斗图不对称检验估计公众偏倚，P < 0.1表示有统计学意义。采用Stata 17.0软件Midas模块进行meta分析，双侧P < 0.05认为有统计学意义。

结果

通过初始数据库检索，共检索到217项研究。在剔除重复和不相关的论文后，得到31篇研究。其中，5项前瞻性研究共纳入474例患者（图1）。

表1总结了纳入研究的特征。在整个研究中，共有255名患者（53.8%）出现液体反应或前负荷反应。平均或中位肺顺应性范围为27.1至41.0 ml/ cmH₂O。除一项研究缺少数据外，平均或中位呼气末正压范围为5至10.5 cmH₂O。平均或中位潮气量为6.0至7.1 ml/kg。42-100%的患者使用去甲肾上腺素。总共5项研究中，3项研究使用PLR进行液体负荷试验，其他研究使用液体（晶体）进行。只有2项研究报告了PPV相对变化的数据（ΔPPV(%)），因此无法对该变量进行汇总分析。

质量评估

根据QUADAS-2评估，所有纳入的研究均显示高质量水平。然而，在患者选择、指标测试、流量和时间方面存在不明确的偏倚风险（图2）。按照GRADE系统，纳入研究的总体证据质量被评估为低至中等。

图2：纳入meta分析（QUADAS-2工具）的研究的偏倚风险和适用性问题。偏倚风险图(A)偏倚风险总结(B)

PLR诱导的PPV绝对变化预测液体/前负荷反应性

低潮气量通气时，PPV预测液体/前负荷反应性的性能明显低于PLR后绝对PPV变化（平均AUROC为0.72±0.10 VS 0.89±0.07,P = 0.014）（表2）。

PLR诱导的ΔPPV预测前负荷/液体反应性的SROC曲线下面积为0.91 (95%CI 0.88 - 0.93)，总体I²为0%（图3）。PLR诱导的ΔPPV的综合敏感性和特异性分别为0.88（95%CI 0.82-0.91）和0.83 (95%CI 0.76-0.89)， I²分别为0%和45.6%（图4A）。合并后的阳性似然比为5.2 (95%CI 3.6-7.6)，阴性似然比为0.15 (95%CI 0.10-0.22)， I²分别为0%和0%（图4B）。合并诊断优势比为35 (95%CI 19-67)， I²为72.4%。表2报告了每项纳入研究中被动抬腿后绝对PPV的预测性能。PLR诱导的ΔPPV的平均值和中位数最佳截断值均为−2，范围为−2.5至−1（表2）。

图3：PLR诱导的ΔPPV受试者工作曲线，用于预测低潮气量通气的前负荷/液体反应性。菱形是表示平均灵敏度和特异性估计的总结点。这个总结点周围的椭圆是95%置信区域（虚线）。

非均质性评价

5项研究均无显著异质性，总体Q = 0.240, P = 0.443, I² = 0%。敏感性的对数与（1-特异性）的对数的Spearman相关系数为1。同时，SROC曲线呈“肩臂”型。这些发现表明存在阈值效应，因此meta回归分析是不必要的。

临床应用价值

根据以前的研究，我们假设液体反应性概率为50%。在PLR诱导ΔPPV阳性测试后，根据Fagan图，诊断液体/前负荷反应性的准确性提高到84%（图5）。相反，阴性的诊断准确性为13%。因此，通过PLR诱导的PPV变化诊断液体/前负荷反应性具有良好的准确性和重要的临床应用价值。

敏感性分析

从敏感性分析结果（图6）来看，随机效应二元模型适合拟合优度和二元正态性分析（图6A、B）。影响分析发现有一项研究权重较大（图6C），离群值检测未发现异常研究（图6D）。

图6：PLR诱导的ΔPPV预测低潮气量通气前负荷/液体反应性的敏感性分析。A拟合优度，B二元正态性，C影响分析，D离群值检测。

发表偏倚

发表偏倚采用Deeks漏斗图不对称检验。Deeks漏斗图以DOR为横轴，以有效样本量的平方根倒数（1/ESS）为纵轴。漏斗图对称，表明本meta分析无显著发表偏倚（P = 0.765）（图7）。

讨论

本系统综述和荟萃分析显示：(1)低潮气量机械通气下PLR诱导的PPV绝对变化是预测急性循环衰竭危重患者液体/前负荷反应性的良好指标；(2) PLR诱导PPV绝对变化具有较高的敏感性、特异性，临床应用价值显著。