**摘要**
**背景**
俯卧位（Prone Positioning, PP）已被确立为用于管理由急性呼吸窘迫综合征（ARDS）引起的低氧性呼吸衰竭（Hypoxic Respiratory Failure, HRF）。然而，其在与非ARDS相关的HRF患者中的有效性仍不明确。本系统评价和荟萃分析旨在评估PP在非ARDS HRF患者中的临床效果。
**方法**
我们系统地检索了PubMed、Cochrane Library、Web of Science和EMBASE（截至2025年2月）中的观察性研究和随机对照试验（RCTs），这些研究评估了PP在非ARDS HRF患者中的效果。我们纳入了纳入插管或非插管患者的研究。同时，我们排除了将PP与其他体位结合使用的研究，以及未比较俯卧位前后变化或没有对照组的研究。两位独立的研究人员筛选了纳入的研究并提取了相关数据。使用Review Manager软件进行了基于随机效应模型的荟萃分析。
**结果**
共纳入了21项研究，涉及3040名非ARDS HRF患者。其中13项为观察性研究，1项为非随机临床试验，7项为RCTs。在非插管患者中，与基线相比，PP改善了PaO2/FiO2比值（平均差异[MD]：-51.36 mmHg；95% CI：-70.39至-32.32；p<0.00001），减少了插管需求（风险比[RR]：0.74；95% CI：0.60–0.91；p=0.004），并显示出降低死亡率的趋势（RR：0.81；95% CI：0.61–1.01；p=0.07）。在插管的非ARDS HRF患者中，PP后PaO2/FiO2比值有所提高，但无统计学显著性（MD：-29.84；95% CI：-77.51至17.83；p=0.22）。
**结论**
在非插管的非ARDS HRF患者中，PP改善了氧合状况并减少了侵入性通气的需求，且未增加死亡风险。因此，PP可能是非插管非ARDS HRF患者的有效治疗方法。此外，证据表明PP也可以改善插管的非ARDS HRF患者的氧合状况。
**1 引言**
急性低氧性呼吸衰竭（AHRF）是入住重症监护病房（ICU）的最常见原因之一，报告的死亡率约为30% [1, 2]。大多数AHRF病例由急性呼吸窘迫综合征（ARDS）、心源性肺水肿和肺炎引起，但也可能由2019冠状病毒病（COVID-19）、慢性阻塞性肺疾病、心力衰竭和哮喘等疾病引起 [3, 4]。传统上，早期AHRF通常采用非侵入性通气（NIV）治疗。然而，如果NIV无效，则常需要启动机械通气。在机械通气期间使用俯卧位（PP）治疗ARDS患者的严重低氧血症已有超过40年的历史 [5]。这种非药物疗法因对氧合和死亡率有积极影响而在ARDS患者中得到广泛应用 [6-8]。其对氧合的积极作用通常与以下机制有关：增强通气/灌注匹配、减轻由于纵隔重量导致的依赖肺区的压迫以及胸壁弹性的改变 [9-11]。尽管如此，PP在非ARDS AHRF患者中的有效性尚未得到充分证实。因此，通过定量评估PP对氧合、死亡率和插管的影响，本系统评价全面评估了PP是否对不符合ARDS标准的低氧血症患者有益。这样做有助于明确PP在ARDS之外的作用，并为临床决策和未来的呼吸系统大流行提供参考。
**2 方法**
我们的系统评价和荟萃分析基于Cochrane Collaboration手册 [11] 并按照系统评价和荟萃分析的优先报告项目（PRISMA）指南 [12] 进行报告。评审方案已在Open Science Framework（https://doi.org/10.17605/OSF.IO/VBA89）中预先注册。
**2.1 文献检索和信息来源**
我们在PubMed、Cochrane Library、Web of Science和EMBASE中进行了广泛的检索，查找从数据库创建以来截至2025年2月的相关研究。检索结合了与“低氧性呼吸衰竭（HRF）”和“俯卧位”相关的关键词。我们还手动查阅了所有纳入研究的参考文献列表以及通过检索识别的先前发表的系统评价。此外，检索范围限于英文文献。完整的数据库检索策略见附录A。
**2.2 入选标准**
我们认为符合以下人群、干预措施、比较对象和结果（PICO）框架 [13] 的研究符合纳入标准：
- 参与者（P）：因非ARDS原因诊断为HRF的患者。
- 干预措施（I）：俯卧位结合任何氧气输送系统，包括NIV、高流量鼻氧、简单氧气疗法和持续正压通气（CPAP）。
- 比较对象（C）：俯卧位前后或俯卧位与标准护理或无俯卧位之间的比较。
- 结果（O）：氧合状况、死亡率和插管率。
只有纳入至少10名参与者的研究才被纳入。我们排除了不符合预定义PICO标准的研究，以及会议摘要、海报、社论、病例报告、叙述性评论、致编辑的信件、学位论文和论文等。此外，我们还排除了将PP与侧卧位结合使用的研究。
**2.3 数据提取和数据项**
两位研究人员独立使用Rayyan软件筛选了标题/摘要和全文记录。分歧通过协商解决。两位研究人员在标准化的Excel电子表格中独立提取了纳入研究的数据。收集的信息包括研究特征（如主要作者、发表年份、研究设计、研究地点[研究进行的医院部门]）、患者特征（如样本量、性别分布、平均/中位年龄、患者群体和AHRF的病因）以及结果（如AHRF定义、氧气输送方式、氧合状况、死亡率和/或插管率）。结果被分为主要和次要结果，主要终点为氧合状况（PaO2/FiO2），次要终点为死亡率和插管率。我们还提取了与干预措施（如PP持续时间）和对照措施（如标准/常规护理）相关的数据。
**2.4 方法学质量评估**
由于我们同时纳入了随机对照试验（RCTs）和观察性研究，因此使用Newcastle Ottawa量表（NOS）[13] 和Cochrane Collaboration的偏倚风险工具（ROB-2）[14] 进行了质量评估。使用ROB-2工具，RCTs在七个不同领域被评估为低风险、高风险或偏倚风险不明确：随机序列生成、分配隐藏、参与者和人员的盲法、结果评估的盲法、结果数据不完整、选择性报告和其他偏倚。观察性研究的方法学质量被评估为差、中等或高（NOS评分分别为0至3、4至6和7至9）。一位研究人员进行了质量评估，另一位研究人员检查了评估结果以确保一致性和完整性。如果评估结果存在分歧，则通过两位研究人员之间的建设性讨论或征求第三位研究人员的意见来解决。
**2.5 数据合成**
使用Review Manager软件（RevMan版本5.4.1）进行了荟萃分析。对于二分类结果（死亡率和插管），总体效应大小以风险比（RR）表示，使用Mantel–Haenszel方法计算二分类数据。对于连续结果（氧合状况，以PaO2/FiO2比值的变化表示），结果以平均差异（MD）报告。对于这些分析，采用了随机效应模型来解释预期方差。此外，汇总结果及其相应的95%置信区间也被呈现。使用I2统计量评估和量化了研究间的异质性，I2指数大于50%表示存在显著异质性 [15, 16]。当发现显著异质性时，我们进行了亚组荟萃分析和随机效应荟萃回归，以研究方法学、社会决定因素（如国家和世界银行国家收入水平）和人群类型（如不同医院部门的患者，如ICU、内科病房和HDU）对异质性的影响。使用漏斗图直观检查了发表偏倚，并使用Egger回归测试进行了量化。荟萃回归和Egger测试均使用Comprehensive Meta-Analysis（CMA版本3.0）软件进行。还使用了双尾显著性水平测试来确定比较组之间的差异是否显著，p值小于5%（p<0.05）作为显著性阈值。
**2.6 处理缺失数据**
对于未报告任何感兴趣结果（氧合状况、死亡率、插管或不良事件）的研究，我们联系了研究作者并交叉核对了相关系统评价的数据。如果尽管尝试仍无法获得缺失数据，则将这些研究排除。当氧合数据以中位数和四分位数范围或区间表示时，使用Wan及其同事提出的公式估算了平均值和标准差 [17]。当氧合数据以SpO2/FiO2（SF）比值表示时，使用验证的标准公式将其转换为PaO2/FiO2（PF）比值 [18]。
**2.7 证据确定性**
我们使用Grading of Recommendations, Assessment, Development, and Evaluation（GRADE）方法评估了主要和次要结果的证据确定性 [19]。借助该工具，我们根据五个不同领域（偏倚风险、效应一致性、不精确性、间接性和发表偏倚）将结果分为高、中等、低和非常低确定性。ROB-2和NOS的结果用于确定偏倚风险等级，漏斗图和Egger测试用于确定发表偏倚的等级。
**3 结果**
**3.1 检索结果**
综合检索策略从数据库和注册库中识别出1356项潜在研究（图1）。共排除了393条重复记录。在标题/摘要筛选阶段排除了另外796条记录，最终筛选出49篇全文。最终纳入了21项主要研究。
**3.2 纳入研究的特征**
共有21项研究被纳入定量分析，涉及3040名HRF患者。其中7项为RCTs，1项为非随机临床试验，13项为观察性研究。COVID-19肺炎是HRF的主要原因，占2879名患者。其他报告的病因包括肺炎、胰腺炎、筋膜炎、胸部创伤和败血症。19项研究调查了非插管患者中使用PP的情况，2项研究关注插管患者（表1）。表1总结了研究特征。作者ID
研究设计
研究地点
研究环境
患者特征
呼吸支持
急性呼吸窘迫综合征（AHRF）的定义
俯卧位（PP）持续时间
报告的结局结果
样本量（n）
男性/女性
年龄（岁）
AHRF的病因
研究人群
王等人 [20]
前瞻性观察性研究
中国
重症监护室（ICU）
10
7/3
68.5
肺炎（9例）；胰腺炎（1例）
自主呼吸且未插管的患者
高流量鼻导管（HNFC）
PaO2/FiO2 < 200 mmHg 或 PaO2/FiO2 < 235
30分钟
PaO2/FiO2
拉纳等人 [21]
回顾性观察性研究
巴基斯坦
ICU或高级护理单元（HDU）
170
87/83
无
COVID-19肺炎
未插管的患者
HNFC
持续输氧6 L/分钟以维持PaO2 > 90%
每天8–10小时
PaO2/FiO2
布鲁内莱等人 [22]
前瞻性交叉观察性研究
法国
ICU
20
16/4
60
COVID-19肺炎
自主呼吸且未插管的患者
PaO2/FiO2：100–300 mmHg
2小时，间隔30分钟恢复期
PaO2/FiO2
巴胡尔等人 [23]
前瞻性观察性研究
突尼斯
ICU
39
无
COVID-19肺炎
自主呼吸且未插管的患者
佩戴口罩或HNFC
PaO2 < 92%
2–4小时（根据患者耐受情况调整）
死亡率与插管情况
卢皮耶里等人 [24]
回顾性观察性研究
瑞士
ICU
31
23/8
60
COVID-19肺炎
插管和未插管的患者
PaO2/FiO2 < 200 mmHg
至少45分钟
PaO2/FiO2
加德 [25]
前瞻性随机对照试验（RCT）
埃及
重症监护隔离
30
17/13
无
COVID-19肺炎
未插管的患者
佩戴口罩或无创通气（NIV）
PaO2/FiO2 < 200 mmHg
每天1–2小时，间隔3小时
死亡率与插管情况
莱因古等人 [26]
前瞻性交叉RCT
法国
ICU
17
15/2
61
COVID-19肺炎
自主呼吸且未插管的患者
HNFC
PaO2/FiO2 ≤ 300 mmHg
2小时，间隔2小时恢复期
PaO2/FiO2、插管情况与死亡率
西尔玛等人 [27]
前瞻性观察性研究
印度
无
45
38/7
53.1%
COVID-19肺炎
未插管的患者
HNFC、常规氧气治疗或NIV
PaO2/FiO2 < 100 mmHg 或 室内空气PaO2 < 94%
每次2小时，每天目标8小时
死亡率与插管情况
法齐尼等人 [28]
前瞻性观察性研究
英国
普通病房
46
无
56
COVID-19肺炎
自主呼吸且未插管的患者
HNFC、佩戴口罩或持续正压通气（CPAP）
≤1小时或>1小时
PaO2/FiO2
皮埃鲁奇等人 [29]
前瞻性观察性研究
意大利
ICU
32
23/9
无
COVID-19肺炎
自主呼吸且未插管的患者
HNFC、CPAP或NIV
PaO2/FiO2 > 150 mmHg
72小时
PaO2/FiO2、插管情况与死亡率
小池等人 [30]
回顾性观察性研究
日本
ICU
58
43/15
67%
COVID-19肺炎
自主呼吸且未插管的患者
HNFC或无创正压通气（NPPV）
FiO2 ≥ 0.4
直至患者出院
死亡率与插管情况
阿尔哈扎尼等人 [31]
实用RCT
加拿大、科威特、沙特阿拉伯和美国
ICU或急性护理单元
400
283/117
无
COVID-19肺炎
未插管的患者
NPPV或低/高流量氧气设备
目标每天8–10小时，每次休息1–2小时
死亡率与插管情况
埃尔曼等人 [32]
前瞻性RCT
加拿大、法国、爱尔兰、墨西哥、美国和西班牙
ICU、急诊科（ED）或普通病房
1121
746/375
无
COVID-19肺炎
未插管的患者
高流量鼻导管（HFNC）
PaO2/FiO2 < 315 或 PaO2/FiO2 ≤ 300 mmHg
每天尽可能长时间
插管情况与死亡率
斯卡拉维利等人 [33]
回顾性观察性研究
意大利
ICU
15
10/5
58.3%
肺炎（13例）；筋膜炎（1例）；败血症（1例）
自主呼吸且未插管的患者
氧气面罩、HFNC、头盔式CPAP或NIV
PaO2/FiO2 ≤ 300 mmHg
6–8小时
PaO2/FiO2
艾莎等人 [34]
前瞻性观察性研究
爱尔兰
ICU
50
23/27
56.2%
COVID-19肺炎
自主呼吸且未插管的患者
常规氧气治疗、NIV或HFNC
PaO2 < 90% 或 PaO2 < 10 kPa
平均8.5小时
PaO2/FiO2
罗森等人 [35]
前瞻性RCT
瑞典
病房或ICU
75
55/20
无
COVID-19肺炎
自主呼吸且未插管的患者
HFNC或NIV
PaO2/FiO2 ≤ 20 kPa
每天目标至少16小时
插管情况与死亡率
穆索等人 [36]
开放标签、非随机临床试验
意大利
ICU
243
178/65
无
COVID-19肺炎
未插管的患者
CPAP或压力支持通气（PSV）
PaO2/FiO2 ≤ 200 mmH
每天至少1次，每次持续8小时
插管情况与死亡率
埃斯特拉达等人 [37]
RCT
墨西哥
高级护理单元
430
258/172
无
COVID-19肺炎
未插管的患者
HFNC
PaO2 < 90%
每天至少1小时
插管情况与死亡率
韦内特等人 [38]
前瞻性观察性研究
法国
ICU
136
无
肺炎（103例）；胸部创伤（22例）；肺炎和胸部创伤（11例）
机械插管的患者
无
PaO2/FiO2 ≤ 300 mmH
1小时
PaO2/FiO2
比安基等人 [39]
前瞻性观察性研究
意大利
ICU
12
10/2
60
COVID-19肺炎
自主呼吸且未插管的患者
CPAP、HFNC或NIV
PaO2/FiO2 ≤ 200 mmH
2小时
PaO2/FiO2
贾亚库马尔等人 [3]
RCT
印度
ICU
60
50/10
无
COVID-19肺炎
未插管的患者
鼻导管、口罩、非再呼吸面罩、HFNC或NIV
PaO2/FiO2：100–300 mmH
每天至少6小时
插管情况与死亡率
3.3 无ARDS HRF的未插管患者采用俯卧位的效应
十项研究报道了俯卧位对无ARDS HRF未插管患者氧合的影响。汇总数据显示，俯卧位结束时的PaO2/FiO2比率显著高于俯卧位前（MD：-51.36 mmHg；95% CI：-70.39至-32.32；p < 0.00001）（图2），表明俯卧位可改善这类患者的氧合情况。此外，汇总分析显示，接受俯卧位治疗的患者的插管率显著低于未接受俯卧位治疗的患者（RR：0.74；95% CI：0.60–0.91；p = 0.004）（图3）。结果还显示，俯卧位组的死亡率低于非俯卧位组（275/1241 [22%] 对比 351/1291 [27%]）。然而，两组之间的差异未达到统计学显著性（RR：0.81；95% CI：0.61–1.01；p = 0.07）（图4）。
3.4 有ARDS HRF的插管患者采用俯卧位的效应
仅有两项研究报道了插管患者使用俯卧位的情况。这些研究的数据汇总显示，俯卧位后的PaO2/FiO2比率有所提高，但与俯卧位前的差异未达到统计学显著性（MD：-29.84；95% CI：-77.51至17.83；p = 0.22）（图5）。研究间的异质性显著且较大（I2 = 88%），主要受卢皮耶里等人 [24] 的小型研究影响。
3.5 方法学质量评估
从偏倚风险总结（图6）可以看出，所有研究均存在较高的执行偏倚风险，因为无法对参与者和工作人员进行盲法处理。一项临床试验为非随机设计，因此存在较高的选择偏倚风险。此外，一项RCT因设计为交叉试验而存在较高的其他偏倚风险。
3.6 子组分析和荟萃回归
仅插管患者的氧合结果存在显著异质性。但由于评估插管患者氧合情况的研究数量较少，我们无法进行子组分析和荟萃回归分析。子组分析和荟萃回归显示，世界银行国家收入水平是未插管患者氧合结果异质性的重要来源。其他因素（如国家、研究设计和研究环境）未被确定为异质性的显著来源（表2）。
3.6 发表偏倚
漏斗图和埃格勒回归检验未显示未插管患者在氧合、插管率方面的发表偏倚证据（埃格勒回归检验p值分别为0.61、0.22和0.33）。同样，也未观察到插管患者氧合结果的发表偏倚。
3.7 证据确定性
GRADE评估显示，未插管患者的氧合、插管率的确定性较低。这种低确定性归因于高异质性、95%置信区间较宽以及分析中使用了大量非随机研究。对于插管患者的氧合结果，确定性也非常低（见附录C）。
4 讨论
尽管俯卧位可改善ARDS患者的氧合并降低死亡率[8, 40]，但很少有研究评估非ARDS相关HRF患者的俯卧位疗效和安全性。因此，当前荟萃分析报告了非ARDS病因导致的HRF患者的俯卧位效果。我们的发现表明，俯卧位显著改善了非ARDS相关HRF未插管患者的氧合情况。这一发现与最近发表的荟萃分析结果一致，该分析发现清醒状态下进行俯卧位可显著改善COVID-19引起的非插管患者的氧合[41]。俯卧位后氧合的改善可能归因于多种机制：首先，俯卧位可通过逆转肺不张生理上促进肺后部区域的通气[42]；其次，俯卧位可通过减少胸膜压力和胸膜空间分布的差异来改善通气/灌注匹配，从而降低分流[43, 44]。然而，一项纳入非COVID-19 AHRF患者的研究未显示俯卧位后SpO2/FiO2比率的显著改善[20]，这表明俯卧位对非COVID-19和ARDS引起的AHRF患者的氧合无改善作用。不过，这一发现受样本量小及测量时间仅在俯卧位开始后30分钟收集的限制。因此，需要进一步的大样本前瞻性研究来明确俯卧位对非COVID-19和非ARDS AHRF患者氧合的具体影响。当前荟萃分析还显示，俯卧位显著减少了非ARDS HRF未插管患者的插管需求。这一发现与先前发表的系统性综述一致，这些综述支持清醒状态下俯卧位与COVID-19相关AHRF未插管患者插管率显著降低[41, 45, 46]。俯卧位后插管率的改善可能归因于以下原因：首先，大多数研究在ICU进行，ICU的医护人员与患者比例较高，患者更可能接受密切监测；其次，俯卧位可改善氧合，从而延迟或防止插管；最后，俯卧位可延缓或防止呼吸衰竭的进一步发展，从而减少插管需求。尽管汇总结果显示俯卧位改善了非ARDS HRF未插管患者的氧合并降低了插管风险，但并未显著降低死亡率。这可能是因为俯卧位改善的氧合效果通常是暂时的，在患者恢复仰卧位后不再持续。实际上，斯卡拉维利等人报告称俯卧位期间PaO2/FiO2比率显著改善，但在患者恢复仰卧位后6–8小时内这种改善效果显著下降[33]。尽管如此，一些纳入研究的证据表明，俯卧位（PP）与标准护理相比，与较低的死亡率相关。例如，Musso及其同事的多变量分析显示，PP治疗是死亡率的独立预测因素（风险比：0.2329；p<0.001）和气管插管（风险比：0.1938；p<0.001）[36]。我们的分析没有显示出在非ARDS心力衰竭（HRF）且接受PP治疗的插管患者中氧合状况有统计学上的显著改善。然而，这一发现仅基于两项研究，这两项研究都报告了氧合状况的改善。缺乏统计学显著性可能是由于存在较大的异质性，主要受一项小型研究的影响。值得注意的是，Venet等人报告称，在非ARDS患者中进行机械通气时，PP与氧合状况的改善有关[38]。因此，需要进一步的大样本前瞻性研究来评估PP在非ARDS HRF插管患者中的潜在益处。
4.1 强点和局限性
这项荟萃分析有几个方法学上的优点。首先，我们通过主要数据库进行了全面的文献搜索，以涵盖所有可用的证据。纳入插管和非插管患者提高了我们发现的应用范围。鉴于预期的临床和方法学异质性，使用随机效应模型增强了我们的发现。此外，纳入随机对照试验（RCTs）和观察性研究提供了对当前证据基础的广泛和实用的评估。尽管如此，这项研究也存在一些局限性，应当予以承认。首先，在合并的氧合结果中注意到较大的异质性，这可能是由于样本大小、研究设置、PP持续时间、研究设计和/或地理位置的差异所致。为了解决这个问题，我们使用了随机效应模型。其次，不同研究中的俯卧位时间、患者选择标准以及同时进行的呼吸支持可能存在差异，进一步加剧了异质性。第三，由于PP的性质，无法对参与者和研究者进行盲法处理，可能会引入偏差。第四，大多数研究没有明确指出PP的确切持续时间，这限制了我们评估其对患者结果影响的能力。因此，未来的研究应系统且准确地报告PP的开始和结束时间。第五，合并的数据集包含了观察性研究和RCTs，这可能会削弱因果推断的可靠性。第六，我们研究中观察到的死亡率趋势在统计学上不显著；因此，这一发现应谨慎解读，不能作为死亡率受益的证据。第七，由于我们只纳入了英文发表的研究，可能存在选择偏倚。最后，大多数纳入的研究集中在COVID-19肺炎相关的心力衰竭（HRF）上，只有三项研究涉及非COVID-19相关的心力衰竭。因此，需要更多关于非ARDS和COVID-19无关的心力衰竭的研究来加强证据基础。
4.2 临床意义
从临床角度来看，我们的数据表明，对于非插管的非ARDS HRF患者，PP是一种可行的、低风险的策略。在这一组患者中，PP可以改善氧合状况并减少气管插管的需求，前提是密切监测患者的耐受性和氧合反应。相反，在与非ARDS相关的心力衰竭的插管患者中，PP与氧合状况的改善相关；然而，汇总估计未能显示出对最终临床结果的统计学显著影响。因此，关于非ARDS插管患者的PP决策必须根据已建立的ICU指南和更广泛的临床背景来制定。
5 结论
在这项系统评价和荟萃分析中，PP可以改善氧合状况并降低插管率，尤其是在非插管的非ARDS HRF患者中。然而，PP组和非PP组之间的死亡率没有统计学上的显著差异，这表明PP不会增加或降低死亡风险。因此，PP似乎是一种可行、安全且有效的非药物干预措施，适用于医疗ICU、隔离病房或普通病房中的非插管非ARDS HRF患者。此外，其简单性使其在疫情期间（当重症患者数量相对较多）或资源有限时特别有价值，因为在这种情况下减少侵入性机械通气的需求至关重要。尽管我们的结果显示PP对非ARDS HRF插管患者的氧合状况没有显著影响，但有证据表明PP仍然有助于改善这些患者的氧合状况。因此，有必要进行涉及非ARDS HRF插管患者的确认性试验。
作者贡献
H.A.Z.和E.E.S.构思并设计了这项研究。M.G.A.、M.A.和A.E.进行了文献搜索和数据提取。A.S.、A.S.和K.C.参与了数据分析和解释。H.A.Z.、Y.Y.和E.E.S.参与了手稿的起草和修订。K.C.提供了方法学和统计学监督。所有作者都审阅并批准了最终手稿。
资助
作者没有需要报告的利益冲突。
附录A：搜索策略
PubMed
[所有字段]（俯卧位或俯卧位定位或Prone或Proning）和（急性呼吸衰竭或低氧血症性呼吸衰竭或低氧血症或急性低氧血症性呼吸衰竭或低氧或低氧性呼吸衰竭）和（肺炎或心源性水肿或COVID-19或冠状病毒或SARS-CoV-2），慢性阻塞性肺疾病或心力衰竭或哮喘或非急性呼吸窘迫综合征或非ARDS）
[标题/摘要]（俯卧位或俯卧位定位或Prone或Proning）和（急性呼吸衰竭或低氧血症性呼吸衰竭或低氧血症或急性低氧血症性呼吸衰竭或低氧或低氧性呼吸衰竭）和（肺炎或心源性水肿或COVID-19或冠状病毒或SARS-CoV-2），慢性阻塞性肺疾病或心力衰竭或哮喘或非急性呼吸窘迫综合征或非ARDS）
EMBASE
（俯卧位或俯卧位定位或Prone或Proning）和（急性呼吸衰竭或低氧血症性呼吸衰竭或低氧血症或急性低氧血症性呼吸衰竭或低氧或低氧性呼吸衰竭）和（肺炎或心源性水肿或COVID-19或冠状病毒或SARS-CoV-2），慢性阻塞性肺疾病或心力衰竭或哮喘或非急性呼吸窘迫综合征或非ARDS）
Cochrane图书馆
（俯卧位或俯卧位定位或Prone或Proning）和（急性呼吸衰竭或低氧血症性呼吸衰竭或低氧血症或急性低氧血症性呼吸衰竭或低氧或低氧性呼吸衰竭）和（肺炎或心源性水肿或COVID-19或冠状病毒或SARS-CoV-2），慢性阻塞性肺疾病或心力衰竭或哮喘或非急性呼吸窘迫综合征或非ARDS）
Web of Science
（俯卧位或俯卧位定位或Prone或Proning）和（急性呼吸衰竭或低氧血症性呼吸衰竭或低氧血症或急性低氧血症性呼吸衰竭或低氧或低氧性呼吸衰竭）和（肺炎或心源性水肿或COVID-19或冠状病毒或SARS-CoV-2），慢性阻塞性肺疾病或心力衰竭或哮喘或非急性呼吸窘迫综合征或非ARDS）
附录B：质量评估
使用Newcastle Ottawa量表进行的方法学质量评估。研究ID
暴露队列代表性
非暴露队列选择
暴露验证
初始结果缺失
队列可比性（针对混杂因素进行了设计/分析调整）
结果评估
足够的随访
队列随访
总分数
整体质量
Wang等人 [20]
0
0
1
1
0
0
1
1
4
公平
Rana等人 [21]
0
0
1
1
0
0
1
1
4
公平
Brunelle等人 [20]
0
0
1
1
0
0
1
1
4
公平
Bahloul等人 [23]
0
1
1
1
0
0
1
1
5
公平
Lupieri等人 [24]
0
1
1
1
0
0
1
1
5
公平
Syrma等人 [27]
0
1
1
1
0
0
1
1
5
公平
Fazzini等人 [28]
0
1
1
1
1
0
0
1
1
5
公平
Pierucci等人 [27]
0
1
1
1
1
0
0
1
1
5
公平
Koike等人 [30]
0
1
1
1
1
0
0
1
1
5
公平
Scaravilli等人 [33]
0
0
1
1
1
0
0
1
1
4
公平
Aisa等人 [34]
0
0
1
1
1
0
0
1
1
4
公平
Venet等人 [38]
0
1
1
1
1
0
0
1
1
5
公平
Bianchi等人 [39]
0
0
1
1
1
0
0
1
1
4
公平
附录C：证据确定性
俯卧位是否对非插管的非ARDS HRF患者有效
患者或人群：非ARDS低氧血症性呼吸衰竭
设置：
干预措施：非插管患者
比较：安慰剂
结果
参与者数量（研究）随访
证据确定性（GRADE）
相对效应（95% CI）
预期绝对效应
安慰剂的风险
与非插管患者的风险差异
氧合
718（10项非随机化研究）
⨁⨁◯◯ 低a,b
—
平均氧合水平为0
MD 51.36降低（70.39降低至32.32降低）
插管
2549（12项非随机化研究）
⨁⨁◯◯ 低
RR 0.74（0.60–0.91）
每1000人中有372人减少
97人减少（149人减少至33人减少）
死亡率
2532（11项非随机化研究）
⨁⨁◯◯ 低
RR 0.81（0.64–1.01）
每1000人中有272人减少
52人减少（98人减少至3人增加）
*干预组的风险（及其95%置信区间）基于对照组假设的风险和干预措施的相对效应（及其95%置信区间）。CI：置信区间；MD：平均差异；RR：风险比
GRADE证据等级
高确定性：我们非常确信真实效应接近估计效应。中等确定性：我们对效应估计有中等信心：真实效应可能接近估计效应，但也有可能存在显著差异。低确定性：我们对效应估计的信心有限：真实效应可能与估计效应有显著差异。非常低确定性：我们对效应估计的信心非常有限：真实效应可能与估计效应有显著差异。
解释
a. 观察到研究间的异质性较高。
b. 95%置信区间较宽（超过1）。
俯卧位是否对非ARDS低氧血症性呼吸衰竭的插管患者有效
患者或人群：非ARDS低氧血症性呼吸衰竭
设置：插管患者
干预措施：安慰剂
结果
参与者数量（研究）随访
证据确定性（GRADE）
相对效应（95% CI）
预期绝对效应
安慰剂的风险
与插管患者的风险差异
氧合
292（2项非随机化研究）
⨁◯◯◯ 非常低a,b
—
平均氧合水平为0
MD 29.84降低（77.51降低至17.83升高）
*干预组的风险（及其95%置信区间）基于对照组假设的风险和干预措施的相对效应（及其95%置信区间）。CI：置信区间；MD：平均差异
GRADE证据等级
高确定性：我们非常确信真实效应接近估计效应。中等确定性：我们对效应估计有中等信心：真实效应可能接近估计效应，但也有可能存在显著差异。低确定性：我们对效应估计的信心有限：真实效应可能与估计效应有显著差异。非常低确定性：我们对效应估计的信心非常有限：真实效应可能与估计效应有显著差异。
数据可用性声明
支持本研究发现的数据可根据合理请求从相应作者处获得。
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