住院患者中，温度测量有助于疾病的诊断，尤其是感染性疾病。老年患者感染发病率和病死率均较高^[1]，大多数老年患者感染时会有发热症状^[2]，准确获取体温，并评估是否发热及发热程度至关重要。目前国内医院测量患者体温主要采用水银体温计，但水银体温计对患者配合度要求较高，存在测量时间长，易破碎致汞中毒等不安全因素。汞在常温下，即可蒸发，形成汞蒸气，通过呼吸道、皮肤或消化道等不同途径吸收入机体，对大脑、血液、肌肉均可产生致命影响^[3]。体温计是传播溶血性链球菌的工具^[4]，重复使用可导致金黄色葡萄球菌医院感染暴发^[5]，多重耐药阴沟肠杆菌新生儿感染与温度计消毒不严有关^[6]。红外耳温计是目前普遍用于测量体温的一种替代工具，其基本原理是一种能接收人体发出的电磁频谱红外区域内的辐射探测器^[7-8]，红外辐射的主要来源是热量或热能(辐射)，一切温度在绝对零度(-273.15℃)以上^[9]的物体都会发出红外辐射。与传统的测温方法相比，红外耳温法使用方便，测量快速、安全，无黏膜接触^[10]，可降低医务人员在患者直肠测温过程中接触传染病的风险^[11]，以及减少因反复使用或消毒不严导致的相关感染。然而，红外耳温计测量的准确性仍然是一个主要问题，目前尚无研究者对红外耳温计测量老年人体温准确性的系统分析。因此，对老年人耳温与参考温度测量精度进行系统Meta分析，为耳温在临床的使用以及红外耳温计的推广提供参考依据。

1 资料与方法 1.1 文献检索

检索PubMed、Cochrane图书馆、Embase、中国期刊全文数据库(CNKI)、维普中文科技期刊数据库以及万方数据库的电子数据库，正在进行的研究通过ClinicalTrials.gov进行搜索。英文检索式为：(1)以“older”“older patients”“older inpatients”“thermometers”“temperature”“thermometry”为检索关键词，中间以“OR”相连；(2)以“ear”“Ear-External”“Tympanic-Membrane”“auditory”为检索关键词，中间以“OR”相连，以(1)AND(2)为英文检索结果。中文检索式为：(1)以“老年患者”“老年人”为检索关键词，中间以“或者”相连；(2)以“温度”“温度计”“发烧”“耳温计”“体温”“测温”“耳”“耳外”“鼓膜”“听觉”为检索关键词，中间以“或者”相连，以(1)AND(2)为中文检索结果。检索时间为1988—2019年。

1.2 纳入和排除标准

纳入标准：(1)设计良好的自身对照研究；(2)耳温测量与腋温测量的比较；(3)提供平均差和标准差的数据；(4)操作方法描述具体；(5)有足够信息可以进行Meta分析。排除标准：(1)非人类研究；(2)信函或会议摘要；(3)数据不足，设计不严谨的研究；(4)英语、中文以外的其他语种文献。

1.3 质量评估

三位审核人独立阅读所有筛选文献的题目和摘要。删除明显不相关的文献，检索可能有关的文献全文，并根据纳入标准进行评估，分歧以协商一致的方式解决。根据纳入和排除标准独立评价初步筛选的文献，根据改良Jadad评分对纳入文献的质量进行评价，1～3分为低质量，4～7分为高质量。

1.4 数据提取

如符合筛选条件的文献未提供数据结果，与作者联系请求提供耳、直肠测温差或原始数据的均值和标准差。如文献数据的均值或标准差缺失时，则使用均值和范围或95%置信区间(CI)估计均值和标准差、或相关系数、以及各测量温度点的均值和标准差。提取纳入研究的相关信息，包括试验基本情况、试验对象基线情况、试验方法、试验分组及各组研究数据。

1.5 统计方法

应用Rev Man 5.2软件进行统计分析。先对各筛选的文献提取结果进行异质性检验，采用联合定性检测的Q检验法和定量检测的P检验法，Q检验法以P<0.1为有异质性。当同时满足P>0.1和I²<40%时，采用固定效应模型；反之，则采用随机效应模型^[12]。本研究采用加权均数差(WMD)为效应指标，其95%CI表示合并效应的大小^[12]。采用逐个剔除的方式进行敏感性分析，应用STATA 12.0软件Begg’s和Egger’s检验进行发表偏倚评估。

2 结果 2.1 检索结果及纳入文献质量评价

共检索到31 683篇文献，其中PubMed 3 350篇文献，Cochrane图书馆893篇，Embase 6 320篇，ClinicalTrials.gov 3 696篇，CNKI 13 728篇，万方数据库3 322篇，维普中文科技期刊数据库374篇。严格按照纳入和排除标准，进行一层一层地筛查后，最终筛选出8篇^[13-20]文献进行Meta分析。见图 1、表 1。对纳入的8篇文献进行质量评价，结果为：(1)3篇文献^[13-15]有纳入与排除标准，其余5篇文献^[16-20]未提及纳入与排除标准；(2)8篇文献^[13-20]均未采用盲法研究；(3)4篇文献^{[13-14, 16, 20]}仅有正常组耳温与腋温数据的比较，1篇文献^[15]仅有发热组耳温与腋温数据的比较，3篇文献^[17-19]均有体温正常组和发热组体温的均数和标准差；5篇文献^{[13, 15-17, 20]}比较了左耳与右耳耳温的数据。

2.2 Meta分析结果 2.2.1 耳温与腋温比较

(1)体温正常组：7篇文献^{[13-14, 16-20]}比较体温正常者的耳温和腋温，研究患者数红外线耳温计组1 149例和水银体温计组963例。经异质性检验，各文献之间存在异质性(I²＝96%，P<0.0001)，故采用随机效应模型进行分析，分析结果显示体温正常组耳温与腋温差异无统计学意义(WMD=0.13，95%CI：－0.05～0.32，Z＝1.44，P＝0.15)。见图 2。(2) 发热组：4篇文献^{[15, 17-19]}比较发热患者的耳温与腋温，研究患者数红外线耳温计组621例和水银体温计组491例。经异质性检验，各文献之间存在异质性(I²＝100%，P<0.001)，故采用随机效应模型进行分析，分析结果显示发热组耳温与腋温差异无统计学意义(WMD=1.00，95%CI：－0.08～2.09，Z=1.81，P＝0.07)。见图 3。

2.2.2 左耳与右耳耳温比较

5篇文献^{[13, 15-17, 20]}比较了研究对象左耳与右耳的耳温，研究患者数红外线耳温计组491例和水银体温计组491例。经异质性检验，各文献之间不存在异质性(I²＝14%，P＝0.32)，故采用固定效应模型进行分析，分析结果显示耳温计测得的左耳和右耳耳温差异无统计学意义[(WMD＝0.01，95%CI：－0.03～0.05)，Z＝0.50，P＝0.62], 见图 4。

2.3 敏感性分析 2.3.1 耳温与腋温比较

(1)体温正常组：由于研究间存在较大的异质性，采用随机逐个剔除的方式进行敏感性分析，找出异质性的来源并验证Meta分析结果是否稳定。体温正常组患者耳温与腋温敏感度分析结果显示，每个分组的WMD 95%CI都包括0(P>0.05)差异无统计学意义，说明Meta分析结果稳定，没有异质性。见表 2。(2)发热组：发热组耳温和腋温敏感度分析结果显示，4个分组中3个分组的WMD 95%CI都包括0(P>0.05)差异无统计学意义，说明Meta分析结果稳定，异质性可能来源于夏鲸等^[19]研究。见表 3。

2.3.2 左耳与右耳耳温比较

发热组耳温和腋温敏感度分析结果显示，每个分组的WMD 95%CI都包括0(P>0.05)差异无统计学意义，说明Meta分析结果稳定。见表 4。

2.4 发表偏倚 2.4.1 耳温与腋温比较

(1)体温正常组：对体温正常组纳入的7个研究^{[13-14, 16-20]}进行Begg’s及Egger’s检验，未发现发表偏倚，Begg’s检验Pr>$ \left| z \right| $=0.133，Egger’s检验P=0.299。(2)发热组：对发热组纳入的4个研究^{[15, 17-19]}进行Begg’s及Egger’s检验，Begg’s检验未发现发表偏倚，Begg’s检验Pr>$ \left| z \right| $=0.089。Egger’s检验发现有发表偏倚，Egger’s检验P=0.018，Egger’s检验较Begg’s检验敏感。

2.4.2 左耳与右耳耳温比较

对左耳与右耳耳温比较纳入的5个研究^{[13, 15-17, 20]} 进行Begg’s及Egger’s检验，未发现发表偏倚，Begg’s检验Pr>$ \left| z \right| $=0.806，Egger’s检验P=0.376。

3 讨论

腋窝式水银温度计是常用的温度计，对于高龄老年患者(年龄＞65 岁)，由于消瘦、强迫体位以及长期卧床等原因，可能影响体温测量结果^[20]，肌肉或皮肤褶皱的减少也可能导致温度计的错位^[21]。因此，需要一名护士以确保水银体温计在患者腋窝的正确位置，且在固定位置至少持续8 min^[22]。通过直肠测量体温，除了直肠穿孔的潜在风险外，如未进行适当消毒，还可经接触途径传播传染病^[23]。测量耳温仅需3 s，且红外耳温计采用一次性无菌探头套，即用即抛，避免了交叉感染，同时节省水银体温计使用的消毒剂，节省消毒时间，降低护士工作量^[24-25]。红外耳温计对患者和护士均更简便、安全。

本研究结果显示，红外耳温度计与水银温度计体温测量结果差异虽无统计学意义，但体温正常组和发热组患者耳温合并效应高于水银温度计，7篇文献的Meta分析中，体温正常组患者鼓膜温度与腋窝温度的平均差值为0.13(95%CI为－0.05~0.32)℃，发热组患者鼓膜温度与腋窝温度的平均差值为1.00(95%CI为－0.08~2.09)℃，说明测量耳温比腋温更灵敏些，更能反映人体体温。与陈怀玉^[12]Meta分析结果类似，该Meta分析中10篇中文文献将所有年龄阶段的人作为研究对象，体温正常组患者耳温与腋温的差值为0.14(95%CI为－0.01~0.29)℃，但耳温与腋温比较差异无统计学意义；发热组患者耳温与腋温的差值为0.29(95%CI为0.12~0.46)℃，耳温和腋温之间差异有统计学意义。红外耳温计分别测量左耳和右耳耳温，差异无统计学意义，用红外耳温计测量左耳和右耳都能较好地反映人体体温。鼓膜穿孔、中耳炎、中耳积液和通气管放置等情况均不会影响耳温测量值^[26-27]。红外耳温计精确性良好，可作为确定初始温度的最佳筛选工具，特别是在儿科，红外耳温计具有与水银温度计基本相同的准确性，但在温度测量的方便性以及患儿测量的依从性、安全性方面更具有优势^[28]。

本研究使用了系统的搜索策略，但是可能没有涉及到所有相关的未发表的文献。本研究的主要不足之处是缺乏随机对照试验。虽然大多数横断面研究似乎是稳定的，但选择偏倚的风险仍然存在，因为不同的研究采用不同的选择标准，有可能是护士或医生的偏好和经验决定了参与研究的老年人的体温测量。但Meta分析可以评估大量数据，并增强解决实际问题的能力。