引用本文： 張皓, 封婷, 裴志杰, 郭志濤, 關萬鵬. 手術干預與傳統方法治療多發性肋骨骨折隨機對照研究的系統評價與 Meta 分析. 中國胸心血管外科臨床雜志, 2020, 27(5): 558-568. doi: 10.7507/1007-4848.201907076 復制
隨著社會經濟發展、生活水平不斷進步及節奏日益加快，各類意外傷害事故逐年增多，是威脅人類健康的隱形殺手。多發性肋骨骨折是常見的創傷疾病之一，在胸部鈍性創傷中發生率約 39%，在因各類創傷病而入院的患者中占 10%[1-3]，其發病誘因主要來源于交通事故（57.01%）和墜落傷（22.96%）[4]。多發性肋骨骨折可發生連枷胸現象（主要指一側或雙側出現相鄰部位 3 根或 3 根以上的多根多處肋骨骨折，致胸廓穩定性破壞，進而胸壁軟化，產生反常呼吸運動現象），并因出現呼吸窘迫綜合征、肺部感染及大出血等急性并發癥而導致患者死亡[4]。因此，對于多發性肋骨骨折的治療已經受到國內外專家學者的重視。目前，大多數醫療中心主要采用如鎮痛、胸帶外固定、胸部護板固定、支氣管鏡檢查、機械通氣或人工通氣及肺部物理療法等傳統方法治療多發性肋骨骨折[5-6]。近年來，多篇文獻[7-12]報道了手術對多發性肋骨骨折的治療意義，肯定了其作用。但對于肋骨骨折是否應進行外科干預，仍然存在較大的爭議和挑戰，傳統方法依然作為治療的首選方式[13-14]。手術與傳統方法治療肋骨骨折的系統評價已在國內外文獻中報道[15-20]，從循證醫學的角度來看是支持手術治療。但多數文章納入文獻為回顧性分析，以病例對照研究為主，納入前瞻性的隨機對照研究（RCT）文獻甚少。為尋找較高的循證醫學證據、提供更多有效信息，本文在納入以往 RCT 文獻的基礎上，補充增加了新的 RCT 文獻。通過運用 Meta 分析的方法，對手術干預與傳統方法治療多發性肋骨骨折進行比較，評價其治療效果，期望為臨床提供較好的參考價值。
1 資料與方法
1.1 納入和排除標準
納入標準：（1）研究對象：經胸部 X 線片、肋骨三維重建影像學檢查確診為多發性肋骨骨折的患者；（2）研究類型：RCT；（3）干預措施：手術治療 vs. 傳統治療。手術組無論采取何種手術方式（包括胸腔鏡或開胸手術），無論使用何種手術內固定材料。傳統組包括胸帶外固定、臥床休息、鎮靜、呼吸機支持等非手術方法；（4）評價指標：分為住院觀察指標和長期隨訪指標兩部分。住院觀察指標包括：肺部感染發生率、肺不張發生率、住院死亡率、氣管切開率、呼吸機支持率、呼吸機支持時間、住重癥監護室（ICU）時間、總體住院時間、胸腔引流時間、術后第 1 d、第 3 d、第 7 d 疼痛評分、術后 4～7 d C-反應蛋白（CRP）含量。長期隨訪指標包括：胸壁畸形發生率、用力時呼吸困難發生率、胸部緊束感發生率、總體疼痛評分及肺功能測定指標［第一秒用力呼氣容積（FEV1）、用力肺活量（FVC）、呼氣峰值流速（PEFR）及肺活量（TLC）］。
排除標準：（1）非 RCT 文獻；（2）綜述、手術體會及動物模型實驗文獻；（3）缺少對照組文獻（無傳統治療組或手術治療組）；（4）文獻內容未報道研究需要的評價指標（納入的文獻應至少包含一項本研究評價指標所需的數據）；（5）數據無法轉換及提取（經相關方法，數據仍無法獲得的文獻）；（6）重復發表文獻（文章內容相似及出自同一研究單位，納入最新發表文獻）；（7）中英文以外文獻。
1.2 文獻檢索策略
使用計算機檢索 9 個中英文數據庫，包括中國期刊全文數據庫（CNKI）、萬方數據庫（Wanfang）、維普期刊數據庫（VIP）、PubMed、OVID、Embase、The Cochrane Library、Thieme 及 Springer Link。檢索時限為各數據庫建庫至 2019 年 7 月。收集國內外公開發表的有關手術和傳統方法治療多發性肋骨骨折方面的文獻。主要中英文檢索詞為：手術、內固定、傳統方法、非手術、外固定、肋骨骨折、operation、surgery、internal fixation、traditional methods、non-surgical treatment、external fixation、rib fracture。
1.3 資料提取
納入文獻資料的基本特征采集表制作、內容填寫及數據提取由兩名研究者單獨完成。進行相互交叉核對后，如遇不一致的結果或意見，通過二者討論解決或由第 3 名研究者共同參與商議后決定。提取的主要內容有文獻的基本特征（包括第一作者姓名、國家、病例數、性別、年齡、胸部創傷評分、肋骨骨折根數、連枷胸例數、血氣胸例數及隨訪時間）和本文研究的評價指標。
1.4 質量評價
采用 Cochrane 協作網推薦的 RCT 偏倚風險評價工具對納入文獻進行評價[21]。主要從隨機方法的產生、分配方案隱藏、有無實施盲法、結局數據有無完整性、是否選擇性報告研究結果及其他偏倚來源 6 個方面對納入文獻進行質量評價，根據綜合評價結果分為 A（低度風險偏倚）、B（中度風險偏倚）、C（高度風險偏倚）3 個等級。
1.5 統計學分析
Meta 分析采用 Cochrane 協作網提供的 RevMan 5.3 軟件進行。首先對納入的文獻進行異質性檢驗，若各研究間無明顯異質性（P>0.1，I2<50%），采用固定效應模型進行結果分析；若各研究間存在異質性（P<0.1，I2>50%），則進一步行亞組分析和敏感性分析，探討異質性產生的原因及驗證結果是否穩定。若仍無法排除異質性，則采用隨機效應模型進行分析；若數據不宜合并統計，則只行描述性分析。連續性變量資料采用標準化均數差（standardized mean difference，SMD）作為分析統計量。二分類變量資料采用相對危險度（relative risk，RR）作為分析統計量。采用 99% 可信區間（99%CI）作為各統計量的區間估計。檢驗水準 α=0.01。以繪制森林圖來表示分析結果，部分評價指標匯總為表格形式展示，發表偏倚結果用漏斗圖來表示。
2 結果
2.1 文獻檢索及篩選流程
計算機檢索出 1 233 篇文獻。通過閱讀文題及摘要部分，排除不符合本文研究和重復發表的文獻共 1 117 篇，初步篩選出文獻 116 篇。進一步閱讀全文，排除不符合納入標準的文獻 104 篇，最終 12 篇文獻[22-33]納入研究。文獻檢索流程見圖 1。
圖1
文獻檢索流程
2.2 納入文獻的相關資料情況
納入文獻的基本特征資料見表 1，長期隨訪指標的收集時間見表 2。
表1
納入文獻資料的基本特征［例/
/中位數（P25，P75）］
表2
納入文獻長期隨訪指標的收集時間
2.3 質量評價結果
納入文獻的偏倚風險評價結果顯示 11 篇文獻質量為 B 級，1 篇為 A 級；見表 3。
表3
納入文獻的偏倚風險評價
2.4 Meta 分析結果
2.4.1 住院觀察指標
2.4.1.1 肺部感染發生率
共納入 10 篇文獻[22-26, 28, 30-33]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.43，I2=1%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組肺部感染發生率低于傳統組［RR=0.41，99%CI（0.29，0.58），P<0.000 01］；見圖 2。
圖2
兩組肺部感染發生率的 Meta 分析
2.4.1.2 肺不張發生率
共納入 2 篇文獻[32-33]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.54，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組肺不張發生率低于傳統組［RR=0.24，99%CI（0.06，0.94），P=0.007］；見圖 3。
圖3
兩組肺不張發生率的 Meta 分析
2.4.1.3 住院死亡率
共納入 8 篇文獻[22-24, 26-27, 29, 31, 33]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.49，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組住院死亡率相當［RR=0.75，99%CI（0.23，2.46），P=0.53］；見表 4。
表4
部分評價指標的 Meta 分析結果
2.4.1.4 氣管切開率
共納入 4 篇文獻[23-26]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.13，I2=47%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組氣管切開率相當［RR=0.69，99%CI（0.39，1.21），P=0.09］；見表 4。
2.4.1.5 呼吸機支持率
共納入 4 篇文獻[22, 27-28, 33]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.18，I2=39%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組呼吸機支持率相當［RR=0.65，99%CI（0.41，1.05），P=0.02］；見表 4。
2.4.1.6 呼吸機支持時間
共納入 7 篇文獻[22-26, 32-33]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=97%）。以國內外分組進行亞組分析，未發現異質性的來源，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組呼吸機支持時間短于傳統組［SMD=–2.64，99%CI（–4.38，–0.91），P<0.000 1］；見圖 4。敏感性分析顯示剔除每個獨立研究后，總體異質性大小無明顯影響（I2 波動范圍在 93%～97%），總體結果亦無明顯影響（P 均<0.01），提示結果穩定性好。
圖4
兩組呼吸機支持時間的 Meta 分析
2.4.1.7 住 ICU 時間
共納入 5 篇文獻[22-26]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=86%）。以國內外分組進行亞組分析，未發現異質性的來源，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組住 ICU 時間短于傳統組［SMD=–1.33，99%CI（–2.26，–0.40），P=0.000 2］；見圖 5。敏感性分析顯示剔除每個獨立研究后，總體異質性大小無明顯影響（I2 波動范圍在 81%～86%），總體結果亦無明顯影響（P 均<0.01），提示結果穩定性好。
圖5
兩組住 ICU 時間的 Meta 分析
2.4.1.8 總體住院時間
共納入 9 篇文獻[22, 24, 26-29, 31-33]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=96%）。以國內外分組進行亞組分析，未發現異質性的來源，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組總體住院時間短于傳統組［SMD=–2.25，99%CI（–3.30，–1.19），P<0.000 01］；見圖 6。敏感性分析顯示剔除每個獨立研究后，總體異質性大小無明顯影響（I2 波動范圍在 93%～96%），總體結果亦無明顯影響（P 均<0.01），提示結果穩定性好。
圖6
兩組總體住院時間的 Meta 分析
2.4.1.9 胸腔引流時間
共納入 3 篇文獻[31-33]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=99%）。以不同內固定材料分組進行亞組分析，未發現異質性的來源，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組胸腔引流時間相當［SMD= –2.58，99%CI（–6.41，1.25），P=0.08］；見表 4。敏感性分析顯示剔除每個獨立研究后，總體異質性大小無明顯影響（I2 波動范圍在 87%～99%），總體結果亦無明顯影響（P 均>0.01），提示結果穩定性好。
2.4.1.10 術后第 1 d 疼痛評分
共納入 2 篇文獻[28, 32]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P=0.1，I2=62%）。由于納入研究數少，無法行亞組及敏感性分析，故采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組術后第 1 d 疼痛評分低于傳統組［SMD=–1.56，99%CI（–2.17，–0.95），P<0.000 01］；見表 4。
2.4.1.11 術后第 3 d 疼痛評分
共納入 2 篇文獻[28, 32]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P=0.07，I2=69%）。由于納入研究數少，無法行亞組及敏感性分析，故采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組術后第 3 d 疼痛評分低于傳統組［SMD=–1.95，99%CI（–2.67，–1.22），P<0.000 01］；見表 4。
2.4.1.12 術后第 7 d 疼痛評分
共納入 2 篇文獻[30, 32]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P=0.007，I2=86%）。由于納入研究數少，無法行亞組及敏感性分析，故采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組術后第 7 d 疼痛評分低于傳統組［SMD=–3.42，99%CI（–6.45，–0.40），P=0.004］；見表 4。
2.4.1.13 術后 4～7 d CRP 含量
共納入 2 篇文獻[31-32]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.34，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組術后 4～7 d CRP 含量低于傳統組［SMD=–3.38，99%CI（–3.87，–2.90），P<0.000 01］；見表 4。
2.4.2 長期隨訪指標
2.4.2.1 胸壁畸形發生率
共納入 5 篇文獻[22-23, 26, 29, 31]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.43，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組愈后胸壁畸形發生率低于傳統組［RR=0.08，99%CI（0.04，0.17），P<0.000 01］；見表 4。
2.4.2.2 用力時呼吸困難發生率
共納入 2 篇文獻[25-26]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.34，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組愈后用力時呼吸困難發生率低于傳統組［RR=0.32，99%CI（0.13，0.75），P=0.000 6］；見表 4。
2.4.2.3 胸部緊束感發生率
共納入 2 篇文獻[25-26]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.24，I2=29%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組愈后胸部緊束感發生率低于傳統組［RR=0.27，99%CI（0.15，0.50），P<0.000 01］；見表 4。
2.4.2.4 總體疼痛評分
共納入 2 篇文獻[24, 26]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=97%）。由于納入研究數少，無法行亞組及敏感性分析。考慮兩篇文獻收集時間及測量方法不同，故采用描述性分析。一項研究[24]報道了 6 個月后采用簡式生活質量調查問卷的方式測定兩組疼痛評分差異無統計學意義；另一項研究[26]報道了術后 1 個月采用視覺模擬評分測定顯示手術組疼痛程度低于傳統組。
2.4.2.5 FEV1
共納入 2 篇文獻[22, 24]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.37，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組愈后 FEV1 相當［SMD=–0.11，99%CI（–0.71，0.49），P=0.63］；見表 4。
2.4.2.6 FVC
共納入 3 篇文獻[22, 24-25]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=95%）。因無法分組行亞組分析，故直接采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組愈后 FVC 相當［SMD=1.57，99%CI（–1.29，4.42），P=0.16］；見表 4。敏感性分析顯示剔除每個獨立研究后，總體異質性大小無明顯影響（I2 波動范圍在 93%～98%），總體結果亦無明顯影響（P 均>0.01），提示結果穩定性好。
2.4.2.7 PEFR
共納入 2 篇文獻[22, 24]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.43，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組愈后 PEFR 相當［SMD=0.04，99%CI（–0.56，0.64），P=0.86］；見表 4。
2.4.2.8 TLC
共納入 2 篇文獻[22, 24]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P=0.12，I2=59%）。由于納入研究數少，無法行亞組及敏感性分析，故采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組愈后 TLC 相當［SMD=0.21，99%CI（–0.74，1.15），P=0.58］；見表 4。
2.5 發表偏倚評價
以肺部感染發生率的分析結果繪制漏斗圖，評估發表偏倚情況。結果顯示：納入的文獻大致對稱分布在倒置漏斗圖內，提示發表偏倚的可能性較小。
3 討論
肋骨骨折在胸部創傷中非常多見，尤其是嚴重的胸部創傷常常伴有多發性肋骨骨折，甚至出現連枷胸現象。這類患者在受傷早期常感到劇烈胸痛，因此不敢深吸氣、用力咳嗽及體位變動時也會受到很大的限制，并因不能有效治療，隨著時間的推移，出現血胸、氣胸、血氣胸、創傷性凝血病、肺部感染及呼吸衰竭等一系列并發癥，從而威脅生命和嚴重影響預后[34-35]。在過去，對于這樣的患者只能采取臥床休息、使用鎮痛藥物、胸部外固定及使用呼吸機來糾正急性呼吸衰竭導致的低氧血癥[36]。雖然這些方法有一定的療效，但由于患者需要長時間臥床，限制了胸部活動，不能有效咳嗽排痰從而誘發肺不張、肺部感染等并發癥，或因插管時間過長導致機械通氣相關性肺炎的發生[37-38]。同時因保守治療需要療效更強、作用持久的鎮痛藥物，這樣才能促使患者主動咳嗽排痰，雖能降低肺不張、肺感染發生率，但這也導致了肋骨骨折斷端移位加重，增加了損傷肋間血管及已損傷血管血凝痂脫落發生遲發性血胸的風險。長久的胸部疼痛、慢性肺部感染以及胸壁畸形日益影響著患者的呼吸功能，降低了生活質量。因此，傳統方法的治療效果是難以滿意的[2]。近年來，隨著生物材料學的快速發展、手術技巧及麻醉技術的進步，手術治療肋骨骨折重新受到重視[39]。一些數據也表明，手術較傳統治療更具有優勢[7-12]。遺憾的是，許多急診創傷外科、重癥醫學科及胸外科醫師對肋骨骨折治療的最新理念了解不足，再加上目前尚缺乏高級別臨床證據，致使手術在肋骨骨折治療中的作用還存在諸多爭議，也限制了該技術的規范開展[36, 40]。
本文通過 Meta 分析顯示：住院觀察指標方面，手術組治療多發性肋骨骨折在肺部感染發生率、肺不張發生率、呼吸機支持時間、住 ICU 時間、總體住院時間、術后第 1 d、第 3 d 和第 7 d 疼痛評分及術后 4～7 d CRP 含量方面較傳統組有一定的優勢，說明手術組能夠降低肺部并發癥、縮短呼吸機使用時間和住院時間以及減輕機體炎癥反應和有效緩解早期疼痛。在住院死亡率、氣管切開率、呼吸機支持率及胸腔引流時間方面，兩組差異無統計學意義，說明手術組不能降低住院死亡率、氣管切開率以及縮短胸腔引流時間。長期隨訪指標方面，手術組在胸壁畸形發生率、用力時呼吸困難發生率及胸部緊束感發生率方面較傳統組有一定的優勢，說明手術組能夠改善患者一定的生活質量。在肺功能測定（FEV1、FVC、PEFR 和 TLC）方面兩組差異無統計學意義。說明兩組方法對患者的肺功能改善療效相當。對于住院死亡率、氣管切開率、呼吸機支持率、胸腔引流時間及肺功能測定這些評價指標，兩組差異無統計學意義。考慮可能與納入患者的創傷嚴重程度、手術時機的選擇不一、國內外手術指征的不統一、有無合并血氣胸及連枷胸、肺部既往有無基礎疾病等有關。這些因素都會對上述結果產生一定的影響。各醫療機構的拔管指征不一也會影響胸腔引流時間。但也間接表明，行手術治療多發性肋骨骨折，并不能增加死亡率和氣管切開率，說明手術治療有一定的安全性。在肺功能測定方面，兩組差異不明顯，考慮可能與隨訪時間不一致、測量方法不同以及手術內固定材料的不同等有關。
本研究中部分評價指標出現了較大的異質性，為解釋異質性的原因，分別對其進行亞組分析及敏感性分析，盡可能找到異質性的來源。我們將這些評價指標以國外組和國內組或者內固定材料不同進行分組，是因為現有的納入文獻支持這樣分組。若以其它因素（如是否使用胸腔鏡技術等）來進行分組是不確切的，因為部分文獻提及了這方面內容，有的文獻未提及手術方式。對兩組呼吸機支持時間、住 ICU 時間、總體住院時間、胸腔引流時間這 4 個評價指標進行亞組分析后，我們發現每個亞組之間都存在著大的異質性，說明上述方法分組并不能發現異質性的來源。在術后第 1 d、第 3 d、第 7 d 疼痛評分及肺功能測定（FVC 和 TLC）方面，因納入的文獻數少（多數為 2 篇），無法行亞組及敏感性分析，但我們仍然進行 Meta 分析，是考慮這些指標的測量方法是一致的，符合統計合并分析的條件。在總體疼痛評分方面，同樣由于納入文獻數少的原因（2 篇），無法行亞組及敏感性分析。但我們放棄了行 Meta 分析，是考慮到其測量方法和隨訪時間不一致，若行數據合并分析，可能造成結果不準確的風險，因此只進行了描述性分析。雖然我們通過亞組分析，并未發現異質性產生的來源，但在敏感性分析中，每一項評價結果都是穩定的。說明異質性大并未影響本研究的整體結果，結論依然可信。綜上分析，我們考慮結果出現異質性可能有兩方面原因：一是有異質性的評價指標都存在著一個共性，就是容易受到主觀因素的影響。如呼吸機支持時間、住 ICU 時間、總體住院時間、胸腔引流時間方面，很容易受到各醫療中心的判斷標準、醫師水平及經驗、手術時間長短等方面影響。比如疼痛評分方面，由于采用的是視覺模擬評分進行評價，更容易受到患者主觀因素的影響。在肺功能方面，測量的準確度與患者的配合程度直接相關。因此，這些主觀影響是一個不好控制的因素；第二，與病例數的多少有關，尤其是評價指標中只有 2 篇文獻的分析結果。如評價肺功能的 4 項指標中，有 2 項無明顯異質性，另 2 項出現大的異質性。需要說明的是，納入文獻的作者[24]特別提到兩組肺功能在術后 6 個月無明顯差異，可能是由于兩組吸煙習慣分布不均及傳統組控煙效果理想，從而弱化了手術組對患者肺功能改善的影響。而另一篇納入文獻[22]提到兩組肺功能（FVC 和 TLC）在術后 2 個月比較，手術組占有優勢。因此，盡可能地控制這些主觀因素影響、延長隨訪時間和納入更多高質量的文獻（特別是有長期隨訪指標的文獻），才能得出更有說服力的結論。
對于多發性肋骨骨折的手術適應證和手術時機尚缺乏統一標準。目前，國內外文獻[39, 41]對于多發性肋骨骨折伴連枷胸需要手術治療達成了統一共識。對不伴有連枷胸的多發性肋骨骨折，國外文獻報道[41]是否決定手術治療目前尚不能提供有力的臨床證據，國內文獻[39]推薦手術治療。對于手術時機，國內文獻[39]建議應該在傷后 2～7 d 內為宜，不超過 2 周進行。隨著快速康復理念和損傷控制性外科的快速發展和廣泛應用于胸外科領域[42-43]，相信手術治療多發性肋骨骨折對于患者是大有裨益的。
本研究有一定的局限性。首先，兩組研究數據存在著一定的混雜因素，如合并有連枷胸、血氣胸等以及肋骨骨折根數及部位的不同對臨床療效的評價可能會產生影響；其次，手術與非手術治療的療效對比，由于受到倫理學的限制，很難設計出高質量的研究。尤其是盲法問題，很難實現；再次，缺乏這一研究領域大量的長期連續性隨訪數據，也影響著手術組臨床效果的判斷；最后，部分評價指標出現了較大的異質性，對結果也存在或多或少的影響。
綜上所述，通過 Meta 分析，手術組在肺部感染發生率、肺不張發生率、呼吸機支持時間、住 ICU 時間、總體住院時間、術后第 1 d、第 3 d 和第 7 d 疼痛評分、術后 4～7 d CRP 含量、胸壁畸形發生率、用力時呼吸困難發生率及胸部緊束感發生率方面較傳統組有一定的優勢。以上結果表明手術治療多發性肋骨骨折能夠降低肺部并發癥發生率、縮短呼吸機使用時間和住院時間、減輕機體炎癥反應和早期疼痛感，對患者的生活質量有一定的改善，但仍需進一步增加樣本量加以研究證實。
利益沖突：無。
作者貢獻：（1）論文構思及設計：張皓；（2）論文檢索：張皓、封婷、裴志杰、郭志濤、關萬鵬；（3）論文數據提取、整理及分析：張皓、封婷、裴志杰；（4）論文撰寫及修改：張皓。
隨著社會經濟發展、生活水平不斷進步及節奏日益加快，各類意外傷害事故逐年增多，是威脅人類健康的隱形殺手。多發性肋骨骨折是常見的創傷疾病之一，在胸部鈍性創傷中發生率約 39%，在因各類創傷病而入院的患者中占 10%[1-3]，其發病誘因主要來源于交通事故（57.01%）和墜落傷（22.96%）[4]。多發性肋骨骨折可發生連枷胸現象（主要指一側或雙側出現相鄰部位 3 根或 3 根以上的多根多處肋骨骨折，致胸廓穩定性破壞，進而胸壁軟化，產生反常呼吸運動現象），并因出現呼吸窘迫綜合征、肺部感染及大出血等急性并發癥而導致患者死亡[4]。因此，對于多發性肋骨骨折的治療已經受到國內外專家學者的重視。目前，大多數醫療中心主要采用如鎮痛、胸帶外固定、胸部護板固定、支氣管鏡檢查、機械通氣或人工通氣及肺部物理療法等傳統方法治療多發性肋骨骨折[5-6]。近年來，多篇文獻[7-12]報道了手術對多發性肋骨骨折的治療意義，肯定了其作用。但對于肋骨骨折是否應進行外科干預，仍然存在較大的爭議和挑戰，傳統方法依然作為治療的首選方式[13-14]。手術與傳統方法治療肋骨骨折的系統評價已在國內外文獻中報道[15-20]，從循證醫學的角度來看是支持手術治療。但多數文章納入文獻為回顧性分析，以病例對照研究為主，納入前瞻性的隨機對照研究（RCT）文獻甚少。為尋找較高的循證醫學證據、提供更多有效信息，本文在納入以往 RCT 文獻的基礎上，補充增加了新的 RCT 文獻。通過運用 Meta 分析的方法，對手術干預與傳統方法治療多發性肋骨骨折進行比較，評價其治療效果，期望為臨床提供較好的參考價值。
1 資料與方法
1.1 納入和排除標準
納入標準：（1）研究對象：經胸部 X 線片、肋骨三維重建影像學檢查確診為多發性肋骨骨折的患者；（2）研究類型：RCT；（3）干預措施：手術治療 vs. 傳統治療。手術組無論采取何種手術方式（包括胸腔鏡或開胸手術），無論使用何種手術內固定材料。傳統組包括胸帶外固定、臥床休息、鎮靜、呼吸機支持等非手術方法；（4）評價指標：分為住院觀察指標和長期隨訪指標兩部分。住院觀察指標包括：肺部感染發生率、肺不張發生率、住院死亡率、氣管切開率、呼吸機支持率、呼吸機支持時間、住重癥監護室（ICU）時間、總體住院時間、胸腔引流時間、術后第 1 d、第 3 d、第 7 d 疼痛評分、術后 4～7 d C-反應蛋白（CRP）含量。長期隨訪指標包括：胸壁畸形發生率、用力時呼吸困難發生率、胸部緊束感發生率、總體疼痛評分及肺功能測定指標［第一秒用力呼氣容積（FEV1）、用力肺活量（FVC）、呼氣峰值流速（PEFR）及肺活量（TLC）］。
排除標準：（1）非 RCT 文獻；（2）綜述、手術體會及動物模型實驗文獻；（3）缺少對照組文獻（無傳統治療組或手術治療組）；（4）文獻內容未報道研究需要的評價指標（納入的文獻應至少包含一項本研究評價指標所需的數據）；（5）數據無法轉換及提取（經相關方法，數據仍無法獲得的文獻）；（6）重復發表文獻（文章內容相似及出自同一研究單位，納入最新發表文獻）；（7）中英文以外文獻。
1.2 文獻檢索策略
使用計算機檢索 9 個中英文數據庫，包括中國期刊全文數據庫（CNKI）、萬方數據庫（Wanfang）、維普期刊數據庫（VIP）、PubMed、OVID、Embase、The Cochrane Library、Thieme 及 Springer Link。檢索時限為各數據庫建庫至 2019 年 7 月。收集國內外公開發表的有關手術和傳統方法治療多發性肋骨骨折方面的文獻。主要中英文檢索詞為：手術、內固定、傳統方法、非手術、外固定、肋骨骨折、operation、surgery、internal fixation、traditional methods、non-surgical treatment、external fixation、rib fracture。
1.3 資料提取
納入文獻資料的基本特征采集表制作、內容填寫及數據提取由兩名研究者單獨完成。進行相互交叉核對后，如遇不一致的結果或意見，通過二者討論解決或由第 3 名研究者共同參與商議后決定。提取的主要內容有文獻的基本特征（包括第一作者姓名、國家、病例數、性別、年齡、胸部創傷評分、肋骨骨折根數、連枷胸例數、血氣胸例數及隨訪時間）和本文研究的評價指標。
1.4 質量評價
采用 Cochrane 協作網推薦的 RCT 偏倚風險評價工具對納入文獻進行評價[21]。主要從隨機方法的產生、分配方案隱藏、有無實施盲法、結局數據有無完整性、是否選擇性報告研究結果及其他偏倚來源 6 個方面對納入文獻進行質量評價，根據綜合評價結果分為 A（低度風險偏倚）、B（中度風險偏倚）、C（高度風險偏倚）3 個等級。
1.5 統計學分析
Meta 分析采用 Cochrane 協作網提供的 RevMan 5.3 軟件進行。首先對納入的文獻進行異質性檢驗，若各研究間無明顯異質性（P>0.1，I2<50%），采用固定效應模型進行結果分析；若各研究間存在異質性（P<0.1，I2>50%），則進一步行亞組分析和敏感性分析，探討異質性產生的原因及驗證結果是否穩定。若仍無法排除異質性，則采用隨機效應模型進行分析；若數據不宜合并統計，則只行描述性分析。連續性變量資料采用標準化均數差（standardized mean difference，SMD）作為分析統計量。二分類變量資料采用相對危險度（relative risk，RR）作為分析統計量。采用 99% 可信區間（99%CI）作為各統計量的區間估計。檢驗水準 α=0.01。以繪制森林圖來表示分析結果，部分評價指標匯總為表格形式展示，發表偏倚結果用漏斗圖來表示。
2 結果
2.1 文獻檢索及篩選流程
計算機檢索出 1 233 篇文獻。通過閱讀文題及摘要部分，排除不符合本文研究和重復發表的文獻共 1 117 篇，初步篩選出文獻 116 篇。進一步閱讀全文，排除不符合納入標準的文獻 104 篇，最終 12 篇文獻[22-33]納入研究。文獻檢索流程見圖 1。
圖1
文獻檢索流程
2.2 納入文獻的相關資料情況
納入文獻的基本特征資料見表 1，長期隨訪指標的收集時間見表 2。
表1
納入文獻資料的基本特征［例//中位數（P25，P75）］
表2
納入文獻長期隨訪指標的收集時間
2.3 質量評價結果
納入文獻的偏倚風險評價結果顯示 11 篇文獻質量為 B 級，1 篇為 A 級；見表 3。
表3
納入文獻的偏倚風險評價
2.4 Meta 分析結果
2.4.1 住院觀察指標
2.4.1.1 肺部感染發生率
共納入 10 篇文獻[22-26, 28, 30-33]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.43，I2=1%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組肺部感染發生率低于傳統組［RR=0.41，99%CI（0.29，0.58），P<0.000 01］；見圖 2。
圖2
兩組肺部感染發生率的 Meta 分析
2.4.1.2 肺不張發生率
共納入 2 篇文獻[32-33]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.54，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組肺不張發生率低于傳統組［RR=0.24，99%CI（0.06，0.94），P=0.007］；見圖 3。
圖3
兩組肺不張發生率的 Meta 分析
2.4.1.3 住院死亡率
共納入 8 篇文獻[22-24, 26-27, 29, 31, 33]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.49，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組住院死亡率相當［RR=0.75，99%CI（0.23，2.46），P=0.53］；見表 4。
表4
部分評價指標的 Meta 分析結果
2.4.1.4 氣管切開率
共納入 4 篇文獻[23-26]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.13，I2=47%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組氣管切開率相當［RR=0.69，99%CI（0.39，1.21），P=0.09］；見表 4。
2.4.1.5 呼吸機支持率
共納入 4 篇文獻[22, 27-28, 33]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.18，I2=39%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組呼吸機支持率相當［RR=0.65，99%CI（0.41，1.05），P=0.02］；見表 4。
2.4.1.6 呼吸機支持時間
共納入 7 篇文獻[22-26, 32-33]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=97%）。以國內外分組進行亞組分析，未發現異質性的來源，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組呼吸機支持時間短于傳統組［SMD=–2.64，99%CI（–4.38，–0.91），P<0.000 1］；見圖 4。敏感性分析顯示剔除每個獨立研究后，總體異質性大小無明顯影響（I2 波動范圍在 93%～97%），總體結果亦無明顯影響（P 均<0.01），提示結果穩定性好。
圖4
兩組呼吸機支持時間的 Meta 分析
2.4.1.7 住 ICU 時間
共納入 5 篇文獻[22-26]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=86%）。以國內外分組進行亞組分析，未發現異質性的來源，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組住 ICU 時間短于傳統組［SMD=–1.33，99%CI（–2.26，–0.40），P=0.000 2］；見圖 5。敏感性分析顯示剔除每個獨立研究后，總體異質性大小無明顯影響（I2 波動范圍在 81%～86%），總體結果亦無明顯影響（P 均<0.01），提示結果穩定性好。
圖5
兩組住 ICU 時間的 Meta 分析
2.4.1.8 總體住院時間
共納入 9 篇文獻[22, 24, 26-29, 31-33]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=96%）。以國內外分組進行亞組分析，未發現異質性的來源，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組總體住院時間短于傳統組［SMD=–2.25，99%CI（–3.30，–1.19），P<0.000 01］；見圖 6。敏感性分析顯示剔除每個獨立研究后，總體異質性大小無明顯影響（I2 波動范圍在 93%～96%），總體結果亦無明顯影響（P 均<0.01），提示結果穩定性好。
圖6
兩組總體住院時間的 Meta 分析
2.4.1.9 胸腔引流時間
共納入 3 篇文獻[31-33]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=99%）。以不同內固定材料分組進行亞組分析，未發現異質性的來源，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組胸腔引流時間相當［SMD= –2.58，99%CI（–6.41，1.25），P=0.08］；見表 4。敏感性分析顯示剔除每個獨立研究后，總體異質性大小無明顯影響（I2 波動范圍在 87%～99%），總體結果亦無明顯影響（P 均>0.01），提示結果穩定性好。
2.4.1.10 術后第 1 d 疼痛評分
共納入 2 篇文獻[28, 32]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P=0.1，I2=62%）。由于納入研究數少，無法行亞組及敏感性分析，故采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組術后第 1 d 疼痛評分低于傳統組［SMD=–1.56，99%CI（–2.17，–0.95），P<0.000 01］；見表 4。
2.4.1.11 術后第 3 d 疼痛評分
共納入 2 篇文獻[28, 32]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P=0.07，I2=69%）。由于納入研究數少，無法行亞組及敏感性分析，故采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組術后第 3 d 疼痛評分低于傳統組［SMD=–1.95，99%CI（–2.67，–1.22），P<0.000 01］；見表 4。
2.4.1.12 術后第 7 d 疼痛評分
共納入 2 篇文獻[30, 32]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P=0.007，I2=86%）。由于納入研究數少，無法行亞組及敏感性分析，故采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組術后第 7 d 疼痛評分低于傳統組［SMD=–3.42，99%CI（–6.45，–0.40），P=0.004］；見表 4。
2.4.1.13 術后 4～7 d CRP 含量
共納入 2 篇文獻[31-32]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.34，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組術后 4～7 d CRP 含量低于傳統組［SMD=–3.38，99%CI（–3.87，–2.90），P<0.000 01］；見表 4。
2.4.2 長期隨訪指標
2.4.2.1 胸壁畸形發生率
共納入 5 篇文獻[22-23, 26, 29, 31]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.43，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組愈后胸壁畸形發生率低于傳統組［RR=0.08，99%CI（0.04，0.17），P<0.000 01］；見表 4。
2.4.2.2 用力時呼吸困難發生率
共納入 2 篇文獻[25-26]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.34，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組愈后用力時呼吸困難發生率低于傳統組［RR=0.32，99%CI（0.13，0.75），P=0.000 6］；見表 4。
2.4.2.3 胸部緊束感發生率
共納入 2 篇文獻[25-26]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.24，I2=29%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：手術組愈后胸部緊束感發生率低于傳統組［RR=0.27，99%CI（0.15，0.50），P<0.000 01］；見表 4。
2.4.2.4 總體疼痛評分
共納入 2 篇文獻[24, 26]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=97%）。由于納入研究數少，無法行亞組及敏感性分析。考慮兩篇文獻收集時間及測量方法不同，故采用描述性分析。一項研究[24]報道了 6 個月后采用簡式生活質量調查問卷的方式測定兩組疼痛評分差異無統計學意義；另一項研究[26]報道了術后 1 個月采用視覺模擬評分測定顯示手術組疼痛程度低于傳統組。
2.4.2.5 FEV1
共納入 2 篇文獻[22, 24]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.37，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組愈后 FEV1 相當［SMD=–0.11，99%CI（–0.71，0.49），P=0.63］；見表 4。
2.4.2.6 FVC
共納入 3 篇文獻[22, 24-25]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P<0.000 01，I2=95%）。因無法分組行亞組分析，故直接采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組愈后 FVC 相當［SMD=1.57，99%CI（–1.29，4.42），P=0.16］；見表 4。敏感性分析顯示剔除每個獨立研究后，總體異質性大小無明顯影響（I2 波動范圍在 93%～98%），總體結果亦無明顯影響（P 均>0.01），提示結果穩定性好。
2.4.2.7 PEFR
共納入 2 篇文獻[22, 24]進行研究。經檢驗，各研究間無明顯異質性（P=0.43，I2=0%），采用固定效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組愈后 PEFR 相當［SMD=0.04，99%CI（–0.56，0.64），P=0.86］；見表 4。
2.4.2.8 TLC
共納入 2 篇文獻[22, 24]進行研究。經檢驗，各研究間存在異質性（P=0.12，I2=59%）。由于納入研究數少，無法行亞組及敏感性分析，故采用隨機效應模型進行 Meta 分析。結果顯示：兩組愈后 TLC 相當［SMD=0.21，99%CI（–0.74，1.15），P=0.58］；見表 4。
2.5 發表偏倚評價
以肺部感染發生率的分析結果繪制漏斗圖，評估發表偏倚情況。結果顯示：納入的文獻大致對稱分布在倒置漏斗圖內，提示發表偏倚的可能性較小。
3 討論
肋骨骨折在胸部創傷中非常多見，尤其是嚴重的胸部創傷常常伴有多發性肋骨骨折，甚至出現連枷胸現象。這類患者在受傷早期常感到劇烈胸痛，因此不敢深吸氣、用力咳嗽及體位變動時也會受到很大的限制，并因不能有效治療，隨著時間的推移，出現血胸、氣胸、血氣胸、創傷性凝血病、肺部感染及呼吸衰竭等一系列并發癥，從而威脅生命和嚴重影響預后[34-35]。在過去，對于這樣的患者只能采取臥床休息、使用鎮痛藥物、胸部外固定及使用呼吸機來糾正急性呼吸衰竭導致的低氧血癥[36]。雖然這些方法有一定的療效，但由于患者需要長時間臥床，限制了胸部活動，不能有效咳嗽排痰從而誘發肺不張、肺部感染等并發癥，或因插管時間過長導致機械通氣相關性肺炎的發生[37-38]。同時因保守治療需要療效更強、作用持久的鎮痛藥物，這樣才能促使患者主動咳嗽排痰，雖能降低肺不張、肺感染發生率，但這也導致了肋骨骨折斷端移位加重，增加了損傷肋間血管及已損傷血管血凝痂脫落發生遲發性血胸的風險。長久的胸部疼痛、慢性肺部感染以及胸壁畸形日益影響著患者的呼吸功能，降低了生活質量。因此，傳統方法的治療效果是難以滿意的[2]。近年來，隨著生物材料學的快速發展、手術技巧及麻醉技術的進步，手術治療肋骨骨折重新受到重視[39]。一些數據也表明，手術較傳統治療更具有優勢[7-12]。遺憾的是，許多急診創傷外科、重癥醫學科及胸外科醫師對肋骨骨折治療的最新理念了解不足，再加上目前尚缺乏高級別臨床證據，致使手術在肋骨骨折治療中的作用還存在諸多爭議，也限制了該技術的規范開展[36, 40]。
本文通過 Meta 分析顯示：住院觀察指標方面，手術組治療多發性肋骨骨折在肺部感染發生率、肺不張發生率、呼吸機支持時間、住 ICU 時間、總體住院時間、術后第 1 d、第 3 d 和第 7 d 疼痛評分及術后 4～7 d CRP 含量方面較傳統組有一定的優勢，說明手術組能夠降低肺部并發癥、縮短呼吸機使用時間和住院時間以及減輕機體炎癥反應和有效緩解早期疼痛。在住院死亡率、氣管切開率、呼吸機支持率及胸腔引流時間方面，兩組差異無統計學意義，說明手術組不能降低住院死亡率、氣管切開率以及縮短胸腔引流時間。長期隨訪指標方面，手術組在胸壁畸形發生率、用力時呼吸困難發生率及胸部緊束感發生率方面較傳統組有一定的優勢，說明手術組能夠改善患者一定的生活質量。在肺功能測定（FEV1、FVC、PEFR 和 TLC）方面兩組差異無統計學意義。說明兩組方法對患者的肺功能改善療效相當。對于住院死亡率、氣管切開率、呼吸機支持率、胸腔引流時間及肺功能測定這些評價指標，兩組差異無統計學意義。考慮可能與納入患者的創傷嚴重程度、手術時機的選擇不一、國內外手術指征的不統一、有無合并血氣胸及連枷胸、肺部既往有無基礎疾病等有關。這些因素都會對上述結果產生一定的影響。各醫療機構的拔管指征不一也會影響胸腔引流時間。但也間接表明，行手術治療多發性肋骨骨折，并不能增加死亡率和氣管切開率，說明手術治療有一定的安全性。在肺功能測定方面，兩組差異不明顯，考慮可能與隨訪時間不一致、測量方法不同以及手術內固定材料的不同等有關。
本研究中部分評價指標出現了較大的異質性，為解釋異質性的原因，分別對其進行亞組分析及敏感性分析，盡可能找到異質性的來源。我們將這些評價指標以國外組和國內組或者內固定材料不同進行分組，是因為現有的納入文獻支持這樣分組。若以其它因素（如是否使用胸腔鏡技術等）來進行分組是不確切的，因為部分文獻提及了這方面內容，有的文獻未提及手術方式。對兩組呼吸機支持時間、住 ICU 時間、總體住院時間、胸腔引流時間這 4 個評價指標進行亞組分析后，我們發現每個亞組之間都存在著大的異質性，說明上述方法分組并不能發現異質性的來源。在術后第 1 d、第 3 d、第 7 d 疼痛評分及肺功能測定（FVC 和 TLC）方面，因納入的文獻數少（多數為 2 篇），無法行亞組及敏感性分析，但我們仍然進行 Meta 分析，是考慮這些指標的測量方法是一致的，符合統計合并分析的條件。在總體疼痛評分方面，同樣由于納入文獻數少的原因（2 篇），無法行亞組及敏感性分析。但我們放棄了行 Meta 分析，是考慮到其測量方法和隨訪時間不一致，若行數據合并分析，可能造成結果不準確的風險，因此只進行了描述性分析。雖然我們通過亞組分析，并未發現異質性產生的來源，但在敏感性分析中，每一項評價結果都是穩定的。說明異質性大并未影響本研究的整體結果，結論依然可信。綜上分析，我們考慮結果出現異質性可能有兩方面原因：一是有異質性的評價指標都存在著一個共性，就是容易受到主觀因素的影響。如呼吸機支持時間、住 ICU 時間、總體住院時間、胸腔引流時間方面，很容易受到各醫療中心的判斷標準、醫師水平及經驗、手術時間長短等方面影響。比如疼痛評分方面，由于采用的是視覺模擬評分進行評價，更容易受到患者主觀因素的影響。在肺功能方面，測量的準確度與患者的配合程度直接相關。因此，這些主觀影響是一個不好控制的因素；第二，與病例數的多少有關，尤其是評價指標中只有 2 篇文獻的分析結果。如評價肺功能的 4 項指標中，有 2 項無明顯異質性，另 2 項出現大的異質性。需要說明的是，納入文獻的作者[24]特別提到兩組肺功能在術后 6 個月無明顯差異，可能是由于兩組吸煙習慣分布不均及傳統組控煙效果理想，從而弱化了手術組對患者肺功能改善的影響。而另一篇納入文獻[22]提到兩組肺功能（FVC 和 TLC）在術后 2 個月比較，手術組占有優勢。因此，盡可能地控制這些主觀因素影響、延長隨訪時間和納入更多高質量的文獻（特別是有長期隨訪指標的文獻），才能得出更有說服力的結論。
對于多發性肋骨骨折的手術適應證和手術時機尚缺乏統一標準。目前，國內外文獻[39, 41]對于多發性肋骨骨折伴連枷胸需要手術治療達成了統一共識。對不伴有連枷胸的多發性肋骨骨折，國外文獻報道[41]是否決定手術治療目前尚不能提供有力的臨床證據，國內文獻[39]推薦手術治療。對于手術時機，國內文獻[39]建議應該在傷后 2～7 d 內為宜，不超過 2 周進行。隨著快速康復理念和損傷控制性外科的快速發展和廣泛應用于胸外科領域[42-43]，相信手術治療多發性肋骨骨折對于患者是大有裨益的。
本研究有一定的局限性。首先，兩組研究數據存在著一定的混雜因素，如合并有連枷胸、血氣胸等以及肋骨骨折根數及部位的不同對臨床療效的評價可能會產生影響；其次，手術與非手術治療的療效對比，由于受到倫理學的限制，很難設計出高質量的研究。尤其是盲法問題，很難實現；再次，缺乏這一研究領域大量的長期連續性隨訪數據，也影響著手術組臨床效果的判斷；最后，部分評價指標出現了較大的異質性，對結果也存在或多或少的影響。
綜上所述，通過 Meta 分析，手術組在肺部感染發生率、肺不張發生率、呼吸機支持時間、住 ICU 時間、總體住院時間、術后第 1 d、第 3 d 和第 7 d 疼痛評分、術后 4～7 d CRP 含量、胸壁畸形發生率、用力時呼吸困難發生率及胸部緊束感發生率方面較傳統組有一定的優勢。以上結果表明手術治療多發性肋骨骨折能夠降低肺部并發癥發生率、縮短呼吸機使用時間和住院時間、減輕機體炎癥反應和早期疼痛感，對患者的生活質量有一定的改善，但仍需進一步增加樣本量加以研究證實。
利益沖突：無。
作者貢獻：（1）論文構思及設計：張皓；（2）論文檢索：張皓、封婷、裴志杰、郭志濤、關萬鵬；（3）論文數據提取、整理及分析：張皓、封婷、裴志杰；（4）論文撰寫及修改：張皓。
