何國平， 趙軒竹， 王華慶

癌癥發(fā)病率正在迅速增長，預(yù)計在未來20年內(nèi)將增長70%，癌癥被列為主要死因，占全世界死亡率的13%，其中結(jié)直腸癌是癌癥相關(guān)死亡率的第二大原因，緊隨其后的是胃癌（GLOBOCAN 2018數(shù)據(jù)庫）[1]。盡管目前的癌癥治療方法有所改進(jìn)，包括手術(shù)、化療和放療，但由于延遲診斷、復(fù)發(fā)和藥物不良反應(yīng)，晚期消化道惡性腫瘤患者的生存時間或質(zhì)量仍然很差[2-4]。因此，迫切需要尋找新的治療策略，以提高消化道惡性腫瘤患者的治療效果和生存質(zhì)量。中藥治療作為多靶點、多功效、不良反應(yīng)小的一種治療手段，具有調(diào)節(jié)炎癥、抗腫瘤、調(diào)節(jié)代謝等作用，配合化療能減低其不良反應(yīng)，顯著改善患者生活質(zhì)量[5]。近幾年，復(fù)方斑蝥膠囊被廣泛地運用于多種腫瘤疾病的輔助治療中，并取得了較好的臨床療效。目前尚無文獻(xiàn)評價復(fù)方斑蝥膠囊對消化道腫瘤患者臨床療效和生活質(zhì)量的改善作用。本研究通過檢索公開發(fā)表的復(fù)方斑蝥膠囊聯(lián)合化療治療消化道惡性腫瘤的所有臨床研究文獻(xiàn)，對復(fù)方斑蝥膠囊聯(lián)合化療治療消化道惡性腫瘤的療效和生活質(zhì)量進(jìn)行全面、綜合的Meta分析，整理使用復(fù)方斑蝥膠囊治療腫瘤的疾病類型、化療方案、療效指標(biāo)、不良反應(yīng)等，為臨床使用復(fù)方斑蝥膠囊治療消化道癌癥提供循證醫(yī)學(xué)依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)檢索分析 檢索課題，構(gòu)建PICOS問題表達(dá)式（P：消化道惡性腫瘤，I：復(fù)方斑蝥膠囊聯(lián)合化療，C：化療，O：KPS評分、不良反應(yīng)、臨床總有效率、免疫功能，S：臨床研究），同時查閱相同主題雜志和文獻(xiàn)，最后以“Cantharis capsule”“Fufangbanmao Caspsules”“tumor”“cancer”為英文檢索詞；以“復(fù)方斑蝥膠囊”“臨床”“癌”“腫瘤”為中文檢索詞，運用主題檢索與自由詞檢索、截詞檢索與限定檢索，編輯檢索表達(dá)式，結(jié)合不同數(shù)據(jù)庫檢索特點，調(diào)整檢索策略，在計算機(jī)檢索知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫（CNKI）、維普中文期刊數(shù)據(jù)庫（VIP）、萬方數(shù)據(jù)庫（WangFang）、Pubmed、Web of Science、Cochrane圖書館、Embase數(shù)據(jù)庫。檢索時間設(shè)置為從各個數(shù)據(jù)庫建庫日期至2020年7月13日。對在以上數(shù)據(jù)庫中檢索獲得的相關(guān)原始論文，閱讀文獻(xiàn)的標(biāo)題與摘要，對明顯不符合納入標(biāo)準(zhǔn)的予以排除。對可能符合標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)閱讀全文，依據(jù)PICOS構(gòu)建的問題表達(dá)式，制定納入排除標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選，最終獲取需要文獻(xiàn)。

1.2 納入標(biāo)準(zhǔn) 文獻(xiàn)篩選過程由兩名評價員背對背獨立進(jìn)行，若有分歧則通過討論解決，必要時由第三名評價員進(jìn)行裁決。文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）研究設(shè)計：針對復(fù)方斑蝥膠囊聯(lián)合化療治療消化道惡性腫瘤的隨機(jī)對照實驗（RCT）；（2）納入對象：符合原發(fā)消化道惡性腫瘤診斷的患者，不限制年齡及性別；（3）干預(yù)措施：干預(yù)組使用復(fù)方斑蝥膠囊聯(lián)合化療治療，對照組僅使用相應(yīng)的化療治療，兩組其余治療均一致；（4）結(jié)局指標(biāo)：KPS評分、不良反應(yīng)、免疫功能、臨床總有效率。

1.3 排除標(biāo)準(zhǔn) （1）非RCT文獻(xiàn)；（2）非臨床研究的文獻(xiàn)（基礎(chǔ)研究、系統(tǒng)評價、綜述、病例報告等）；（3）消化道以外的惡性腫瘤或消化道轉(zhuǎn)移瘤；（4）對照組接受了中藥治療或干預(yù)組接受了復(fù)方斑蝥膠囊以外的其他中藥干預(yù)的文獻(xiàn)；（5）化療方案不明確或西醫(yī)治療涉及放療或其他非化療治療；（6）數(shù)據(jù)不完整、數(shù)據(jù)統(tǒng)計或分析存在明顯錯誤，結(jié)局指標(biāo)不符的文獻(xiàn)；（7）重復(fù)納入的文獻(xiàn)。

1.4 納入文獻(xiàn)的質(zhì)量評價 通過RevMan軟件的Cochrane偏倚風(fēng)險評估工具從6個方面對納入文獻(xiàn)進(jìn)行偏倚風(fēng)險評估：（1）研究所采用隨機(jī)序列所產(chǎn)生的方法；（2）分配隱藏；（3）實施偏倚（對研究者和參與者進(jìn)行施盲）；（4）測量偏倚（評估研究結(jié)局所采用盲法）；（5）隨訪偏倚（結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性）；（6）報告偏倚。每一方面的評估結(jié)果均采用“是”（Y）、“否”（N）或“不清楚”（U）進(jìn)行標(biāo)注。如果一項研究中有3個或3個以上的“是”（Y），那么這篇研究就屬于高質(zhì)量研究。如果少于3個“是”（Y），那么就屬于低質(zhì)量研究。結(jié)果以圖表形式清楚地呈現(xiàn)。

1.5 資料的提取 通過納入排除標(biāo)準(zhǔn)獲取最終的文獻(xiàn)后，制作表格預(yù)提取2～3篇文獻(xiàn)的內(nèi)容完善表格后再進(jìn)行數(shù)據(jù)提取，防止疏漏對后期數(shù)據(jù)整合分析造成不便。資料提取的內(nèi)容包括：（1）基本信息（文獻(xiàn)標(biāo)題、第一作者、出版年份、出版國家、出版類型）；（2）納入文獻(xiàn)的合格性（是否為隨機(jī)對照、參與者是否為診斷明確的患者、干預(yù)措施是否符合要求）；（3）研究對象的特征（參與者總?cè)藬?shù)、干預(yù)組及對照組的人數(shù)/性別/年齡特征、研究的開展地點、干預(yù)組/對照組的治療措施、隨訪時間）；（4）方法（隨機(jī)方案的產(chǎn)生，分配方案的隱藏，是否使用盲法，是否存在結(jié)果數(shù)據(jù)的不完整，是否選擇性報告結(jié)果，及是否存在其他偏倚）；（5）結(jié)果（結(jié)局指標(biāo)、數(shù)據(jù)類型、亞組、失訪數(shù)）。

1.6 統(tǒng)計學(xué)方法 采用RevMan 5.3軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析。計量資料采用均數(shù)差（MD）為效應(yīng)指標(biāo)，計數(shù)資料采用相對危險度（RR）為效應(yīng)指標(biāo)，各效應(yīng)量均給出其點估計值和95%可信區(qū)間（95%CI）。采用卡方檢驗判斷各研究結(jié)果間的異質(zhì)性（檢驗水準(zhǔn)α=0.1），同時結(jié)合I2定量判斷異質(zhì)性大?。ó?dāng)I2則認(rèn)為研究結(jié)果存在顯著異質(zhì)性，需探究其異質(zhì)性來源）。對無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性的研究采用固定效應(yīng)模型合并分析，存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性的研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型合并分析；存在明顯臨床、方法學(xué)異質(zhì)性的研究采用亞組分析或敏感性分析，若納入的研究在10個以上時可運用Stata 14.0軟件進(jìn)行Meta回歸分析等方法進(jìn)行處理；若異質(zhì)性過于明顯，無法解決，則只行描述性分析。對研究文獻(xiàn)數(shù)≥10的結(jié)局指標(biāo)運用Stata軟件選用視覺法（漏斗圖法）及統(tǒng)計學(xué)法（Egger法檢驗）進(jìn)行發(fā)表偏倚的評估。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果 本研究從選取的7個數(shù)據(jù)庫中初步檢索到257篇文獻(xiàn)，運用EndNote軟件去除重復(fù)文獻(xiàn)99個，根據(jù)構(gòu)建PICOS問題表達(dá)式及納入排除標(biāo)準(zhǔn)，閱讀題目、摘要，對剩余的158篇文獻(xiàn)進(jìn)行初步篩選，排除非臨床研究40篇，對照組接受了中藥干預(yù)32篇，西醫(yī)治療為放療等非化療治療19篇，非惡性腫瘤1篇，干預(yù)措施為其他含斑蝥的中藥制劑3篇，回顧性分析4篇。對剩余的59篇文獻(xiàn)進(jìn)行全文閱讀進(jìn)一步篩選，其中有24篇非消化道腫瘤，6篇非隨機(jī)對照實驗，4篇結(jié)局指標(biāo)不符納入標(biāo)準(zhǔn)，11篇文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)明顯的數(shù)據(jù)統(tǒng)計錯誤，最終納入Meta分析的文獻(xiàn)為14篇。見圖1。

圖1 文獻(xiàn)檢索流程

2.2 納入文獻(xiàn)基線資料分析 對納入分析的14篇文獻(xiàn)進(jìn)行基線數(shù)據(jù)分析（表1），共涉及1 110例患者，其中干預(yù)組565例，對照組545例，涉及的腫瘤類型有大腸癌2篇[6-7]，結(jié)直腸癌5篇[8-12]，胃癌6篇[13-18]，食管癌1篇[19]。所有文獻(xiàn)均為隨機(jī)對照實驗，試驗研究均為國內(nèi)單中心臨床試驗，研發(fā)時間段為2011—2020年。對所納入文獻(xiàn)所提取的結(jié)局指標(biāo)有KPS評分、不良反應(yīng)、免疫功能、臨床總有效率。

表1 納入文獻(xiàn)的基線資料

2.3 納入文獻(xiàn)的偏倚風(fēng)險評估 對納入的14篇文獻(xiàn)運用Cochrane偏倚風(fēng)險評估工具進(jìn)行偏倚風(fēng)險評估（圖2）。其中6篇文獻(xiàn)運用了隨機(jī)數(shù)字表法[6,8,13,15-17]，隨機(jī)數(shù)字的產(chǎn)生均屬于低風(fēng)險；2篇文獻(xiàn)按患者就診先后順序進(jìn)行隨機(jī)分配[9,12]，1篇按住院號進(jìn)行隨機(jī)分配[19]，隨機(jī)數(shù)字的產(chǎn)生均屬于高風(fēng)險；其余5篇僅提及隨機(jī)分組字樣，并未說明具體隨機(jī)方法，偏倚風(fēng)險不清楚。需要強(qiáng)調(diào)的是所有文獻(xiàn)均未說明是否分配隱藏，偏倚風(fēng)險不清楚。所有文獻(xiàn)均未提及是否使用盲法。有1篇文獻(xiàn)報告出現(xiàn)失訪情況[12]，余13篇文獻(xiàn)數(shù)據(jù)與參與人數(shù)相同不存在隨訪偏倚情況。值得注意的是所有文獻(xiàn)均不能明確是否存在報告偏倚及其他偏倚來源可能。通過上述情況分析，從Cochrane偏倚風(fēng)險結(jié)果圖可明顯看出，14篇文獻(xiàn)的偏倚風(fēng)險均較高，文獻(xiàn)質(zhì)量普遍較低。

圖2 偏倚風(fēng)險評估

2.4 Meta分析結(jié)果 有6篇對患者KPS評分進(jìn)行了研究[6,10,12,14-15,17]，共納入489例患者，干預(yù)組247例，對照組242例。應(yīng)用Meta分析比較復(fù)方斑蝥膠囊聯(lián)合化療與單用化療對患者生活質(zhì)量的改善情況，以RR值作為合并效應(yīng)量，由于各研究間統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性?。↖2=0%，P=0.72），選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示干預(yù)組的KPS評分改善情況顯著優(yōu)于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（RR=1.30,95%CI=[1.15,1.47], Z=4.24,P＜0.001），見圖3。

圖3 KPS評分森林圖

有11篇評估了不良反應(yīng)情況[6-8,10-14,16-18]，涉及神經(jīng)毒性、胃腸道反應(yīng)、骨髓抑制、肝腎功能損害。由于各文獻(xiàn)對不良反應(yīng)研究細(xì)化程度不一，部分文獻(xiàn)對胃腸道反應(yīng)細(xì)分為惡心嘔吐、腹瀉、腹痛、便秘等進(jìn)行研究；部分文獻(xiàn)將骨髓抑制細(xì)分為白細(xì)胞減少、血小板減少、中性粒細(xì)胞減少、貧血等進(jìn)行研究；部分文獻(xiàn)將肝腎功能損害細(xì)分為腎功能損害、肝功能損害進(jìn)行研究。本研究根據(jù)所納入文獻(xiàn)的具體情況，僅對涉及文獻(xiàn)數(shù)量較多的不良反應(yīng)指標(biāo)進(jìn)行合并分析。

本研究對胃腸道反應(yīng)[8，10，18]（3項研究，283例）、骨髓抑制[8，10，13]（3項研究，316例）、神經(jīng)毒性[10，12-14，16-17]（6項研究，565例）、肝腎功能損害[6，8，12-14，17-18]（7 項研究，628 例）發(fā)生率分別進(jìn)行Meta分析，以RR值作為合并效應(yīng)量，由于各研究間同質(zhì)性好（胃腸道反應(yīng)I2=18%，P=0.29、骨髓抑制I2=34%，P=0.22、神經(jīng)毒性I2=0%，P=0.55、肝腎功能損害I2=0%，P=0.65），選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行合并效應(yīng)分析。結(jié)果顯示干預(yù)組的胃腸道反應(yīng)、骨髓抑制、神經(jīng)毒性、肝腎功能損害發(fā)生率均明顯低于對照組（胃腸道反 應(yīng) RR=0.43，95%CI=[0.27，0.69]，Z=3.51，P=0.0004、 骨髓抑制 RR=0.38，95%CI=[0.17，0.85]，Z=2.35，P=0.02、 神經(jīng)毒性 RR=0.45，95%CI=[0.28，0.75]，Z=3.11，P=0.002、肝腎功能損害 RR=0.58，95%CI=[0.38，0.89]，Z=2.51，P＜0.01），具體結(jié)果見圖4。

圖4 胃腸道反應(yīng)、骨髓抑制、神經(jīng)毒性、肝腎功能損害不良反應(yīng)森林圖

研究還對惡心嘔吐[6-7，11-14，16-17]（8項研究，672 例 ）、 腹 瀉[6-7，10，12，14，16]（6 項 研 究，514例）、白細(xì)胞減少[6-8，13-14，17]（6項研究，543例）、血小板減少[6-8，11-12，16]（6項研究，472例）發(fā)生率進(jìn)行Meta合并分析。以RR值作為合并效應(yīng)量，由于各研究間異質(zhì)性?。◥盒膰I吐 I2=40%，P=0.12、 腹 瀉 I2=0%，P=0.60、 白細(xì)胞減少I2=0%，P=0.48、血小板減少I2=0%，P=0.77），選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行合并效應(yīng)分析，結(jié)果顯示干預(yù)組的惡心嘔吐、腹瀉、白細(xì)胞減少、血小板減少發(fā)生率均顯著低于對照組（惡心嘔吐RR=0.67，95%CI=[0.55，0.82]，Z=3.84，P＜ 0.001、腹 瀉 RR=0.65，95%CI=[0.45，0.94]，Z=2.32，P=0.02、白細(xì)胞減少 RR=0.46，95%CI=[0.34，0.62]，Z=5.05，P＜ 0.00001、 血小板減少 RR=0.48，95%CI=[0.35，0.66]，Z=4.43，P＜ 0.001）， 差異有統(tǒng)計學(xué)意義，見圖5。

圖5 惡心嘔吐、腹瀉、白細(xì)胞減少、血小板減少不良反應(yīng)森林圖

有 6 篇將免疫功能作為結(jié)局指標(biāo)[6，8，10，13，15，18]，主 要 以 CD3+、CD4+、CD8+、CD4+/CD8+、NK、IgA、IgG、IgM作為免疫功能評估，本研究根據(jù)納入文獻(xiàn)的數(shù)量及可評估性，僅對CD3+(6項研究，523 例 )[6，8，10，13，15，18]、CD4+(6 項 研 究，523 例 )[6，8，10，13，15，18]及 CD8+（5 項研究，425例 )[6，10，13，15，18]、CD4+/CD8+(6 項 研 究，523例 )[6，8，10，13，15，18]進(jìn)行 Meta 分析。由于本部分研究中各文獻(xiàn)采用了不同的測量方法或單位，且不同研究數(shù)據(jù)間均數(shù)差異性偏大，所以用標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差（SMD）作為合并效應(yīng)量，由于各研究間統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性大(CD3+:I2=97%，P＜0.001、CD4+:I2=98%，P＜0.001、 CD8+:I2=95%，P＜0.001、 CD4+/CD8+:I2=97%，P＜0.001)，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行合并分析。結(jié)果顯示干預(yù)組治療前后的免疫功能改變與對照組差異無統(tǒng)計學(xué)意義（CD3+:SMD=0.7，95%CI=[-0.52，1.92]，Z=1.12，P=0.26、CD4+: SMD=-0.15，95%CI=[-1.76，1.46]，Z=0.18，P=0.85、CD8+:SMD=-0.60，95%CI=[-1.49，0.29]，Z=1.33，P=0.18、CD4+/CD8+:SMD=0.96，95%CI=[-0.15，2.06]，Z=1.70，P=0.09），見圖 6。各研究間異質(zhì)性過于明顯，對單個文獻(xiàn)逐一進(jìn)行敏感性分析，結(jié)果提示異質(zhì)性仍然很高，說明異質(zhì)性并非來源于某個文獻(xiàn)，故無法通過排除個別文獻(xiàn)降低異質(zhì)性，且納入的研究數(shù)量＜10篇，不能做Meta回歸分析探究異質(zhì)性來源，僅進(jìn)行定性描述，根據(jù)對比所納入文獻(xiàn)的的臨床學(xué)、方法學(xué)特點以及參與研究者的討論，考慮異質(zhì)性可能與腫瘤類型、化療方案、年齡等因素的不一致有關(guān)。

圖6 免疫指標(biāo)CD3+、CD4+、CD8+、CD4+/CD8+森林圖

有10篇報道了臨床總有效率[7-9，11-16，19]，共納入805例患者，干預(yù)組401例，對照組404例。應(yīng)用Meta分析比較復(fù)方斑蝥膠囊聯(lián)合化療治療惡性腫瘤的臨床總有效率（CR+PR），以RR值作為合并效應(yīng)量，由于各研究間統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性?。↖2=0%，P=0.51），選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示干預(yù)組的療效顯著優(yōu)于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（RR=1.61，95%CI=[1.37，1.89]，Z=5.82，P＜0.001），見圖7。

圖7 臨床總有效率森林圖

2.5 發(fā)表偏倚檢測 對≥10篇文獻(xiàn)的結(jié)局指標(biāo)(臨床總有效率10篇)，使用Stata軟件的漏斗圖及Egger檢驗進(jìn)行發(fā)表偏倚的定性和定量檢測。漏斗圖定性分析結(jié)果顯示：研究所代表圓圈分布不均勻、不對稱，個別落在漏斗圖外，提示可能存在發(fā)表偏倚；運用Egger檢驗進(jìn)一步定量分析，由于RR值屬于偏態(tài)分布，將RR值取對數(shù)進(jìn)行正態(tài)分布轉(zhuǎn)換后進(jìn)行Egger檢驗，結(jié)果顯示臨床總有效率（t=1.96，P=0.086）存在發(fā)表偏倚。偏倚分析結(jié)果，以客觀性定量分析的Egger檢驗結(jié)果為準(zhǔn)，見圖8。

圖8 發(fā)表偏倚

3 討論

中醫(yī)認(rèn)為“虛、毒、痰、瘀”是癌癥主要的病因病機(jī)[20]，其多由于正氣內(nèi)虛，感受邪毒，飲食起居失節(jié)，情志拂郁，宿有舊疾等，營衛(wèi)凝澀，臟腑功能失調(diào)，產(chǎn)生痰、瘀、熱毒等系列病理變化，然后隨其氣所阻塞之處，血為瘀積，日久積漸而成的一類惡性疾病?？倢俦咎摌?biāo)實之證，因虛致實，虛實相兼，整體虛與局部實互見，巖病到達(dá)晚期干血內(nèi)結(jié)，牢不可拔，新血不生，氣血不得周灌，則出現(xiàn)氣血陰陽俱損的虛勞病癥。復(fù)方斑蝥膠囊是以斑蝥、刺五加、莪術(shù)、熊膽粉、人參、三棱、山茱萸、甘草、黃芪、半枝蓮、女貞子遣方組成的中藥復(fù)方，方中斑蝥、莪術(shù)、三棱活血化瘀，消積以去其干血；人參、黃芪、刺五加、山茱萸、女貞子健脾補(bǔ)腎；半枝蓮、熊膽粉清熱解毒化瘀，甘草益氣和中，諸藥相和，消中有補(bǔ)，寓補(bǔ)于消，扶正以固其本，清熱化瘀、健脾化痰以治其標(biāo)，使破血不傷正，瘀去而新生?，F(xiàn)代藥理研究表明：斑蝥素選擇性地抑制蛋白磷酸酶2(PP2A)，可以抑制多種致癌激酶(ERK、PKC和NF-κB)[21-22]。體外研究表明斑蝥素能抑制多種癌細(xì)胞的存活和轉(zhuǎn)移[23-26]。人參皂苷[27-28]、黃芪多糖[29]能調(diào)節(jié)人體免疫功能，增強(qiáng)抗病能力，黃芪多糖還通過調(diào)節(jié)炎癥級聯(lián)反應(yīng)，改善惡病質(zhì)患者癥狀[30]。半枝蓮能抑制腫瘤細(xì)胞的增殖和轉(zhuǎn)移，促進(jìn)腫瘤細(xì)胞凋亡[31]。三棱、莪術(shù)可通過改善炎癥微環(huán)境、抗血管生成等方式，作用于腫瘤微環(huán)境以抑制腫瘤進(jìn)展[32]。

本研究對納入的14篇文獻(xiàn)進(jìn)行了敏感性分析驗證結(jié)果的穩(wěn)定性，結(jié)果顯示在各個結(jié)局指標(biāo)中，同質(zhì)性好的指標(biāo)（臨床總有效率、KPS評分、不良反應(yīng)發(fā)生率），Meta分析結(jié)果受單個文獻(xiàn)的影響很小，結(jié)果穩(wěn)定性高；而免疫功能的各項指標(biāo)異質(zhì)性明顯，Meta分析結(jié)果受單個文獻(xiàn)影響相對較大，但結(jié)果性質(zhì)未發(fā)生改變，統(tǒng)計學(xué)差異未發(fā)生轉(zhuǎn)變。由于所納入的研究數(shù)量過少（＜10篇），不能做Meta回歸分析探究異質(zhì)性來源，未來尚需增加更多高質(zhì)量臨床文獻(xiàn)，才能得到可信的臨床依據(jù)。

綜上所述，現(xiàn)有證據(jù)表明，復(fù)方斑蝥膠囊聯(lián)合化療治療消化道惡性腫瘤，在改善患者生活質(zhì)量方面較單純化療治療具有優(yōu)勢，且對化療具有協(xié)同增效作用。但由于受納入研究的質(zhì)量和數(shù)量的限制，以上結(jié)論尚待增加更多高質(zhì)量研究予以驗證。