２０１２年８月 循证医学 Ｔｈｅ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｖｉｄｅｎｃｅ—Ｂａｓｅｄ Ｍｅｄｉｃｉｎｅ Ａｕｇ．２０１２ Ｖｏ１．１２ Ｎｏ．４ 第１２卷第４期 颅脑超声对新生儿脑白质损伤诊断价值的 Ｍｅｔａ分析 陆俊秀 ， 陈敬国ｚ， 孙文韬 （１．南方医科大学，广州５１０５１５；２．中山市人民医院，广东中山５２８４０３； ３．北京博诺威医药科技发展有限公司，北京１０００２４） ［摘要】 目的用Ｍｅｔａ分析方法评价颅脑超声对新生儿脑白质损伤早期诊断的价值。方法计算机检索 ＰｕｂＭｅｄ、ＥＭＢＡＳＥ、中国生物医学文献数据库、万方、维普和中国期刊全文数据库，纳入符合纳入标准的文献．采用 Ｍｅｔａ—ｄｉｓｃ软件进行数据分析。结果共纳入１Ｏ个研究。１０个研究结果存在异质性（灵敏度 值为０．７５，特异度 值为０．９１）。利用随机效应模型合并的诊断敏感度和特异度为９７．０％（９５．０％ ９８．０％）和９７－４％（９６．４％～９８．２％）， 合并阳性似然比为３６．２４（９．６７～１３５．８３），合并阴性似然比为０．０４１（０．０２～０．１０），合并比值比为１ ２１０．８（１８２．５７～ ８ ０２９．５）。加权受试者工作特征曲线下面积为０．９９４ ２，标准误为０．０１２ ５。纳入文献稳定性较好，漏斗图分析提示 未见明显发表偏倚（Ｐ－０．０７）。结论［中图分类号］Ｒ７２２ 颅脑超声对新生儿脑白质损伤有较高的诊断价值。 ［文章编号］１６７１—５１４４（２０１２）０４—０２３０—０６ ［关键词］颅脑超声；脑白质损伤；诊断；Ｍｅｔａ分析 ［文献标识码］Ａ Ｄｉａｇｎｏｓｉｓ Ｖａｌｕｅ ｏｆ Ｃｅｒｅｂｒａｌ Ｕｌｔｒａｓｏｕｎｄ ｏｎ Ｗｈｉｔｅ Ｍａｔｔｅｒ Ｄａｍａｇｅ： Ａ Ｍｅｔａ Ａｎａｌｙｓｉｓ ＬＵ Ｊｕｎ—ｘｉｕ ，ＣＨＥＮ Ｊｉｎｇ—ｇｕｏ ，ＳＵＮ Ｗｅｎ—ｔａｏ （ ．Ｓｏｕｔｈｅｒｎ Ｍｅｄｉｃａｌ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｇｕａｎｇｚｈｏｕ ５１０５１５，Ｃｈｉｎａ； ２．Ｚｈｏｎｇｓｈａｎ Ｍｕｎｉｃｉｐａｌ Ｈｏｓｐｉｔｌ。Ｇｕａｎｇｄｏｎｇ Ｚｈｏｎｇｓｈａｎ ５２８４ｏ３，Ｃｈｉａｎａ； ３．Ｂｅｉｊｉｎｇ Ｂｉｏｎｏｖｏ Ｍｅｄｉｃｉｎｅ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ Ｃｏ．，Ｌｔｄ．，Ｂｅｉｊｉｎｇ １０００２４，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｏｂｊｅｃｔｉｖｅｓ Ａ ｍｅｔａ ａｎａｌｙｓｉｓ ｗａｓ ｐｅｒｆｏｒｍｅｄ ｔｏ ｄｅｔｅｒｍｉｎｅ ｔｈｅ ｖａｌｕｅ ａｎｄ ａｃｃｕｒａｃｙ ｉｎ ｄｉａｇｎｏｓｉｓ ｏｆ ｗｈｉｔｅ ｍａｔｔｅｒ ｄａｍａｇｅ．Ｍｅｔｈｏｄｓ Ａ ｃｏｍｐｒｅｈｅｎｓｉｖｅ ａｎｄ ｓｙｓｔｅｍａｔｉｃ ｓｅａｒｃｈ ｗａｓ ｃｏｎｄｕｃｔｅｄ ｉｎ ＰｕｂＭｅｄ， ＥＭＢＡＳＥ， ＣＢＭ， Ｗａｎｆａｎｇ，Ｗｅｉｐｕ ａｎｄ ＣＪＦＤ ｄａｔａｂａｓｅｓ．Ａ ｓｏｆｔｗａｒｅ ｃａｌｌｅｄ‘Ｍｅｔａ—ｄｉｓｃ’ｗａｓ ｕｓｅｄ ｔｏ ｏｂｔａｉｎ ｐｏｏｌｅｄ ｅｓｔｉｍａｔｅｓ．Ｒｅｓｕｌｔｓ Ｔｅｎ ａｒｔｉｃｌｅｓ ｗｅｒｅ ｉｎｃｌｕｄｅｄ．ｒＩ１ｌｅ ｉｎｃｌｕｄｅｄ ｓｔｕｄｉｅｓ ｈａｄ ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙ（ ｏｆ ｓｅｎｓｉｔｉｖｉｔｙ＝０．７５３， ｏｆ ｓｐｅｃｉｉｃｉｆｔｙ＝Ｏ．９１）． Ｍｅａｎ ｓｅｎｓｉｔｉｖｉｔｙ ａｎｄ ｓｐｅｃｉｉｆｃｉｔｙ ｗａｓ ９７．Ｏ％（９５．０％－９８．０％）ａｎｄ ９７．４％（９６．４％－９８．２％），ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ．Ｓｕｍｍａｒｙ ｐｏｓｉｔｉｖｅ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ ｒａｔｉｏ ｗａｓ ３６．２４（９．６７￣１３５．８３），ｓｕｍｍａｒｙ ｎｅｇａｔｉｖｅ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ ｒａｔｉｏ ｗａｓ Ｏ．４１（００．０２￣０．１０）ａｎｄ ｓｕｍｍａ￣ ｄｉａｇｎｏｓｔｉｃ ｏｄｄｓ ｒａｔｉｏ ｗａｓ ｌ ２１０．８（１８２．５７－８ ０２９．５）．１’ｈｅ ＡＵＣ ｏｆ ＳＲＯＣ ｗａｓ ０．９９４ ２，ＳＥ＝０．０１２ ５．Ｓｅｎｓｉｔｉｖｉｔｙ ａｎａｌｙｓｉｓ ｄｅｍｏｎｓｔｒａｔｅｄ ｎｏ ｄｉｓｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎａｔｅ ｉｎｆｌｕｅｎｃｅｓ ｏｆ ｉｎｄｉｖｉｄｕａｌ ｓｔｕｄｉｅｓ．Ｄｅｅｋｓ ｆｕｎｎｅｌ ｐｌｏｔ ｓｕｇｇｅｓｔｅｄ ｔｈｅ ｐｕｂｌｉｃａｔｉｏｎ ｂｉａｓ ｗａｓ ｎｏｔ ｓｉｇｎｉｉｆｃａｎｔ（Ｐ＝０．０７）．Ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ ＳＲＯＣ ｓｈｏｗｓ ｔｈａｔ ｃｅｒｅｂｒｌａ ｕｌｔｒａｓｏｕｎｄ ｉｓ ｏｆ ｖａｌｕｅ ｉｎ ｄｉａｇｎｏｓｉｓ ｏｆ ｗｈｉｔｅ ｍａｔｔｅｒ ｄａｍａｇｅ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｃｅｒｅｂｒａｌ ｕｌｔｒａｓｏｕｎｄ；ｗｈｉｔｅ ｍａｔｔｅｒ ｄａｍａｇｅ；ｄｉａｇｎｏｓｉｓ；ｍｅｔａ ａｎａｌｙｓｉｓ ［作者简介］ 陆俊秀（１９８３一），女，广西百色人，南方医科 大学硕士研究生，研究方向为新生儿疾病。 医疗技术的不断进步使早产儿成活率明显提 高，随之而来的是早产儿脑损伤的发生率的升高。 ［通讯作者］ 陈敬国，广东省中山市剥、文东路２号中山市 人民医院（５２８４０３）；Ｅ—ｍａｉｌ：ｃｈｅｎｊｉｎｇｇｕｏ＠１２６． 新生儿脑白质损伤（ｗｈｉｔｅ ｍａｔｔｅｒ ｄａｍａｇｅ，ＷＭＤ）是 早产儿常见的脑损伤形式，严重者可发展为脑室周 围白质软化（ｐｅｒｉｖｅｎ—ｔｒｉｃｕｌａｒ ｌｅｕｋｏｍａｌａｃｉａ，ＰＶＬ）。目 陆俊秀，等．颅脑超声对新生儿脑白质损伤诊断价值的Ｍｅｔａ分析 ２３ １ 前，国内外对于ＰＶＬ还没有比较明确的治疗手 段，患儿的预后往往与早期诊断和干预相关。临床 上，脑损伤早产儿往往缺乏特异的神经系统症状 和体征，颅脑超声检查操作简单，无需搬动患儿， 并能连续监测新生儿病情变化，越来越显示出其 潜在的临床诊断价值。本文采用Ｍｅｔａ分析的方 法，汇总国内外超声造影诊断脑白质损伤的研究 结果，以综合定量评价它的临床诊断价值，探讨颅 脑超声对脑白质损伤早期诊断和预后判断的价 值 １材料与方法 １．１ 文献的检索与研究的选择 ． 通过计算机检索ＰｕｂＭｅｄ、ＥＭＢＡＳＥ、中国生 物医学文献数据库、万方、维普和中国期刊全文 数据库，检索截止１３期为２０１１年１１月。英文数 据库的主要检索词为“ｅｃｈｏｅｎｃｅｐｈａｌｏｇｒａｐｈｙ”、 ‘‘ｕｈｈｒａｓｏｎｏｇｒａｐｈｙ”、“ｄｏｐｐｌｅｒ”、“ｔｒａｎｓｃｒａｎｉａｌ”、“ｗｈｉｔｅ ｍａｔｔｅｒ ｄａｍａｇｅ”、“ｂｒａｉｎ ｉｎｊｕｒｅｄ”；中文数据库的主 要检索词为“脑白质”、“脑损伤”、“脑白质损伤”。 除此之外，我们还对原文及综述所列出的参考文 献进行了手工检索。最初检索并无语言．最终 只纳入符合要求的中文及英文文献。两名作者独 立判断各研究的入选资格，当出现不一致意见时， 则通过讨论来确定。 １．２纳入标准与排除标准 根据Ｃｏｃｈｒａｎｅ协作网筛选与诊断试验方法组 关于诊断性试验研究的纳入标准进行文献筛选［ 。 纳入的标准如下：①采用超声造影诊断脑损伤： ②病例数大于２０例；③诊断标准：病理结果和／或 临床和影像随访结果；④有四格表的数据或经计 算可获得四格表的数据。排除的标准如下：①综述 及病例报道；②没有做病例对照的研究：③无法获 得原文或准确提取数据的研究。 １．３资料的提取 两名作者在未了解文献的发表情况（如发表 杂志的影响因子等）的状况下，分别对最终入选的 文献进行评价。当意见不一致时，两名作者通 过讨论来评价诊断性试验的真实性、重要性及实 用性。从各篇文献提取的资料包括：研究作者、发 表时间、研究对象所在国家、研究对象平均年龄、 研究对象例数、真阳性值、假阳性值、假阴性值、真 阴性值、是否使用盲法、是否随机、是否随访以及 质量分级 １．４文献质量评价 运用诊断精确性研究的质量评价（ＱＵＡＤＡＳ） 方法（即用经验证据、专家意见以及公认看法对原 始的诊断准确性研究进行质量评价，包含１４项评 价方法）对人选研究采用的方法质量进行评价［ 。 评价文献质量以及发生偏倚的可能性，每个项目 按“是”、“否”、“不清楚”三个标准进行评价，两名 评价员分别进行文献评价，若有分歧，则通过 讨论来解决。若ｌ４条质量评价标准均满足，则认 为研究存在偏倚的可能性极低（Ａ级）；如果其中 任何一条或多条质量评价标准仅部分满足，即不 清楚，则认为该研究存在偏倚的可能性为中等（Ｂ 级）；如果其中任何一条或多条质量评价标准完全 不满足，即未采用或不正确，则认为该研究存在高 度偏倚的可能性（Ｃ级）。 １．５统计分析 应用评价诊断性试验Ｍｅｔａ分析的标准方法进 行统计分析［３］，应用Ｍｅｔａ．ｄｉｓｃ软件进行统计分析。 １．５．１异质性检验 选用Ｍｅｔａ—ｄｉｓｃ软件进行异质性检验。根据异 质性检验的结果，选择统计模型的类型。若异质性 检验结果Ｐ≥０．０５，则选用固定效应模型计算合并 效应量。若异质性检验结果Ｐ＜Ｏ．０５，则先排除异质 性，如果出现无法排除异质性的情况就选用随机 效应模型计算合并效应量。 １．５．２合并效应量的计算 效应量是临床上有意义或实际价值的数值或 观察指标改变量。当观察指标为分类变量资料时。 采用的效应量有：相对危险度（ｒｅｌａｔｉｖｅ ｒｉｓｋ，ＲＲ）， 比值比（ｏｄｄｓ ｒａｔｉｏ，ＯＲ）等。分两步进行：第一步先 逐一计算每个研究的效应量及其９５％可信区间 （ｃｏｎｆｉｄｅｎｃｅ ｉｎｔｅｒｖａｌ，ＣＩ）；第二步再根据资料类型 与异质性检验的结果，选择合适统计分析模型．计 算合并效应量及其统计推断。 １．５．３建立汇总受试者工作特征曲线 使用Ｍｅｔａ—ｄｉｓｃ ｖｅｒｓｉｏｎ统计学软件绘制综合 受试者工作特征曲线（ｓｕｍｍａｒｙ ｒｅｃｅｉｖｅｒ ｏｐｅｒａｔｉｎｇ ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ ｃｕｒｖｅ，ＳＲＯＣ），并计算曲线下的面积。 曲线越接近坐标轴的左上角，曲线下面积越接近 于１００％，则说明该检查的诊断价值越高。 １．５．４进行敏感度分析 敏感度分析的主要模式有：改变纳入标准、排 除低质量的研究、采用不同统计方法／模型进行分 析。将纳入研究逐一排除后，重新计算合并效应 ２３２ 循证医学 ２０１２年第ｌ２卷第４期 量，并与未排除前的分析结果进行比较．探讨该研 究对合并效应量的影响程度及结果稳定性。如果 排除后的结果未发生大的变化，说明敏感度低，结 果较为稳健可信。如果排除后得到的结果差别较 大甚至截然相反，则说明敏感度高，结果的稳健性 低。 １．５．５发表偏倚的评价 采用ＳＴＡＴＡ软件绘制漏斗图对本课题纳入的 英文２５篇，通过筛选，排除综述、个案报道、重复 发表、不相关以及研究目的与本系统评价不符的 文献。最终有１Ｏ篇文献符合纳入标准。共有病例 １ ９２０例，其中英文文献４篇、中文文献６篇，发表 时间１９９０—２００９年；６项研究在中国完成．２项研 究在英国完成，２项研究在美国完成，按文献质量 评价标准进行评价，评分为Ｂ级４个，Ａ级３个，ｃ 级３个．见表１。 ２．２统计分析结果 ２．２．ｉ异质性检验 以诊断优势比作为效应量所得的统计量灵敏 度 值为０．７５３，特异度 值为０．９１，说明了有异 质性。见图１、图２。 研究进行发表偏倚的评价。 ２结 果 ２．１ 相关文献 最初检索到相关文献８６篇，其中中文６１篇、 表１ ｌＯ篇纳入文献的基本特征 ￥ｅｎｓｉｔｉｖｌｔｙ（９５％Ｃｌｌ ＫａｎｇＰＪ ＣａｏＬＪ ＣｈｅｎｇＹＸ ＷａｎｇＸＭ Ｌｉｕ ＪＲ ＲａｏＷＫ Ｊｏｎｇｍａｎｓ Ｍ ｄｅＶｄｅｓ ＬＳ Ｐｉｄｃｏｃｋ ＦＳ ＰａｎｅｔｈＮ ０．８７（０．７２－０．９６） ０．９１ （０．８０－０．９８） １．００ ｆ０．８８－１．００） １．００（Ｏ．９４－１．００） １．Ｏ０ （０．９６－１．００） ０．９５（０ ８２—０９９） ０．９８ ｆＯ ８８—１．００） ０．９２ （０．８５－０．９６） １．００（０．９７—１．００） ０．９８ ｆＯ．９１ １．ｏｏ） Ｐｏｏｌｅｄ Ｓｅｎｓｉｔｉｖｉｔｙ＝０．９７（０ ９５ ｔｏ ０．９８） Ｃｈｉ－ｓｑｕａｒｅ＝３６．５１：ｄｆ＝９（Ｐ＝０．００００） Ｉｎｃｏｎｓｉｓｔｅｎｃｙ（１－ｓｑｕａｒｅ）＝７５．３％ 图１ １０个研究随机效应模型的合并敏感度 ２．２。２敏感度、特异度及可信区间 Ｍｅｔａ分析敏感度和特异度均值及９５％Ｃ１分别 为９７．０％（９５．Ｏ％～９８．０％）和９７％（９６％～９８％） （见图１、图２）。合并阳性似然比为３６．２４（９．６７～ １３５．８３），合并阴性似然比为０．ｏ４（０．０２ ０．１０），合 并比值比为１ ２１０．７７（１８２．５７—８ ０２９．５５）（见图３、 图４、图５）。 ２．２．３绘制ＳＲＯＣ曲线 根据线性回归模型估计参数ａ为６．９５７，ｂ为 一０．９０２。拟合ＳＲＯＣ曲线（图６、图７）目视法ＳＲＯＣ 曲线靠近坐标轴左上角．加权ＳＲＯＣ曲线下面积为 ０．９９４ ２，ＳＥ＝０．０１２ ５。 陆俊秀，等．颅脑超声对新生儿脑白质损伤诊断价值的Ｍｅｔａ分析 ２３３ ＫａｎｇＰＪ ＣａｏＬＪ ＣｈｅｎｇＹＸ ＷａｎｇＸＭ ＬｊＵＪＲ ＲａｏＷＫ Ｊｏｎｇｍａｎｓ Ｍ ｄｅＶｄｅｓＬＳ Ｐｉｄｃｏｃｋ ＦＳ Ｐａｎｅｔｈ Ｎ Ｏ．６７ ０ ６９ １．００ １．００ Ｏ．９９ １，００ ０．８７ Ｏ．９９ １．００ １．ｏ０ Ｐｏｏｌｅｄ Ｓｐｅｃｉｉｆｃｉｔｙ＝０．９７ ｆ０．９６ ｔｏ ０．９Ｂ） Ｃｈｉ－ｓｑｕａｒｅ＝９９．９５；ｄｆ＝９（Ｐ ０．００００） Ｉｎｃｏｎｓｉｓｔｅｎｃｙ（Ｉ－ｓｑｕａｒｅ）＝９１．０％ Ｓｐｅｃｉｉｆｃｉｔｙ 图２ ｌ０个研究随机效应模型的合并特异度 Ｐｏｓｉｔｉｖｅ ＬＲ（９５％Ｃ１） ＫａｎｇＰＪ ＣａｏＬＪ ＣｈｅｎｇＹＸ ＷａｎｇＸＭ ＬｉｕＪＲ ＲａｏＷＫ Ｊｏｎｇｍａｎｓ Ｍ ｄｅＶｒｉｅｓ ＬＳ Ｐｉｄｃｏｃｋ ＦＳ Ｐａｎｅｔｈ Ｎ ２．６１ （１．２６－５．３９） ２．９３ （１．４１—６．０９） ７９．０６ （１ １．２８－２．８４２。１２） ２５４．０６ （１５．９８—４，０４０．２０） ６３．６４ （２２．５Ｏ一１ ７９．９６） １ ７９．６９ （１１．３１．２。８５５．６５） ７．４２ ｆ４．７５．１１．５６） １ ２３．８９（４０．０７．３８３．０９） ３２２．７３ （２０．２７－５，１ ３７．８３） ４４．８９ （２．８９—６９６．４２） Ｒａｎｄｏｍ Ｅｆｆｅｃｔｓ ＭｏｄｅＩ Ｐｏｏｌｅｄ Ｐｏｓｉｔｉｖｅ ＬＲ＝３６．２４（９．６７ ｔｏ １ ３５．８３） Ｃｏｃｈｒａｎ・Ｑ＝１２２．３１：ｄｆ＝９（Ｐ＝０．００００） Ｉｎｃｏｎｓｉｓｔｅｎｃｙ（Ｉ－ｓｑｕａｒｅ）＝９２．６％ Ｐｏｓｉｔｉｖｅ ＬＲ Ｔａｕ－ｓｑｕａｒｅｄ＝３．６３１２ ０ Ｏ ０ ０ Ｏ Ｏ０ ０一 一－ － ． ＿ ． － Ｏ Ｏ ． － 鹅＂｛５； ｛５；｛５｝∞ｇ；ｇ；：８ ０ Ｏ１，１１０ １１ 图３ １Ｏ个研究随机效应模型的合并阳性似然比 舱的∞∞∞∞８｛∞∞∞ Ｎｅｇａｔｉｖｅ ＬＲ（９５％Ｃ１） Ｋａｎｇ ＰＪ Ｃａｏ ＬＪ ＣｈｅｎｇＹＸ ＷａｎｇＸＭ ＬｉｕＪＲ ＲａｏＷＫ Ｊｏｎｇｍａｎｓ Ｍ ｄｅＶｒｉｅｓ ＬＳ Ｐｉｄｃｏｃｋ ＦＳ Ｐａｎｅｔｈ Ｎ （０．０８ ０．４８） （０．０５ ０．３３） ０．０２ （０．００ ０．２５） ０．０１ （０．００ ０．１２） ０．０１ （０．００ ０．０９） ０．０６ （０．０２ ０．２１） Ｏ．０３ （０．００ ０．１８） ０．０８ ｆ０．０４ ０．１６） Ｏ．００ ｆ０．００ ０．０６） Ｏ．０２ （０．１２１ ０．０１ ０．２０ ０．１２ Ｒａｎｄｏｍ Ｅｆｆｅｃｔｓ ＭｏｄｅＩ Ｐｏｏｌｅｄ Ｎｅｇａｔｉｖｅ ＬＲ＝０．０４（０．０２ ｔｏ ０．１ ０） Ｃｏｃｈｒａｎ—Ｑ＝３２．８７；ｄｆ＝９（Ｐ＝０．０００１） Ｉｎｃｏｎｓｉｓｔｅｎｃｙ（Ｉ－ｓｑｕａｒｅ）＝７２．６％ Ｎｅｇａｔｉｖｅ ＬＲ Ｔａｕ－ｓｑｕａｒｅｄ＝１．２２０２ 图４ ｌ０个研究随机效应模型的合并阴性似然比 ２３４ 循证医学 ２０１２年第１２卷第４期 Ｄｉａｇｎｏｓｔｉｃ ＯＲ（ＳＳ％Ｃｑ —●～一 ●卜一 ＫａｎｇＰＪ ＣａｏＬＪ ＣｈｅｎｇＹＸ ＷａｎｇＸＭ Ｌｉｕ ＪＲ ＲａｏＷＫ １３．２０ （３．１７－５５．０１） Ｊｏｎｇｍａｎｓ Ｍ ｄｅＶｔｉｅｓ ＬＳ Ｐｉｄｃｏｃｋ ＦＳ Ｐａｎｅｔｈ Ｎ ２３．６５ ｆ５．４３—１０３．Ｏ８） １１，０４１．００（２１４．４４．５６８．４８６．Ｏ１） ３３。４０５．００（６５５．３８．１，７０２．６７０．４７） １１，０２５．００（５６３．６３—２１５，６５７．４３） ２．７８８．６０ 《１３ｏ．７２—５９，４８７．９１、 ２８９．８８（３７．４４．２。２４４．４０） １，５３７．１７（４００．０５—５。９Ｏ６．４９） ８２，３６５．００ （１．６２３．１２—４。１７９．６０３．４６） １．８１５．００（７１．３０—４６，２０４．９７） 图５ １Ｏ个研究随机效应模型的合并诊断比值比 ２．２．５ 发表偏倚 漏斗图分析示，发表偏倚系数Ｐ＝０．０７，说明纳 入的研究发表偏倚不明显（图８）。 ｏ篇 ∞口 。鐾ｌｓｏｃ君Ｉａ 啪 伽 ∞ ， ＬｏｇＯｄｄｓＲａｔｉｏｖｅｒｓｕｓ１／ｓｑａＩＥｆｆｅｃｔＳａｍｐ￣Ｓｉｚｅ） 图６各研究精确估计量在ＳＲＯＣ曲线平面图中的分布 图８漏斗图 ３讨论 脑室周围白质软化是第二大新生儿中枢神经 系统疾病『ｌ４］。它严重地影响了患儿的生存质量，并 且给社会带来了沉重的经济负担。目前，国内外对 图７拟合ＳＲＯＣ曲线图 于脑室周围白质软化还没有明确的治疗手段，患 儿的预后往往与早期诊断和干预相关【ｌ５］。因此，早 期诊断就显得特别重要。颅脑超声是一种很好的可 以连续监测新生儿大脑变化的工具ｌｌ６］。颅脑超声检 查不用搬动病情较重的患儿，不仅可以监测到脑室 ２．２．４敏感度分析 将每个研究逐一剔除后的Ｍｅｔａ分析显示．汇 总结果未见明显改变，说明纳入文献的稳定性较 好。 系统的白质还能检测到脑室周围脑白质ｍ］。 陆俊秀，等．颅脑超声对新￣ＪＬｌｉｌｌｌ质损伤诊断价值的Ｍｅｔａ分析 ２３５ （上接第２２９页） ［２７］Ｃａｍｐｂｅｌｌ ＭＫ， Ｅｌｂｏｕｒｎｅ ＤＲ， Ａｈｍａｎ ＤＧ． ＣＯＮＳＯＲＴ ［３０］Ｃｏｎｒａｄ ＭＥ，Ｌｅｍｏｎ ＳＭ．Ｐｒｅｖｅｎｔｉｏｎ ｏｆ ｅｎｄｅｍｉｃ ｉｃｔｅｒｉｃ ｖｉｒａｌ ｓｔａｔｅｍｅｎｔ：Ｅｘｔｅｎｓｉｏｎ ｔｏ ｃｌｕｓｔｅｒ ｒａｎｄｏｍｉｓｅｄ ｔｉｒｌａｓ［Ｊ］．ＢＭＪ， ｈｅｐａｔｉｔｉｓ ｂｙ ａｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎ ｏｆ ｉｍｍｕｎｅ ｓｅｒｕｍ ｇａｍｍａ ｇｌｏｂｕｌｉｎ ２００４，３２８（７４４１）：７０２—７０８． ［Ｊ］．Ｊ Ｉｎｆｅｃｔ Ｄｉｓ，１９８７，１５６（１）：５６－６３． ［２８］Ｗｏｏｄｓｏｎ ＲＤ， Ｃｌｉｎｔｏｎ ＪＪ，Ｈｅｐａｔｉｔｉｓ ｐｒｏｐｈｙｌａｘｉｓ ａｂｒｏａｄ． ［３１］Ａｍｅｉｒｃａｎ Ａｃａｄｅｍｙ ｏｆ Ｐｅｄｉａｔｒｉｃｓ Ｃｏｍｍｉｔｔｅｅ ｏｎ Ｉｎｆｅｃｔｉｏｕｓ Ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｉｍｍｕｎｅ ｓｅｒｕｍｇｌｏｂｕｌｉｎ ｉｎ ｐｒｏｔｅｃｔｉｎｇ Ｐｅａｃｅ Ｄｉｓｅａｓｅｓ．Ｐｒｅｖｅｎｔｉｏｎ ｏｆ ｈｅｐａｔｉｔｉｓ Ａ ｉｎｆｅｃｔｉｏｎｓ：Ｇｕｉｄｅｌｉｎｅｓ ｆｏｒ Ｃｏｒｐｓ ｖｏｌｕｎｔｅｅｒｓ［Ｊ］．ＪＡＭＡ，１９６９，２０９（７）：１０５３—１０５８． ｕｓｅ ｏｆ ｈｅｐａｔｉｔｉｓ Ａ ｖａｃｃｉｎｅ ａｎｄ ｉｍｍｕｎｅ ｇｌｏｂｕｌｉｎ［Ｊ］．Ｐｅｄｉａｔｉｒｃｓ， ［２９］Ｗｅｉｌａｎｄ Ｏ，Ｎｉｋｌａｓｓｏｎ，Ｂｅｒｇ Ｒ，ｅｔ ａ１．Ｃｌｉｎｉｃａｌ ａｎｄ ｓｕｂｃｌｉｎｉｃａｌ １９９６，９８（６ Ｐｔ １）：１２０７－１２１５． ｈｅｐａｔｉｔｉｓ Ａ ｏｃｃｕｆｉｎｇ ａｆｔｅｒ ｉｍｍｕｎｏｇｌｏｂｕｌｉｎ ｐｒｏｐｈｙｌａｘｉｓ ａｍｏｎｇ ［３２］Ｄｏｎｎｅｒ Ａ， Ｋｌａｒ Ｎ． Ｉｓｓｕｅｓ ｉｎ ｔｈｅ ｍｅｔａ—ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ ｃｌｕｓｔｅｒ Ｓｗｅｄｉｓｈ ＵＮ ｓｏｌｄｉｅｒｓ ｉｎ Ｓｉｎａｉ ［Ｊ］． Ｓｃａｎｄ Ｊ Ｇａｓｔｒｏｅｎｔｅｒｏｌ， ｒｎａｄｏｍｉｚｅｄ ｔｒｉｌａｓ［Ｊ］．Ｓｔａｔ Ｍａｄ，２００２，２１（１９）：２９７１－２７８０． １９８１，１６（８）：９６７－９７２． ［收稿日期］２０１１－０７—１１
