游泳联合抚触对早产儿生长发育影响的系统评价

游泳联合抚触对早产儿生长发育影响的系统评价
朱庆龄;杨声坪;刘倩;叶新华;陈虹
【摘要】目的:系统评价游泳联合抚触对早产儿生长发育的影响.方法:计算机全面检索Cochrane library(2012年2期)、EMbase(1974-2012.5)、
PUBMED(1966-2012.5)、中国生物医学文献数据库(CBM,1978-2012.5)、中国期刊全文数据库(CNKI,1979-2012.5)、维普数据库(VIP,1989-2012.5)、万方数据知识服务平台(1988-2012.5),并追查纳入研究参考文献,由两位评价员独立筛选.收集以游泳联合抚触对早产儿进行干预治疗的所有随机对照试验,筛选合格文献并提取相关信息进行分析.根据Cochrane协作网推荐的“风险评估工具”进行风险偏倚评估,用Revman5.0软件进行统计学分析.结果:最终纳入4个随机对照试验,共296例早产儿.4篇游泳联合抚触对比单纯沐浴的研究结果显示,游泳联合抚触组的早产儿的排便次数、胎便转黄时间及神经系统发育优于对照组[t=3.836,P=0.000; SMD=-8.01,95％CI(-13.23,-2.79)；t=5.172,P＜0.01],而体重增长、胎便初排时间等无统计学差异[SMD=0.70,95％CI(-0.60,2.01)；SMD=-1.81,95％CI(-
5.42,1.81)].结论:目前证据表明,游泳联合抚触相比单纯淋浴对早产儿的干预,在排便情况及神经系统发育显示较为有效的趋势.由于纳入研究数量少,存在一定的偏倚风险,使论证强度受到影响,需要更多高质量的随机对照试验提供高质量的证据.
【期刊名称】《甘肃医药》
【年(卷),期】2013(032)001
【总页数】5页(P3-7)
【关键词】早产儿;游泳;抚触
【作者】朱庆龄;杨声坪;刘倩;叶新华;陈虹
【作者单位】730000甘肃兰州,兰州大学第一临床医学院;兰州大学第一医院儿科;730000甘肃兰州,兰州大学第一临床医学院;兰州大学第一医院骨科;730000甘
肃兰州,兰州大学第一临床医学院;兰州大学第一医院儿科;兰州大学第一医院儿科;兰州大学第一医院儿科
【正文语种】中文
早产儿是新生儿中的特殊群体，身体各器官系统发育均不成熟，功能发育不完善，抵抗力比正常新生儿低[1]。

通过对我国较大范围的早产儿流行病学调查显示，产
科出生的新生儿中早产儿发生率为7.8%，新生儿科住院病人中早产儿占19.7%[2]，故早产儿的早期护理更显重要。

新生儿游泳和抚触是早产儿保健中很好的方式，新生儿游泳始于20世纪60年代欧美等发达国家，我国于1983年在上海开办了第
一个婴儿游泳训练班，随后全国各地相继开办[3，4]。

新生儿抚触也于1995年作为一种新的护理理念第一次由美国引入中国。

李杰等[5]在研究中指出，新生儿抚
触不仅促进新生儿的生长，同时也促进其与亲人的感情培养。

系统评价（Systematic review）已经被公认为循证医学的最佳研究证据[6]。

本研究通过系统评价游泳联合抚触对早产儿生长发育的影响的临床试验，探讨游泳联合抚触对早产儿的治疗效果，以供临床医生参考。

1 材料和方法
1.1 资料来源以“Premature infant”、“Swimming”、“Swim”、“Touching”、“Touch”等为主要检索词检索Cochrane Library（2012 年 2 期）、EMbase（1974-201
2.5）和 PubMed（1966-2012.5），以“早产儿”、“游泳”、“泳疗”和“抚触”等为主要检索词检索中国生物医学数据库（CBM，
1978-2012.5）中国期刊全文数据库（CNKI，1979-2012.5）、维普中文期刊数
据库（VIP，1989-2012.5）和万方数据知识服务平台（1988-2012.5），根据不
同数据库特点采取相应主题词检索与自由词检索相结合的方式进行检索，并追查纳入参考文献。

文献检索无语种限制，收集到早产儿游泳联合抚触被动训练的所有随机对照试验（Randomized controlled trials，RCT）。

1.2 纳入标准①文献类型：对早产儿进行游泳联合抚触干预的RCT；②研究对象：早产儿（28周≤胎龄＜37周），性别、出生体重、种族不限；Apgar评分≥7。

1.3 排除标准具有以下任意一项者将被排除：①纳入足月儿或过期产儿的试验；
②单一的游泳或者抚触干预，或游泳+抚触对比单纯游泳或抚触；③Apg ar评分＜7；④非随机对照试验。

1.4 分组和干预措施试验组为游泳联合抚触被动训练，对照组为单纯沐浴或不干
预等常规处理。

1.5 结局测量指标体重增长情况、胎便情况、神经发育。

1.6 方法学质量与评价与资料提取两名评价员独立完成文献筛选、资料提取和方
法学质量评价并交叉核对，如遇分歧通过讨论或者根据第三位研究人员的意见协商解决。

遇资料不全研究通过电话或者E-mail与作者联系给予补充。

采用Cochrane协作网推荐的“风险评估工具”进行风险偏倚评估，其中RCT偏倚风
险评估内容如下：（1）随机方法是否正确；（2）是否做到隐蔽分组、方法是否
正确；（3）是否采用盲法；（4）有无失访或退出，如有失访或退出时，原因是
否描述清楚，是否采用ITT分析法；（5）选择性报告研究结果；（6）是否存在
其他潜在偏倚。

每条标准依研究具体情况按“是”、“否”、“不清楚”进行评价。

1.7 统计学处理采用Cochrane协作网提供的RevMan 5.0软件进行Meta分析，计数资料用相对危险度（RR）作为疗效效应量，计量资料采用均数差（SMD）作为疗效效应量，二者均以95%CI表示。

首先分析纳入研究的人群、游泳联合抚触
观察天数长短不同等对临床异质性因素，按照临床同质性和方法学同质性对各研究进行亚组分析或敏感性分析；然后采用χ2检验分析亚组内的统计学异质性，若亚组无异质性（P＞0.10，I2≤50%），采用固定效应模型进行Meta分析；若存在异质性（P≤0.10，I2＞50%），则首先分析异质性原因，确定是否能采用随机效应模型进行Meta分析。

若研究间存在明显的临床异质性，则不进行合并，只对其进行描述性分析。

2 结果
2.1 文献检索初检出35篇文献，经阅读题录和摘要，排除重复及非临床随机对照文献，初筛纳入13篇，进一步阅读全文，排除患儿、干预措施、测量指标等不符合纳入排除标准临床试验文献，最终纳入4个RCT[7-10]，PRISMA文献筛选流程[11]见图1。

4篇全为中文文献，纳入研究基本情况见表1。

图1 文献筛选流程及结果
表1 纳入文献的一般情况a：体重增长情况，b：排便情况，c：神经测评研究年份组别年龄（周）体重（g） Apgar评分患者人数观察指标周涛等[10] 2009 游泳+抚触35±3 - ≥8 27 a，b，c单纯沐浴35±3 - ≥8 27 a，b，c冯慧慧等[7] 2004 游泳+抚触 28-37 2000-2500 ＞8 22 a，b单纯沐浴28-37 2000-2500 ＞8 20 a，b靖丽娟等[8] 2004 游泳+抚触 34-36 2100±260 ≥8 59 a，b单纯沐浴 34-36 2100±260 ≥8 41 a，b黎慧清等[9] 2009 游泳+抚触 34-36 2050-2650 8-10 50 a，c单纯沐浴 34-36 2050-2650 8-10 50 a，c
2.2 文献质量依据Cochrane handbook风险偏倚评估工具对纳入研究进行风险偏倚评估，纳入研究存在不同程度的偏倚风险。

纳入文献中随机分组方法均未详尽报道，通过电话或E-mail与作者联系后均未取得回应。

2.3 研究纳入的4个研究中，4个文献[7-10]均报告了游泳联合抚触对比单纯沐
浴的研究结果。

2.3.1 胎儿体重增长情况。

4篇文章[7-10]均报道出生时体重，无统计学差异，具有基线可比性。

其中靖丽娟等[8]和周涛等[10]报道了早产儿生后7日体重，两研究间存在统计学异质性（P=0.0002，I2=93%），考虑无临床异质性，采用随机效应模型进行合并分析，Meta分析结果显示两组无统计学差异［SMD=0.70，95%CI（-0.60，2.01）］（图 2）。

冯慧慧等[7]和黎慧清等[9]报道出院体重，未描述具体日期，其结果均显示游泳联合抚触组早产儿体重优于单纯淋浴组，差异具有统计学意义（P＜0.01，P＜0.01）。

图2 体重增长情况Meta分析结果
2.3.2 胎便情况。

2.3.2.1 胎便初排时间。

有2篇文章[8，10]报道胎儿胎便初排时间。

两研究间存在统计学异质性（P＜0.00001，I2=99%），考虑无临床异质性，采用随机效应模型进行合并分析，Meta分析结果显示游泳联合抚触组早产儿胎便初排时间优于单纯淋浴组，差异无统计学意义[SMD=-1.81，95%CI（-5.42，1.81）]（图3）。

图3 胎便初排时间Meta分析结果
2.3.2.2 排便次数。

仅1篇文章[10]报道了胎儿排便次数，其研究显示，游泳联合抚触组早产儿胎便排出次数多于单纯淋浴组，差异具有统计学意义（t=3.836，P=0.000）。

2.3.2.3 胎便转黄时间。

有3篇文章[7，8，10]报道了胎便转黄时间。

3个研究间存在统计学异质性（P＜0.00001，I2=99%），考虑无临床异质性，采用随机效应模型进行合并分析，Meta分析结果显示游泳联合抚触组早产儿胎便转黄时间优于单纯淋浴组差异具有统计学意义[SMD=-8.01，95%CI（-13.23，-2.79）]（图4）。

图4 胎便转黄时间Meta分析结果
2.3.3 神经测评。

有2篇文章[9，10]报道了神经测评。

周涛等[10]报道了生后1天被动肌张力和主动肌张力，生后7天被动肌张力和主动肌张力。

两组各点指标相近，差异无统计学意义（P＞0.05，P＞0.05）。

黎慧清等[9]报道了NBNA测定总分比较，结果显示试验组NBNA评分明显高于对照组，差异具有统计学意义
（t=5.172，P＜0.01）。

3 讨论
C.O.kerr-Wilson等[12]于2011年通过对全世界范围内进行的早产与智力之间关联的Meta分析发现早产儿的IQ比正常出生儿的平均水平低12分，故早产儿的早期干预对于将来的神经系统发育起着重要作用。

本研究基于国内RCT对游泳联合抚触对早产儿生长发育进行定性分析。

游泳联合抚触在早产儿排便次数、胎便转黄时间、神经系统发育等方面优于对照组，差异具有统计学意义。

其中周涛等[10]、靖丽娟等[8]的研究表明，游泳联合抚触在短期内（7天）的干预对早产儿的体重增长无明显的影响；而冯慧慧等[7]、黎慧清等[9]的研究表明，试验组均优于对照组。

由于后两者未报道具体观察天数，考虑到同一研究观察时间不同可能影响整体结果，故未对其进行合并分析。

倪宏等[13]于2005年针对游泳被动操训练对新生儿体质量影响的Mata分析结果同样显示，游泳对新生儿是有益的。

本研究共纳入4个研究，均为中文研究，研究方法均存在局限性。

所有研究均未描述随机分配方法、隐蔽分组方法，提示纳入试验存在选择性偏倚的可能。

所有研究均未描述是否采用盲法，纳入试验有可能存在实施偏倚。

所有研究均不清楚是否存在其他偏倚。

本研究存在一定的不足和局限性：①游泳联合抚触对早产儿的干预试验较少，故研究结果的可靠性受到影响。

②本研究未对早产儿出生方式（顺产或剖宫产）进行区分研究，不排除游泳联合抚触对早产儿出生方式的不同影响。

③本研究纳入研究均
只报道短期指标，不排除游泳联合抚触对早产儿的长期影响。

④本研究纳入研究方法学质量一般，尤其所有研究中对随机分组、隐蔽分组描述不清晰，影响读者对其真实性的判断。

⑤由于纳入临床试验过少，未进行发表偏倚分析，不排除存在发表偏倚的可能。

目前证据表明，游泳联合抚触对早产儿的干预治疗在增加胎便排出次数、缩短胎便转黄时间、促进神经系统发育等方面显示较为有效的趋势，由于纳入研究数量少，存在一定的偏倚风险，使论证强度受到影响，需要更多高质量的RCT提供高质量
的证据。

参考文献
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［13］倪宏，呼滨，纪淑春，等.游泳被动操训练对新生儿体质量影响的Meta分析［J］.中国临床康复，2005，9（015）：166－168.。