目的  系统评价儿童患者术中低体温发生现状及其影响因素。

方法  计算机检索中国知网、万方、维普、中国生物医学文献数据库、PubMed、Web of Science、Embase、 The Cochrane Library、CINAHL等数据库，检索时限均为建库至2025年3月7日，经文献筛选、文献质量评价、提取数据后使用RevMan 5.4进行Meta分析。

结果  共纳入22篇文献，包括7 846例患者。Meta分析结果显示，儿童患者术中低体温发生率为45%[95%CI（34%，55%）]。年龄≤1岁[OR=2.85，95%CI（1.66，4.87）]、体重[SMD=-0.34，95%CI（-0.59，-0.09）]、术前体温[MD=-0.26，95%CI（-0.36，-0.15）]、麻醉时间[SMD=0.55，95%CI（0.24，0.85）]、ASA≥Ⅲ级[OR=2.16，95%CI（1.33，3.51）]、手术时间[SMD=0.41，95%CI（0.11，0.71）]、手术时间≥2 h [OR=2.07，95%CI（1.52，2.80）]、术中输液量[SMD=0.52，95%CI（0.31，0.73）]、术中出血量[SMD=0.45，95%CI（0.17，0.73）]、术中输血[OR=3.18，95%CI（2.29，4.43）]、术中输血量[SMD=0.66，95%CI（0.29，1.03）]、急诊手术[OR=1.47，95%CI（1.05，2.04）]是儿童患者术中低体温的影响因素。

结论  儿童患者术中低体温发生率较高，且影响因素众多，应提升手术团队筛查能力，早期识别高风险人群，多学科协作共同制定个体化护理措施预防术中低体温的发生，保障患儿术中安全。

术中低体温（intraoperative hypothermia，IOH）指非治疗性低体温干预下，手术期间患者核心体温低于36 ℃[1-3]；部分研究将其定义为核心体温低于36.5 ℃或35 ℃，但持续时间标准尚未统一[4-7]。IOH常见于外科手术患者，我国一项全国性调查结果显示，IOH发生率为44.3%[8]。儿童患者由于各器官尚未完全发育成熟，往往存在热量储备有限及体温调节机制不完善等问题，其IOH发生率高达22%~85%[2]。研究表明，即使轻度IOH也会增加各种并发症的发生风险，对全身各器官功能造成不良影响[9]，如凝血功能障碍、伤口感染风险增加、拔管时间延长、心血管事件发生风险显著上升等[10-13]，从而延长患儿住院时间，增加患儿及其家庭的经济负担。当前，已有学者系统总结了成人患者IOH的影响因素[14]，然而，针对儿童高发人群，尚缺乏充分的循证证据。近年来，已有研究分析了儿童患者IOH的影响因素，但存在样本量小、分析变量不够全面等不足，研究结果不尽相同，导致结论外推性有限。因此，本研究通过Meta分析明确儿童患者IOH发生率及其影响因素，旨在为临床医护工作者早期识别及制定个体化预防措施提供循证依据。

1 资料与方法

本研究已在PROSPERO平台进行注册（注册号：CRD42024541329）。

1.1 纳入与排除标准

纳入标准：①研究对象为行外科手术的儿童患者，年龄≤18岁；②研究内容为IOH的发生率及影响因素；③研究类型为以中文或英文发表的队列研究或病例对照研究；④结局指标为IOH发生及影响因素，其中IOH诊断标准为核心体温（肺动脉、食管下1/3、鼻咽部、鼓膜）或近似核心体温（膀胱、直肠、口腔、腋窝）低于36  ℃或36.5 ℃，持续时间不限。排除标准：① 非手术期间发生低体温；②无法提取儿童患者相关数据；③治疗性降低患儿体温的外科手术；④无法获取全文或重复发表；⑤ 研究方法不符或研究方案前后不一致。

1.2 文献检索策略

采用主题词与自由词相结合的方式系统检索中国知网、万方、维普、中国生物医学文献数据库、PubMed、Web of Science、Embase、The Cochrane Library、CINAHL等中英文数据库，通过检索Google Scholar、ProQuest、中国优秀硕博士学位论文全文数据库获得灰色文献，并辅以滚雪球的方式补充检索纳入文献的参考文献。所有数据库初始检索时限为建库至2024年3月26日，为确保研究结果时效性，于2025年3月7日执行一次更新检索。中文检索词包括婴儿、新生儿、儿童、儿科、围手术期、低体温、低温、失温、影响因素、危险因素、病因等；英文检索词包括infant、neonate、child、pediatric、intraoperative、perioperative、hypothermia、unintended hypothermia、influence factors、risk factors、etiology等。以PubMed为例，检索策略见附件框1。

1.3 文献筛选与资料提取

由2名接受过循证理论知识教育的研究者根据预先制定的纳排标准独立进行文献筛选和资料提取，并交叉核对最终结果，若出现不同意见，先通过讨论解决，无法统一则由第3名研究者协助仲裁。将检索获得的文献导入NoteExpress软件去除重复文献，通过阅读题目和摘要进行初筛，并进一步阅读全文进行复筛，确定最终纳入的文献。资料提取内容包括第一作者、发表年份、国家、研究类型、年龄范围、样本量、低体温发生率、低体温定义、测温部位、涉及的影响因素及对应数据等。

1.4 纳入研究的偏倚风险评价

由2名经过量表培训的研究者独立对最终纳入的文献进行偏倚风险评价，交叉核对结果，若出现评价结果不一致，进行协商讨论，无法达成统一意见则由第3名研究者协助判断。队列研究和病例对照研究采用纽卡斯尔-渥太华量表（the Newcastle-Ottawa Scale，NOS）[15]进行文献质量评价，该量表共分为3个维度，包括研究人群选择（4个条目，1分/条目）、组间可比性（1个条目，2分/条目）、结果/暴露因素的测量（3个条目，1分/条目），总分9分，得分越高偏倚风险越低，0~3分为低质量研究，4~6分为中等质量研究，7~9分为高质量研究。

1.5 统计学分析

采用RevMan 5.4进行Meta分析。计数数据采用比值比（odds ratio，OR）及95%CI作为合并效应量，计量数据采用标准化均数差（standard mean difference，SMD）或均数差（mean difference，MD）及95%CI作为合并效应量。数据转换原则[16]为：计量数据在原始研究中仅报告中位数及四分位数时，首先进行偏度检测[17]，数据呈正态分布，使用Tong等[18-19]提出的基于正态假设的数据转换公式（https://www.math.hkbu.edu.hk/~tongt/papers/median2mean.html）；数据呈偏态分布，使用Cai等[20]提出的基于未知数据分布的转换公式（https://smcgrath.shinyapps.io/estmeansd/）估计该变量的均数和标准差。以Q检验结合I²值判断研究间异质性大小，I²≤50%且P≥0.1表示研究间异质性尚可，采用固定效应模型进行Meta分析；I²＞50%且P＜0.1表示研究间异质性较大，采用随机效应模型进行Meta分析。通过逐一剔除法和转换模型的方式分别对IOH发生率和影响因素进行敏感性分析，评估结果的稳定性。对纳入≥10项研究的合并结果绘制漏斗图判断是否存在发表偏倚。以P＜0.05表示差异有统计学意义。

2 结果

2.1 文献筛选流程及结果

通过系统检索共获得1 647篇文献，通过去除重复文献初筛、阅读全文复筛后获得90篇文献，更新检索获得5篇文献[21-25]，最终纳入22篇文献[6-7, 21-40]。文献筛选流程见图1。

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  图1 文献筛选流程图

  Figure1.Flow chart for literature screening

  注：*检索的数据库及检出文献数具体为中国知网（n=74）、万方（n=568）、维普（n=174）、中国生物医学文献数据库（n=245）、PubMed（n=25）、The Cochrane Library（n=27）、CINAHL（n=19）、Web of Science（n=168）、Embase（n=338）。

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2.2 纳入文献基本特征与偏倚风险评价

纳入的22篇文献均为队列研究，其中前瞻性队列研究7篇[6, 23, 25-28, 39]，回顾性队列研究15篇 [7,  21-22, 24, 29-38, 40]。中文文献12篇[7, 25-29, 32-34,  37- 38,  40]，英文文献10篇[6, 21-24, 30-31, 35-36, 39]。原始研究样本量为63~1 091例，累计7 846例，其中IOH 组3 324例，非IOH组4 522例，患儿IOH发生率为15.33%~82.83%。其中Okamura等[35]研究中3例（2.91%）患儿年龄超出本研究范围，为确保研究尽可能多地覆盖儿童所有年龄段，经小组成员充分讨论，最终予以纳入，文献基本特征见表1。19篇文献为高质量研究（7~9分），3篇文献为中等质量研究（4~6分），详见附件表1。

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  表格1 纳入文献基本特征

  Table1.Basic characteristics of included literature

  注：PCS.前瞻性队列研究；RCS.回顾性队列研究；①年龄；②年龄≤1岁；③性别；④体重；⑤BMI；⑥术前血红蛋白；⑦术前体温；⑧麻醉时间；⑨麻醉方式；⑩ASA分级；⑪手术室温度；⑫手术时间；⑬手术时间≥2 h；⑭术中输液量；⑮术中出血量；⑯手术方式；⑰术中输血；⑱术中输血量；⑲术中主动保温措施；⑳急诊手术；-.未报告。

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2.3 Meta分析结果

2.3.1 IOH发生率及亚组分析

22篇[6-7, 21-40]文献的23项研究报告了患儿IOH发生率，各研究间存在异质性（I²=99%，P＜ 0.001），随机效应模型分析显示，儿童患者IOH发生率为45%[95%CI（34%，55%）]，见附件图1。

根据发表时间、研究地点、研究类型进一步亚组分析，各亚组异质性均较高（I²=83%~99%，P＜0.001)，随机效应模型分析显示，发表时间 ≤5年的研究中儿童IOH发生率为46%[95%CI（33%，59%）]，发表时间＞5年的研究IOH发生率为40%[95%CI（30%，50%）]；中国儿童IOH发生率为44%[95%CI（32%，57%）]，其他国家发生率为45%[95%CI（36%，53%）]；前瞻性研究IOH发生率为35%[95%CI（24%，47%）]，回顾性研究IOH发生率为48%[95%CI（34%，62%）]，见附件表2。

2.3.2 IOH的影响因素

为提高研究结果的可靠性，本研究仅对纳入研究数≥3项的影响因素进行效应量合并，涉及20个潜在影响因素。Meta分析结果显示，年龄≤1岁[OR=2.85，95%CI（1.66，4.87），P ＜0.001]、体重[SMD=-0.34，95%CI（-0.59，- 0.09），P=0.008]、术前体温[MD=-0.26，95%CI（-0.36，-0.15），P＜0.001]、麻醉时间[SMD=0.55，95%CI（0.24，0.85），P＜0.001]、ASA≥Ⅲ级[OR=2.16，95%CI（1.33，3.51），P=0.002]、手术时间[SMD=0.41，95%CI（0.11，0.71），P=0.008]、手术时间≥2 h [OR=2.07，95%CI（1.52，2.80），P＜0.001]、术中输液量[SMD=0.52，95%CI（0.31，0.73），P＜0.001]、术中出血量[SMD=0.45，95%CI（0.17，0.73），P=0.001]、术中输血[OR=3.18，95%CI（2.29，4.43），P＜0.001]、术中输血量[SMD=0.66，95%CI（0.29，1.03），P＜0.001]、急诊手术[OR=1.47，95%CI（1.05，2.04），P=0.020]是儿童患者IOH的影响因素（P＜0.05），详见表2。

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  表格2 患儿IOH影响因素Meta分析

  Table2.Meta-analysis of factors influencing intraoperative hypothermia in pediatric patients

  注：a.SMD；b.MD；c.OR；*存在部分文献受数据报告格式影响而未进行合并的情况。

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2.4 敏感性分析

采用逐一剔除法对儿童患者IOH发生率进行敏感性分析，结果显示合并效应量为43%~46%，提示IOH发生率Meta分析结果较为稳定。通过转换模型的方式对IOH影响因素Meta分析结果进行敏感性分析，结果显示，本研究总结的12个影响因素在两种模型中的合并效应值接近，模型转换后效应量方向未发生改变，提示本研究结果稳定性较好，详见附件表3。

2.5 发表偏倚

通过绘制漏斗图对纳入研究≥10项的合并结果进行发表偏倚检验，结果显示，儿童IOH发生率、年龄、性别、体重、术中输液量指标各研究对应散点图围绕中心线大致呈对称分布，提示存在发表偏倚的可能性较小；术前体温、麻醉时间、ASA分级、手术时间、术中出血量指标各研究对应散点图在中心线两侧呈不完全对称分布，提示可能存在发表偏倚，详见附件图2、图3。

3 讨论

本研究结果显示，儿童患者IOH发生率为45%，与Görges等[41]研究结果一致，略高于柯稳等[42]对成人腹部手术患者IOH发生率的Meta分析结果43%，但总体差异不明显，可能是由于患儿在术中更容易受到医护人员的关注，各项保温措施执行依从性普遍较高，从而在一定程度上降低了儿童IOH的发生风险，导致成人与儿童群体间发生率差异并不显著。

亚组分析结果显示，发表时间≤5年的研究IOH发生率高于发表时间＞5年的研究，可能是发表时间≤5年的研究中包含了较多的新生儿，其在既往研究中已被证实是IOH的独立危险因素 [43]。另外，发表时间≤5年亚组纳入了17项研究，说明近年儿科领域IOH已受到广泛关注，但总体发生率仍居高不下，对儿童IOH干预效果未取得显著成效，提示儿童医务工作者仍需进一步加强患儿术中体温管理，提高早期识别和精准干预能力。国内外手术患儿IOH发生率大致相同，揭示儿童IOH是全球性现象，可通过搭建紧密的跨国交流平台，开展多中心、大样本研究，明确低体温的发生规律。与前瞻性研究相比，回顾性研究中儿童IOH发生率更高，可能是研究设计不同，导致信息偏倚、选择偏倚等情况的发生[44]。

本研究结果表明，年龄≤1岁是儿童患者发生IOH的危险因素，与既往研究结果一致[33, 45]。Mekete等[46]研究指出，年龄越小面临的低体温风险越高。一项前瞻性队列研究发现，在0~12岁患儿中，新生儿和婴儿IOH发生率最高，达83.3%和56.1%[5]。与大龄儿童相比，新生儿及婴儿体温调节中枢尚未发育成熟，其主要产热器官棕色脂肪在麻醉药物作用下活性降低，导致产热效率下降难以应对寒冷刺激，从而诱发IOH[2, 30]。然而，在将年龄作为连续型变量进行合并时，结果并不显著，这可能意味着在较大年龄范围内的患儿群体中，年龄对IOH发生的影响较为均衡，从而掩盖了低龄对IOH的重要影响。因此，建议在未来的临床研究中，应对年龄变量进行多分类处理，分析不同年龄段患儿发生IOH的风险。黄晶等[47]研究发现体重轻的患儿更容易发生IOH，与本研究结论一致。考虑原因是体重较轻的患儿皮下脂肪层较薄，不足以提供足够的隔热保护，但儿童皮下血管网络分布较为密集，因此，容易通过皮肤丢失大量的热量。相关研究证实，无论是成人或儿童患者，术前低体温均是发生IOH的独立高风险因素[32-33,  48-49]，有Meta分析也验证了这一结论[14-42]。既往研究发现，当患儿术前体温 ＜36.2  ℃时，IOH发生率显著升高 [50]。Sessler[9]指出，未接受加温处理的手术患者在麻醉后体温通常会下降1~2  ℃。因此，术前体温低的患者更难以抵抗麻醉后体温的下降，更容易发生IOH；而术前体温较高的患者其核心与外周之间的温度梯度较小，从而减少了核心热量的再分布[51]。已有研究表明，术前预保温30 min外周增加的热量约为麻醉后1 h机体损失的热量[1]，即使预保温10 min也能在一定程度上提高术前体温 [52-53]。综上，研究结论提示外科手术团队应高度关注新生儿及婴儿群体，监测患儿进入手术室时的核心体温状况，有条件者可实施术前预保温加热10 min以上，提高患儿的热量储备和低体温阈值，更好地抵抗麻醉原因所致的热量损失。

本研究结果还显示，ASA≥Ⅲ级、麻醉时间长、手术时间长、手术时间≥2 h是患儿发生IOH的危险因素，与既往研究结果一致[5, 26, 30, 50]。本研究发现ASA≥Ⅲ级的患者IOH发生风险是ASA＜Ⅲ级的2.16倍。ASA级别越高代表患者可能伴随的器官功能障碍越为严重，整体健康状况越差[54]，越可能出现机体代偿产热能力低下、体温调节功能减弱、对冷刺激反应不足等问题，增加IOH发生风险。郑靖雅等[26]研究也表明，ASA分级越高，IOH发生率亦越高。麻醉时间依赖于手术时间，手术时间越长，麻醉时间相应越长。相关研究指出，手术时间、麻醉时间超过2 h时IOH发生率明显升高，尤其是全身麻醉患者 [1]。Sultana等[50]研究显示，手术时间＞60 min时低体温发生风险增加52%。提示医务人员需在术前准确评估患儿麻醉风险，并对手术时长进行预估，在保证安全的前提下尽量缩短手术时长，降低患儿IOH发生风险，护理人员则应加强术中巡视，确保非手术部位覆盖保暖布单，对于手术时间 ≥2 h的患儿，可在说明书指导下正确使用主动加温系统，但必须要持续监测患儿核心体温，动态调整加温档位，避免医源性高热的发生[2,  55]。

本研究发现，术中出血量多是患儿发生IOH的危险因素。研究表明，IOH影响血小板聚集和凝血因子的活性，造成凝血功能障碍，增加手术过程中的出血量，而深部脏器的失血将直接影响人体核心温度，进一步加重IOH，形成恶性循环[56]。另外，患儿有效循环血量较少，失血量较多时机体无法自身代偿，补液、输血需求也随之增加。一项Meta分析显示，即使是轻微的低体温也会导致失血量增加16%，输血需求增加22%[57]。输液量大、术中输血、输血量大也是儿童IOH的危险因素。相关研究表明，静脉输注1 000 mL室温液体或1个单位冷藏于2~6  ℃的血制品，可使一个70 kg体重的患者体温降低大约0.25 ℃[9]。而一项针对儿童患者的研究显示，当输注液体≥500 mL时，低体温风险增加2.6倍[46]。提示手术室护士应密切关注手术进程，对出血量较大的患儿做好配血备血工作，积极将患儿体温维持在36 ℃以上，对有大量液体需求的患儿，以及需要使用冷藏血制品的情况，应采取正确措施进行加温处理，减少因外源性液体因素导致的体温过低。

本研究结果还发现，急诊手术患儿IOH发生风险是择期手术患儿的1.47倍，与Zhao等[30]研究结果一致。与择期手术相比，急诊手术存在患者特征和系统运作方面的差异性[58]，患儿由于年龄较小，容易出现症征不符现象，而患儿处于急性生理应激状态，体温调节机制易受损，并可能伴发严重并发症，加大了手术难度。因此，建议医护人员提高对行急诊手术患儿的关注度，实施细致的术前评估，确保充分的体温管理和监测，加强手术团队间的沟通与协作，特别是在夜间手术或紧急情况下，避免出现意外并发症。

本研究存在一定局限：①未对年龄范围、疾病类型进行限定，目前对于儿童IOH的研究尚不充分，根据儿童不同成长阶段、疾病类型进行Meta分析的文献量不足，因此本研究仅探讨了儿童IOH的普适性影响因素；②本研究在结局指标测量、诊断标准、保温措施的实施、手术类型等方面存在较大异质性，无法进一步亚组分析，可能对研究结论造成偏倚；③多数原始研究对计量数据未行分类处理，导致本研究大部分计量变量无法确定分类阈值，可能会降低临床可操作性。

综上所述，儿童患者IOH发生率较高，年龄 ≤1岁、体重、术前体温、麻醉时间、ASA≥Ⅲ级、手术时间、手术时间≥2 h、术中输液量、术中出血量、术中输血、术中输血量、急诊手术是儿童患者IOH的影响因素。儿童医护工作者可重点评估本研究总结的影响因素，有针对性地采取保温措施，降低患儿IOH发生率。建议未来开展更多高质量大样本前瞻性队列研究，在此基础上，将来可对不同年龄段儿童IOH的影响因素进行Meta分析或构建风险预测模型，以更精准的识别高危人群。

附件见《医学新知》官网附录（https://yxxz.whuznhmedj.com/futureApi/storage/appendix/202503002.pdf）

伦理声明：不适用

作者贡献：研究设计、文献查阅、筛选与质量评价：蓝煌禄、张思瑶、王聪慧；数据提取与核查：蓝煌禄、王继友、韩蕊；数据分析与论文撰写：蓝煌禄、张思瑶；研究指导、文章审阅；基金支持：蓝煌禄

数据获取：本研究中使用和（或）分析的所有数据均包含在本文中

利益冲突声明：无

致谢：不适用

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