張瑩雪，孫鳳霞，李曉玲

(1.首都醫(yī)科大學(xué)附屬北京中醫(yī)醫(yī)院感染科，北京 100010；2.北京中醫(yī)藥大學(xué)研究生院，北京 100029)

1 資料與方法

1.1 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

納入標(biāo)準(zhǔn)：(1)研究類(lèi)型為隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)。(2)研究對(duì)象為符合《慢性乙型肝炎防治指南(2019年版)》[3]中乙型肝炎肝硬化診斷標(biāo)準(zhǔn)的患者。(3)干預(yù)措施為安絡(luò)化纖丸聯(lián)合恩替卡韋。(4)對(duì)照措施為恩替卡韋。(5)結(jié)局指標(biāo)包括肝纖維化指標(biāo)[透明質(zhì)酸(HA)、層粘連蛋白(LN)、Ⅲ型前膠原(PC-Ⅲ)及Ⅳ型膠原蛋白(Ⅳ-C)]、影像學(xué)指標(biāo)[門(mén)靜脈內(nèi)徑、脾厚度、門(mén)靜脈內(nèi)徑改善率、脾靜脈內(nèi)徑改善率]和不良反應(yīng)等。

排除標(biāo)準(zhǔn)：抄襲或者剽竊的文獻(xiàn)；重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)；重要數(shù)據(jù)缺失，無(wú)法進(jìn)行分析的文獻(xiàn)；非中英文文獻(xiàn)。

1.2 文獻(xiàn)檢索策略

檢索中國(guó)知網(wǎng)(CNKI)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)(Wanfang Data)、維普數(shù)據(jù)庫(kù)(VIP)、中國(guó)生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(kù)(CBM)、PubMed、Embase及the Cochrane Library，截止時(shí)間為2021年11月6日。結(jié)合PICOS原則，在檢索時(shí)將研究關(guān)鍵詞分解為“P：乙肝肝硬化”“I：安絡(luò)化纖丸+恩替卡韋”“C：恩替卡韋”“O：肝硬化指標(biāo)、影像學(xué)指標(biāo)、不良反應(yīng)”和“S：隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)”。因此，進(jìn)一步以“乙肝”“乙型肝炎”“肝硬化”“安絡(luò)化纖丸”“恩替卡韋”和“隨機(jī)”為中文檢索詞；以“entecavir”“anluohuaxian”“hepatitis B”和“cirrhosis”為英文檢索詞，以不同的組合方式進(jìn)行檢索，各數(shù)據(jù)庫(kù)交叉檢索，避免重復(fù)和遺漏。

1.3 資料提取

提取的資料主要包括研究者信息(姓名、發(fā)表時(shí)間)、研究信息(樣本量、患者年齡、診斷、干預(yù)措施、療程和結(jié)局指標(biāo)等)。由2名研究者獨(dú)立完成并交叉核對(duì)，如果存在分歧，則與第3名研究者討論決定。

1.4 質(zhì)量評(píng)價(jià)

質(zhì)量評(píng)價(jià)嚴(yán)格按照Cochrane協(xié)作網(wǎng)的偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具執(zhí)行。共7個(gè)條目：隨機(jī)序列生成、隨機(jī)序列隱藏、受試者及研究人員的盲法、結(jié)局評(píng)價(jià)者盲法、結(jié)局?jǐn)?shù)據(jù)的完整性、選擇性結(jié)局報(bào)告及其他偏倚，并針對(duì)每條目的偏倚做出判斷，評(píng)價(jià)納入研究的方法學(xué)質(zhì)量。由2名研究者獨(dú)立完成并交叉核對(duì)，產(chǎn)生分歧時(shí)，與第3名研究者討論決定。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用RevMan 5.3統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。計(jì)數(shù)資料用相對(duì)危險(xiǎn)度(RR)及其95%置信區(qū)間(CI)表示，計(jì)量資料用均數(shù)差(MD)及其95%CI表示。若異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果為P>0.10時(shí)，多個(gè)研究的異質(zhì)性無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；若P≤0.10，多個(gè)研究的異質(zhì)性有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。通過(guò)I2分析各研究間的異質(zhì)性，I2≤25%，異質(zhì)性較小，采用固定效應(yīng)模型；25%75%，則認(rèn)為其為高異質(zhì)性，不進(jìn)行效應(yīng)量合并，對(duì)其進(jìn)行描述性分析，并通過(guò)亞組分析和回歸分析，盡量找出異質(zhì)性來(lái)源[7]。當(dāng)納入文獻(xiàn)數(shù)量≥10篇時(shí)，繪制倒漏斗圖，分析判斷納入研究發(fā)表偏倚情況。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)篩選流程與結(jié)果

根據(jù)檢索策略檢索出169篇文獻(xiàn)，排除重復(fù)文獻(xiàn)并進(jìn)行逐層篩選后，最終納入26篇文獻(xiàn)進(jìn)行分析，見(jiàn)圖1。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程與結(jié)果

2.2 納入文獻(xiàn)的基本特征

最終納入26篇文獻(xiàn)[8-33]，共2 663例患者(研究組患者1 339例，對(duì)照組患者1 324例)。納入文獻(xiàn)的基本特征見(jiàn)表1。

表1 納入文獻(xiàn)的基本特征

2.3 納入研究的質(zhì)量評(píng)價(jià)

納入的26項(xiàng)研究均為低至中度偏倚風(fēng)險(xiǎn)，部分研究是否采用分配隱藏及盲法不清楚。納入研究的偏倚風(fēng)險(xiǎn)圖見(jiàn)圖2。

圖2 納入研究的偏倚風(fēng)險(xiǎn)圖

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1 HA：23項(xiàng)研究[8-9，12-18，20-33]報(bào)告了治療后的HA水平，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示，P<0.001，I2=98%，異質(zhì)性過(guò)高，不建議合并。為了尋找異質(zhì)性來(lái)源，將各項(xiàng)研究的樣本量、平均年齡、平均病程和療程作為自變量進(jìn)行亞組分析，異質(zhì)性結(jié)果均未見(jiàn)明顯改變。對(duì)不同分期進(jìn)行亞組分析，代償期亞組共納入4項(xiàng)研究[9，14，23，28]，失代償期亞組共納入4項(xiàng)研究[20-22，26]，其余研究未進(jìn)行分期。結(jié)果顯示，代償期和失代償期亞組中各研究間的異質(zhì)性均明顯降低(P=0.17，I2=40%；P=0.85，I2=0%)，未進(jìn)行分期的研究異質(zhì)性仍高，且將代償期與失代償期合并后，異質(zhì)性明顯升高(P<0.001，I2=97%)，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型。Meta分析結(jié)果顯示，代償期研究組患者的HA水平明顯低于對(duì)照組(MD=-59.97，95%CI=-68.15～-51.79)，失代償期研究組患者的HA水平也明顯低于對(duì)照組(MD=-145.04，95%CI=-154.92～-135.17)，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，見(jiàn)圖3。

2.4.2 LN：23項(xiàng)研究[8-9，12-18，20-33]報(bào)告了治療后的LN水平，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示，P<0.001，I2=97%，異質(zhì)性過(guò)高，不建議合并。為了尋找異質(zhì)性來(lái)源，將各項(xiàng)研究的樣本量、平均年齡、平均病程和療程作為自變量進(jìn)行亞組分析，異質(zhì)性結(jié)果均未見(jiàn)明顯改變。對(duì)不同分期進(jìn)行亞組分析，代償期亞組共納入4項(xiàng)研究[9，14，23，28]，失代償期亞組共納入4項(xiàng)研究[20-22，26]，其余研究未進(jìn)行分期。結(jié)果顯示，代償期亞組中各研究間的異質(zhì)性仍高(P<0.001，I2=94%)，對(duì)其進(jìn)行敏感性分析，發(fā)現(xiàn)刪除文獻(xiàn)[28]后該組的異質(zhì)性明顯降低(P=0.2，I2=37%)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型，Meta分析結(jié)果顯示，代償期研究組患者的LN水平明顯低于對(duì)照組(MD=-62.20，95%CI=-78.15～-46.25)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)；失代償期亞組中各研究間的異質(zhì)性有所降低(P=0.003，I2=79%)，對(duì)其進(jìn)行敏感性分析，發(fā)現(xiàn)刪除文獻(xiàn)[20]后該組的異質(zhì)性降低(P=0.07，I2=62%)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型，Meta分析結(jié)果顯示，失代償期研究組患者的LN水平明顯低于對(duì)照組(MD=-86.38，95%CI=-105.77～-66.98)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，見(jiàn)圖4。

A.23篇文獻(xiàn)；B.亞組分析

2.4.3 PC-Ⅲ：21項(xiàng)研究[8-9，12-18，21-30，32-33]報(bào)告了治療后的PC-Ⅲ水平，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示，P<0.001，I2=99%，異質(zhì)性過(guò)高，不建議合并。為了尋找異質(zhì)性來(lái)源，將各項(xiàng)研究的樣本量、平均年齡、平均病程和療程作為自變量進(jìn)行亞組分析，異質(zhì)性結(jié)果均未見(jiàn)明顯改變。對(duì)不同分期進(jìn)行亞組分析，代償期亞組共納入4項(xiàng)研究[9，14，23，28]，失代償期亞組共納入3項(xiàng)研究[21-22，26]，其余研究未進(jìn)行分期。結(jié)果顯示，代償期亞組中各研究間的異質(zhì)性仍高(P<0.001，I2=100%)，敏感性分析未對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響，僅對(duì)其進(jìn)行描述性分析，4項(xiàng)研究的結(jié)果均提示，代償期研究組患者的PC-Ⅲ水平明顯優(yōu)于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)；失代償期亞組中各研究間的異質(zhì)性明顯降低(P=0.73，I2=0%)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型，Meta分析結(jié)果顯示，失代償期研究組患者的PC-Ⅲ水平明顯低于對(duì)照組(MD=-131.05，95%CI=-142.53～-119.56)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，見(jiàn)圖5。

A.21篇文獻(xiàn)；B.亞組分析

2.4.4 Ⅳ-C：17項(xiàng)研究[9，12-13，16-17，20-28，30,32-33]報(bào)告了治療后的Ⅳ-C水平，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示，P<0.001，I2=96%，異質(zhì)性過(guò)高，不建議合并。為了尋找異質(zhì)性來(lái)源，將各項(xiàng)研究的樣本量、平均年齡、平均病程和療程作為自變量進(jìn)行亞組分析，異質(zhì)性結(jié)果均未見(jiàn)明顯改變。對(duì)不同分期進(jìn)行亞組分析，代償期亞組共納入3項(xiàng)研究[9，23，28]，失代償期亞組共納入4項(xiàng)研究[20-22，26]，其余研究未進(jìn)行分期。結(jié)果顯示，代償期亞組各研究間的異質(zhì)性仍高(P<0.001，I2=91%)，對(duì)其進(jìn)行敏感性分析，發(fā)現(xiàn)刪除文獻(xiàn)[28]后該組的異質(zhì)性明顯降低(P=0.28，I2=15%)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型，Meta分析結(jié)果顯示，代償期研究組患者的Ⅳ-C水平明顯低于對(duì)照組(MD=-48.02，95%CI=-54.19～-41.85)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)；失代償期亞組各研究間的異質(zhì)性稍有降低(P<0.001，I2=89%)，對(duì)其進(jìn)行敏感性分析，發(fā)現(xiàn)刪除文獻(xiàn)[20]后該組的異質(zhì)性明顯降低(P=0.15，I2=48%)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型，Meta分析結(jié)果顯示，失代償期研究組患者的Ⅳ-C水平明顯低于對(duì)照組(MD=-108.22，95%CI=-122.49～-93.95)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，見(jiàn)圖6。

A.17篇文獻(xiàn)；B.亞組分析

2.4.5 門(mén)靜脈內(nèi)徑：8項(xiàng)研究[8-11，14-15，24-25]報(bào)告了治療后的門(mén)脈內(nèi)徑，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示，P<0.001，I2=86%，敏感性分析發(fā)現(xiàn)，刪除文獻(xiàn)[9]和文獻(xiàn)[15]后該組的異質(zhì)性明顯降低(P=0.005，I2=70%)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型，Meta分析結(jié)果顯示，研究組患者的門(mén)靜脈內(nèi)徑明顯小于對(duì)照組(MD=-0.07，95%CI=-0.14～-0.01)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，見(jiàn)圖7。

A.8篇文獻(xiàn)；B.剔除2篇文獻(xiàn)后

2.4.6 脾厚度：3項(xiàng)研究[9，24-25]報(bào)告了治療后的脾厚度，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示，P=0.2，I2=13%，采用固定效應(yīng)模型，Meta分析結(jié)果顯示，研究組患者的脾厚度明顯小于對(duì)照組(MD=-3.28，95%CI=-4.10～-2.46)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，見(jiàn)圖8。

圖8 兩組患者脾厚度比較的Meta分析森林圖

2.4.7 門(mén)靜脈內(nèi)徑改善率：3項(xiàng)研究[13，16，29]報(bào)告了治療后的門(mén)靜脈內(nèi)徑改善率，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示，P=0.33，I2=9%，采用固定效應(yīng)模型，Meta分析結(jié)果顯示，研究組患者的門(mén)靜脈內(nèi)徑改善率明顯高于對(duì)照組(RR=1.55，95%CI=1.37～1.75)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，見(jiàn)圖9。

圖9 兩組患者門(mén)靜脈內(nèi)徑改善率比較的Meta分析森林圖

2.4.8 脾靜脈內(nèi)徑改善率：3項(xiàng)研究[13，16，29]報(bào)告了治療后的脾靜脈內(nèi)徑改善率，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示，P=0.96，I2=0%，采用固定效應(yīng)模型，Meta分析結(jié)果顯示，研究組患者的脾靜脈內(nèi)徑改善率明顯高于對(duì)照組(RR=1.77，95%CI=1.52～2.06)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，見(jiàn)圖10。

圖10 兩組患者脾靜脈內(nèi)徑改善率比較的Meta分析森林圖

2.4.9 不良反應(yīng)：10篇文獻(xiàn)[9，13，15-16，18-19，21，29，31，33]報(bào)告了不良反應(yīng)。其中，1篇文獻(xiàn)[15]報(bào)告研究組患者出現(xiàn)不良反應(yīng)2例，對(duì)照組患者出現(xiàn)不良反應(yīng)8例，具體不詳。1篇文獻(xiàn)[31]報(bào)告研究組患者出現(xiàn)發(fā)熱及惡心各2例，關(guān)節(jié)酸痛1例；對(duì)照組患者出現(xiàn)發(fā)熱、關(guān)節(jié)酸痛、惡心各1例，兩組患者不良反應(yīng)發(fā)生率的差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。1篇文獻(xiàn)[33]報(bào)告研究組患者白細(xì)胞減少、血紅蛋白降低和惡心嘔吐的發(fā)生率明顯優(yōu)于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。其余7篇文獻(xiàn)提及兩組患者均未發(fā)生嚴(yán)重的不良反應(yīng)。

2.4.10 發(fā)表偏倚：選擇本研究中數(shù)據(jù)較多的指標(biāo)HA繪制倒漏斗圖，評(píng)估發(fā)表偏倚，結(jié)果顯示，倒漏斗圖散點(diǎn)左右分布不對(duì)稱(chēng)，提示納入研究存在發(fā)表偏倚的可能性，也可能與納入的研究多為小樣本、方法學(xué)質(zhì)量偏低等有關(guān)，見(jiàn)圖11。

圖11 HA比較的倒漏斗圖

3 討論

安絡(luò)化纖丸由地黃、三七、水蛭、僵蠶、地龍、白術(shù)、郁金、牛黃、瓦楞子、牡丹皮、大黃、生麥芽、雞內(nèi)金和水牛角濃縮粉等組成[34]。方中，三七、地黃、水牛角、水蛭、牡丹皮、郁金和大黃涼血活血化瘀；僵蠶、地龍、牛黃和瓦楞子軟堅(jiān)散結(jié)通絡(luò)；白術(shù)、生麥芽和雞內(nèi)金理氣健脾養(yǎng)肝，培護(hù)正氣；諸藥合用，共奏健脾養(yǎng)肝、涼血活血、軟堅(jiān)散結(jié)之功?，F(xiàn)代藥理學(xué)研究結(jié)果表明，安絡(luò)化纖丸能夠疏通肝臟血流，消除肝臟炎癥，促進(jìn)肝纖維降解和吸收[35]。

本次Meta分析結(jié)果顯示，安絡(luò)化纖丸與恩替卡韋聯(lián)合應(yīng)用方案在降低乙型肝炎肝硬化代償期HA、LN、Ⅳ-C水平以及失代償期HA、LN、PC-Ⅲ、Ⅳ-C水平，縮小門(mén)靜脈直徑、脾厚度，提高門(mén)靜脈內(nèi)徑改善率及脾靜脈內(nèi)徑改善率方面，均明顯優(yōu)于單用恩替卡韋治療，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。對(duì)代償期患者的PC-Ⅲ水平進(jìn)行描述性分析，4項(xiàng)研究的結(jié)果均提示治療后研究組患者的PC-Ⅲ水平明顯優(yōu)于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。對(duì)不良反應(yīng)進(jìn)行描述性分析，發(fā)現(xiàn)安絡(luò)化纖丸的安全性較高。本研究結(jié)果提示，聯(lián)合用藥在治療肝硬化的過(guò)程中對(duì)于抗肝纖維化、延緩肝硬化有重要意義。

肝纖維化指標(biāo)的Meta分析中，各研究間存在較大異質(zhì)性，為了尋找異質(zhì)性來(lái)源，將各項(xiàng)研究的樣本量、平均年齡、平均病程、療程和肝硬化分期作為自變量進(jìn)行了亞組分析，通過(guò)不同分期的亞組分析發(fā)現(xiàn)，肝硬化代償期及失代償期亞組各研究間的異質(zhì)性分別降低，未分期亞組各研究間的異質(zhì)性仍高，且將代償期與失代償期合并后，異質(zhì)性明顯升高，提示分期很可能是異質(zhì)性來(lái)源之一；其余亞組分析中異質(zhì)性結(jié)果未見(jiàn)明顯改變。LN與Ⅳ-C的亞組分析中均發(fā)現(xiàn)，代償期亞組刪除文獻(xiàn)[28]、失代償期亞組刪除文獻(xiàn)[20]后，其異質(zhì)性明顯降低，考慮可能與用藥頻次、療程及患者肝纖維化程度不同有關(guān)。門(mén)靜脈直徑的分析中，敏感性分析提示異質(zhì)性來(lái)源于文獻(xiàn)[9]和文獻(xiàn)[15]，考慮可能與患者年齡及對(duì)照組用藥劑量有關(guān)。

本研究存在一定的局限性：(1)所納入研究大部分為小樣本、低質(zhì)量研究，部分文獻(xiàn)對(duì)于隨機(jī)方法、分配隱藏及盲法報(bào)道不全；(2)納入文獻(xiàn)為公開(kāi)發(fā)表的中英文文獻(xiàn)，未將灰色文獻(xiàn)及其他語(yǔ)言的文獻(xiàn)納入，可能存在偏倚；(3)所納入的文獻(xiàn)未對(duì)中醫(yī)癥狀的改善進(jìn)行描述，故本研究缺少中醫(yī)癥狀相關(guān)的結(jié)局指標(biāo)；(4)研究周期可能對(duì)結(jié)局產(chǎn)生影響，本研究未統(tǒng)一治療的觀察時(shí)間、用藥頻次和藥量，可能會(huì)對(duì)研究結(jié)論產(chǎn)生影響。

綜上所述，本研究采用Meta分析對(duì)安絡(luò)化纖丸聯(lián)合恩替卡韋治療乙型肝炎肝硬化的臨床隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)的研究結(jié)果進(jìn)行合并分析，為安絡(luò)化纖丸的臨床應(yīng)用提供了較好的依據(jù)。但現(xiàn)有的研究還不夠完善，期待將來(lái)有更多高質(zhì)量的多中心、隨機(jī)、雙盲對(duì)照的臨床試驗(yàn)，并嚴(yán)格按照研究方案實(shí)施，對(duì)隨機(jī)方案的產(chǎn)生、分配隱藏、盲法、結(jié)局指標(biāo)、不良反應(yīng)和隨訪等進(jìn)行詳細(xì)報(bào)告，以期更好地服務(wù)臨床。