潘元燦，陳 棟，王 玥，盧泰成，陳 星，馬婷婷，張 怡，王笑民

（1.首都醫(yī)科大學(xué)附屬北京中醫(yī)醫(yī)院， 北京 100010；2.北京中醫(yī)藥大學(xué)， 北京100029）

目前，在全世界范圍內(nèi)的女性腫瘤患者中，乳腺癌是最常見(jiàn)的惡性腫瘤，約占女性惡性腫瘤的24.5%，且在惡性腫瘤相關(guān)的死亡中約占15.5%，腫瘤類(lèi)型以能接受內(nèi)分泌治療的激素受體陽(yáng)性為主［1，2］?；颊叩闹委煼桨笧橐允中g(shù)切除病灶為主，且在術(shù)后接受規(guī)范內(nèi)分泌藥物治療的綜合治療方案。手術(shù)治療雖然是臨床治療乳腺癌患者的常見(jiàn)方法，但對(duì)于部分患者而言仍然存在復(fù)發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)［3］。乳腺癌患者總體5 年生存率較高，約為89%，但存在轉(zhuǎn)移的情況下，生存率下降至25%［4］；Pan［5］研究表明，乳腺癌患者復(fù)發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)與患者最初T、N 狀態(tài)密切相關(guān)，T2N4-9 的復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)可高達(dá)41%，嚴(yán)重危險(xiǎn)患者的生命健康；而內(nèi)分泌藥物的應(yīng)用，常用藥物為雌激素拮抗劑和芳香化酶抑制劑，在持續(xù)治療5 年的情況下，對(duì)雌激素受體（ER）陽(yáng)性的早期乳腺癌癥患者可顯著降低治療期間和治療后的復(fù)發(fā)率；并且內(nèi)分泌治療持續(xù)到5 年以上可以進(jìn)一步下降乳腺癌的復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，但同時(shí)也會(huì)產(chǎn)生額外的不良反應(yīng)。內(nèi)分泌治療降低腫瘤患者復(fù)發(fā)率的主要機(jī)制，是通過(guò)調(diào)節(jié)人體內(nèi)腫瘤細(xì)胞生存與發(fā)展所必不可少的內(nèi)分泌激素環(huán)境，從而抑制腫瘤細(xì)胞的生長(zhǎng)，減少腫瘤患者的復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)［6］。內(nèi)分泌治療的同時(shí)，會(huì)對(duì)子宮內(nèi)膜產(chǎn)生不良的影響，子宮內(nèi)膜增厚為不良影響之一，異常子宮出血是其臨床癥狀之一，對(duì)女性的生殖健康以及生活質(zhì)量造成了極大的困擾［7］。而中草藥的運(yùn)用在治療子宮內(nèi)膜增厚方面有著悠久的、豐富的臨床經(jīng)驗(yàn)；茲對(duì)乳腺癌術(shù)后聯(lián)合中草藥干預(yù)內(nèi)分泌治療期間子宮內(nèi)膜增厚的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)（RCT）文獻(xiàn)進(jìn)行Meta 分析，為中草藥治療乳腺癌術(shù)后內(nèi)分泌治療期間子宮內(nèi)膜增厚的療效提供循證醫(yī)學(xué)依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

篩選乳腺癌術(shù)后內(nèi)分泌治療期間子宮內(nèi)膜增厚聯(lián)合中草藥干預(yù)的RCT。檢索CBM、CNKI、萬(wàn)方數(shù)據(jù)、維普網(wǎng)、PubMed、Embase、Cochrane。中文檢索式：（乳腺腫瘤OR 乳腺癌OR 乳巖OR 乳癌）AND（內(nèi)分泌治療）AND（子宮內(nèi)膜OR 子宮內(nèi)膜增厚OR 子宮內(nèi)膜增生）AND（中醫(yī)OR 中西醫(yī)OR 中藥OR 中醫(yī)藥OR 傳統(tǒng)醫(yī)藥）AND（隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)OR 隨機(jī)OR 對(duì)照OR 試驗(yàn)）。英文檢索式：（Breast Neoplasms OR Breast Tumor OR Breast Cancer）AND （Endocrine therapy） AND （endometrium OR endometrial hyperplasia OR endometrial thickening）AND （Traditional Chinese Medicine OR Chinese Traditional Medicine combined with Western medicine OR Chinese Herbal Drugs OR Chinese Medicine Herb） AND （Random controlled trials OR random OR control OR trials）。檢索范圍為數(shù)據(jù)庫(kù)建立起至2023 年1 月。文獻(xiàn)不限發(fā)表類(lèi)型，限定語(yǔ)種為中英文文獻(xiàn)。

1.2 納入標(biāo)準(zhǔn)

（1）研究類(lèi)型：乳腺癌術(shù)后聯(lián)合中草藥干預(yù)內(nèi)分泌治療期間子宮內(nèi)膜增厚的RCT；（2）研究對(duì)象：乳腺癌術(shù)后內(nèi)分泌治療期間子宮內(nèi)膜增厚的患者；（3）干預(yù)/對(duì)照措施：治療組為中草藥聯(lián)合常規(guī)內(nèi)分泌治療藥物，對(duì)照組為常規(guī)內(nèi)分泌治療藥物。

1.3 排除標(biāo)準(zhǔn)

（1）非隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)，比如個(gè)案類(lèi)、綜述類(lèi)、理論探討類(lèi)、動(dòng)物實(shí)驗(yàn)類(lèi)文獻(xiàn)等；（2）重復(fù)的文獻(xiàn)；（3）不可獲得全文的文獻(xiàn)；（4）不含結(jié)局指標(biāo)以及結(jié)局指標(biāo)不相關(guān)的文獻(xiàn)。

1.4 結(jié)局指標(biāo)

主要結(jié)局指標(biāo)：子宮內(nèi)膜厚度；次要結(jié)局指標(biāo)，KPS 評(píng)分、改良Kupperman 評(píng)分、中醫(yī)臨床癥狀積分、CA153、CEA、FSH、E2。

1.5 數(shù)據(jù)篩選與資料提取

一名研究者根據(jù)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)使用Endnote軟件獨(dú)立篩選文獻(xiàn)，并提取文獻(xiàn)的相關(guān)數(shù)據(jù)（年齡、樣本量、干預(yù)措施、結(jié)局指標(biāo)），另一名研究者對(duì)篩選出的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行審核。當(dāng)2 名研究者意見(jiàn)不一致時(shí)，需要第3 名研究者參與討論，以得出最終結(jié)論。

1.6 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)

兩名研究者根據(jù)Cochrane 協(xié)作網(wǎng)推薦的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)"偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估"工具，從選擇偏倚、實(shí)施偏倚、測(cè)量偏倚、失訪偏倚、報(bào)告偏倚和其他偏倚6 個(gè)方面評(píng)估RCT 方法學(xué)質(zhì)量的偏倚風(fēng)險(xiǎn)。如果意見(jiàn)不一致，需要第3 位研究者共同討論解決。

1.7 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理

采用RevMan5.4 對(duì)納入文獻(xiàn)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，對(duì)主要和次要結(jié)局指標(biāo)進(jìn)行Meta 分析。連續(xù)變量數(shù)據(jù)采用均數(shù)差（MD），檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)α=0.05。對(duì)結(jié)果進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，效應(yīng)尺度指標(biāo)為標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差（SMD）。異質(zhì)性檢驗(yàn)：若檢驗(yàn)結(jié)果為P>0.1、I2<50%，表明其無(wú)顯著異質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)尺度指標(biāo)；若檢驗(yàn)結(jié)果為P≤0.1、I2≥50%，表明存在異質(zhì)性，依據(jù)資料類(lèi)型進(jìn)行敏感性分析或亞組分析排查異質(zhì)性。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索

通過(guò)檢索國(guó)內(nèi)與國(guó)外的數(shù)據(jù)庫(kù)，一共獲得文獻(xiàn)779 篇。使用Revman5.4 剔重功能可排除重復(fù)文獻(xiàn)110 篇，閱讀文獻(xiàn)標(biāo)題、摘要可剔去不符合納入標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)649 篇，閱讀全文后可排除文獻(xiàn)8 篇，具體如下：重復(fù)發(fā)表1 篇，結(jié)局指標(biāo)不相關(guān)2 篇，非隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)2 篇，非乳腺癌術(shù)后2 篇，全文無(wú)法查看1 篇，最終選擇12 篇文獻(xiàn)納入此次研究，流程見(jiàn)圖1。

圖1 文獻(xiàn)檢索流程圖Fig 1 Flow chart of literature retrieval

表1 納入文獻(xiàn)基本特征Tab 1 Basic characteristics of the included literature

2.2 納入文獻(xiàn)基本特征

共 納 入12 篇RCT 研 究［8-19］，共 計(jì) 患 者710 例。報(bào)告所用終點(diǎn)指標(biāo)主要包括子宮內(nèi)膜厚度，改良Kupperman 評(píng)分總積分，中醫(yī)臨床癥狀積分，KPS評(píng)分狀況，CA153，CEA，F(xiàn)SH，E2。納入研究基本特征見(jiàn)表1。

2.3 納入文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)

根據(jù)Cochrane 協(xié)作網(wǎng)質(zhì)量評(píng)價(jià)工具，偏倚存在的可能性不能被完全排除在外。納入研究方法學(xué)質(zhì)量見(jiàn)表2、圖2。

圖2 Cochrane 風(fēng)險(xiǎn)偏倚評(píng)估表Fig 2 Cochrane risk of bias assessment table

表2 納入研究偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估Tab 2 Risk of bias assessment of included studies

2.4 Meta 結(jié)果分析

對(duì)12項(xiàng)RCT 研究進(jìn)行meta分析，其中具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的有4 項(xiàng)，包括：子宮內(nèi)膜厚度、改良Kupperman 評(píng)分、中醫(yī)臨床癥狀積分、KPS 評(píng)分狀況；不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的有4項(xiàng)，包括：CA153、CEA、FSH、E2。

2.4.1 子宮內(nèi)膜厚度

2.4.1.1 3 個(gè)月子宮內(nèi)膜厚度 7 篇文獻(xiàn)報(bào)告了3 個(gè)月子宮內(nèi)膜厚度，涉及患者數(shù)如下：總n=376，治療組n=188，對(duì)照組n=188。兩組間無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（P＝0.61，I2＝0%），采用固定效應(yīng)模型。結(jié)果，治療3 個(gè)月后，治療組子宮內(nèi)膜厚度低于對(duì)照組，具有統(tǒng) 計(jì) 學(xué) 意 義［MD＝- 1.12，95%CI（- 1.47，-0.77），Z＝6.27，P<0.000 01］。見(jiàn)圖3。

圖3 3 個(gè)月子宮內(nèi)膜厚度森林圖Fig 3 Forest plot of endometrial thickness at 3 months

2.4.1.2 6 個(gè)月子宮內(nèi)膜厚度 5 篇文獻(xiàn)報(bào)告了6 個(gè)月子宮內(nèi)膜厚度，涉及患者數(shù)如下：總n=334，治療組n=167，對(duì)照組n=167。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，兩組間存在統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（P＝0.04，I2＝60%），經(jīng)過(guò)敏感性分析后發(fā)現(xiàn)黃梅等［11］的研究可能為異質(zhì)性來(lái)源。敏感性分析結(jié)果顯示，治療6 個(gè)月后，治療組子宮內(nèi)膜厚度低于對(duì)照組，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義［MD＝-1.90，95%CI（-2.38，-1.42），Z＝7.82，P<0.000 01］。見(jiàn)圖4A、B.2.4.1.3 12 個(gè)月子宮內(nèi)膜厚度 2 篇文獻(xiàn)報(bào)告了12個(gè)月子宮內(nèi)膜厚度，涉及患者數(shù)如下：總n=124，治療組n=62，對(duì)照組n=62。是否中草藥干預(yù)兩組間無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（P＝0.65，I2＝0%），采用固定效應(yīng)模型。結(jié)果，治療12 個(gè)月后，治療組子宮內(nèi)膜厚度低于對(duì)照組，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義［MD＝-2.24，95%CI（-2.96，-1.52），Z＝6.13，P<0.000 01］。見(jiàn)圖5。

圖4 子宮內(nèi)膜厚度森林圖Fig 4 Endometrial thickness forest plot

圖5 12 個(gè)月子宮內(nèi)膜厚度森林圖Fig 5 Forest plot of endometrial thickness at 12 months

2.4.2 改良 Kupperman 評(píng)分

3 篇文獻(xiàn)報(bào)告了改良Kupperman 評(píng)分情況，涉及患者數(shù)如下：總n=166，治療組n=83，對(duì)照組n=83。是否中草藥干預(yù)兩組間存在統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（P<0.1，I2=95%），采用隨機(jī)效應(yīng)模型。結(jié)果，治療組改良Kupperman 評(píng)分低于對(duì)照組，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義［MD＝- 10.45，95%CI（- 19.10，- 1.80），Z＝2.37，P=0.02］。見(jiàn)圖6。

圖6 改良Kupperman 評(píng)分森林圖Fig 6 Improved Kupperman scoring forest chart

2.4.3 中醫(yī)臨床癥狀積分

4 篇文獻(xiàn)報(bào)告了中醫(yī)臨床癥狀積分情況，涉及患者數(shù)如下：總n=210，治療組n=105，對(duì)照組n=105。是否中草藥干預(yù)兩組間無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（P＝0.11，I2＝50%），采用固定效應(yīng)模型。結(jié)果，聯(lián)合中草藥治療后，患者相關(guān)臨床癥狀得到有效的緩解，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義［SMD＝-1.53，95%CI（-1.84， -1.22），Z＝9.58，P<0.000 01］，見(jiàn)圖7。

圖7 中醫(yī)臨床癥狀積分森林圖Fig 7 Integral forest diagram of clinical symptoms of traditional Chinese medicine

2.4.4 KPS 評(píng)分狀況

5 篇文獻(xiàn)報(bào)告了KPS 評(píng)分狀況，涉及患者數(shù)如下：總n=286，治療組n=143，對(duì)照組n=143。是否中草藥干預(yù)兩組間無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（P＝0.88，I2＝0%），采用固定效應(yīng)模型。結(jié)果，中草藥治療后患者KPS 評(píng)分高于對(duì)照組，顯示能有效的改善患者的健 康 狀 況［MD＝3.75，95%CI（2.81，4.68），Z＝7.88，P<0.000 01］。見(jiàn)圖8。

圖8 KPS 評(píng)分森林圖Fig 8 KPS scoring forest plot

2.4.5 CA153

3 篇文獻(xiàn)報(bào)告了腫瘤標(biāo)志物CA153 情況，涉及患者數(shù)如下：總n=166，治療組n=83，對(duì)照組n=83。兩組間無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（P＝0.99，I2＝0%），采用固定效應(yīng)模型。結(jié)果，是否中草藥干預(yù)兩組間沒(méi)有 統(tǒng) 計(jì) 學(xué) 差 異［MD＝- 1.60，95%CI（- 4.10，0.91），Z＝1.25，P=0.21］。見(jiàn)圖9。

圖9 CA153 森林圖Fig 9 CA153 forest diagram

2.4.6 CEA

3 篇文獻(xiàn)報(bào)告了腫瘤標(biāo)志物CEA 情況，涉及患者數(shù)如下：總n=166，治療組n=83，對(duì)照組n=83。兩組間無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（P＝0.43，I2＝0%），采用固定效應(yīng)模型。結(jié)果，是否中草藥干預(yù)兩組間沒(méi)有統(tǒng)計(jì) 學(xué)差異［MD＝0.11，95%CI（-0.37，0.59），Z＝0.45，P=0.65］。見(jiàn)圖10。

圖10 CEA 森林圖Fig 10 CEA forest diagram

2.4.7 FSH

2 篇文獻(xiàn)報(bào)告了性激素FSH 情況，涉及患者數(shù)如下：總n=100，治療組n=50，對(duì)照組n=50。兩組間無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（P＝0.44，I2＝0%），采用固定效應(yīng)模型。結(jié)果，是否中草藥干預(yù)兩組間沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)差 異［SMD＝-0.06，95%CI（-0.45，0.33），Z＝0.31，P=0.76］。見(jiàn)圖11。

圖11 FSH 森林圖Fig 11 FSH forest diagram

2.4.8 E2

2 篇文獻(xiàn)報(bào)告了性激素E2 情況，涉及患者數(shù)如下：總n=100，治療組n=50，對(duì)照組n=50。兩組間無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（P＝0.47，I2＝0%），采用固定效應(yīng)模型。結(jié)果，是否中草藥干預(yù)兩組間無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異［SMD＝0.24，95%CI（-0.15，0.64），Z＝1.21，P=0.22］。見(jiàn)圖12。

圖12 E2 森林圖Fig 12 E2 forest diagram

2.5 發(fā)表偏倚分析

3 個(gè)月子宮內(nèi)膜厚度文獻(xiàn)倒漏斗圖，采用 Revman5.4，見(jiàn)圖13。呈現(xiàn)非完全對(duì)稱(chēng)在該漏斗圖中；提示存在發(fā)表偏倚的可能。納入的文獻(xiàn)較少可能導(dǎo)致這一偏倚的產(chǎn)生。

圖13 3 個(gè)月子宮內(nèi)膜厚度漏斗圖Fig 13 3-month endometrial thickness funnel diagram

3 討論

乳腺癌術(shù)后內(nèi)分泌治療期間，子宮內(nèi)膜增厚為常見(jiàn)的不良反應(yīng)之一，極度的影響了患者的生活質(zhì)量，并且少數(shù)患者存在子宮內(nèi)膜發(fā)生惡變的風(fēng)險(xiǎn)，威脅患者的生命健康［20］。內(nèi)分泌治療藥物的使用會(huì)導(dǎo)致子宮內(nèi)膜過(guò)度增生，子宮內(nèi)膜增厚屬于中醫(yī)“崩漏”范疇，中醫(yī)醫(yī)家對(duì)此的探討不勝枚舉，《景岳全書(shū)·婦人規(guī)》云：“崩漏不止， 經(jīng)亂之甚者也”［21］，講述其可能發(fā)病機(jī)制；《醫(yī)宗金鑒·婦科心法要訣》：“婦人經(jīng)行之后，淋瀝不止，名日經(jīng)漏。經(jīng)血忽然大下不止，名為經(jīng)崩”［22］，描述其不同的臨床表現(xiàn)；總結(jié)其發(fā)病機(jī)制可述為沖任損傷， 經(jīng)脈不利，胞宮瘀滯，氣血不暢，痰濁積聚，而發(fā)為子宮內(nèi)膜增厚，而導(dǎo)致經(jīng)期、經(jīng)量失調(diào)等婦科諸癥［23，24］。中草藥治療子宮內(nèi)膜增厚即“崩漏”亦由來(lái)已久，《千金翼方》言，薊根酒方可“治婦人崩中去血不止”［25］；《脈經(jīng)》言：“寸口脈弦而大……婦人則半產(chǎn)、漏下，旋復(fù)花湯主之”［26］，可見(jiàn)詳細(xì)地介紹了運(yùn)用中草藥去解決患者實(shí)際的臨床問(wèn)題?，F(xiàn)代研究表明，子宮內(nèi)膜增生、增厚的主要原因是體內(nèi)長(zhǎng)期缺乏拮抗雌激素的孕激素，導(dǎo)致子宮內(nèi)膜無(wú)法進(jìn)行周期性的剝落與出血，且與下丘腦-垂體-卵巢軸（HPOA）功能障礙有著密切的關(guān)系［27，28］；有研究［29］表明，當(dāng)歸能通過(guò)腫瘤轉(zhuǎn)移抑制基因Kisspeptin/G 蛋白偶聯(lián)受體54（GPR54）系統(tǒng)對(duì)HPOA 進(jìn)行調(diào)控，從而調(diào)節(jié)雌二醇和孕酮的分泌?，F(xiàn)代醫(yī)學(xué)防治子宮內(nèi)膜增厚的方法有口服孕激素，但長(zhǎng)期服用孕激素會(huì)產(chǎn)生額外的不良反應(yīng)，其中包括肝腎功能的異常、肥胖和增加乳腺病變的風(fēng)險(xiǎn)等［30］；左炔諾孕酮宮內(nèi)緩釋系統(tǒng)，雖然能獲得一定的療效，但其具有較高的脫落率以及會(huì)造成陰道點(diǎn)滴狀出血［31］；反復(fù)刮宮、切除子宮等手術(shù)治療方案，患者的接受度普遍不高；而中草藥的運(yùn)用能避免不良反應(yīng)的發(fā)生，減少對(duì)患者創(chuàng)傷，同時(shí)能改善患者相關(guān)臨床癥狀、提高患者的生活質(zhì)量，更容易被患者接受。

本研究總結(jié)與評(píng)價(jià)中草藥治療乳腺癌術(shù)后內(nèi)分泌期間子宮內(nèi)膜增厚的效果，以期為中草藥的運(yùn)用針對(duì)該情況提供有力的循證醫(yī)學(xué)依據(jù)。此項(xiàng)研究表明，經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化中草藥治療的3、6、12 個(gè)月后，行超聲檢測(cè)，結(jié)果均顯示中草藥可顯著的改善子宮內(nèi)膜增厚的程度；單海燕［32］的研究亦表明中藥益母草可以改善患者子宮內(nèi)膜厚度，且涉及的患者未發(fā)生不良反應(yīng)；覃成霞［33］的研究也表明桂枝茯苓膠囊，具有活血、祛瘀、消癥化積的作用，能夠降低子宮內(nèi)膜增厚的厚度。同時(shí)可以降低改良Kupperman評(píng)分，國(guó)際上通用的用以評(píng)價(jià)患者更年期癥狀的工具，涉及到盜汗、疲乏、情緒激動(dòng)等最常見(jiàn)的圍絕經(jīng)期癥狀，通過(guò)對(duì)癥狀賦分的方式進(jìn)行評(píng)估，越高的得分表明更年期癥狀越嚴(yán)重［34］，結(jié)果顯示中草藥的運(yùn)用具有明顯的改善作用；KPS 評(píng)分一種在臨床上用于評(píng)價(jià)惡性腫瘤患者身體功能狀態(tài)常用的工具，KPS 評(píng)分從60～100 不等的癌癥患者通常被認(rèn)為適合接受標(biāo)準(zhǔn)癌癥治療或參加臨床試驗(yàn)等，提示機(jī)體可接受某些治療同時(shí)伴隨的某些不良反應(yīng)及副作用［35］，而中草藥的運(yùn)用可以提高患者的KPS 的評(píng)分，從而增強(qiáng)患者身體功能狀態(tài)；同時(shí)中草藥的運(yùn)用也可以降低中醫(yī)臨床癥狀積分，對(duì)癥治療緩解患者不同癥狀。中草藥值得在臨床上廣泛使用，鑒于其良好的臨床治療療效；在提高腫瘤患者的生活質(zhì)量和健康水平方面，有著毋庸置疑的作用。但中草藥對(duì)腫瘤標(biāo)志物CEA、乳腺癌的特異性標(biāo)志物CA153、性激素FSH 和E2 沒(méi)有明顯的調(diào)節(jié)作用；而程曉金［36］、杜可新［37］等的研究表明中草藥可以起到降低腫瘤標(biāo)志物的作用；霍超越［38］、李兆萍［39］、張莉［40］研究表明中草藥可以有效調(diào)節(jié)性激素水平；導(dǎo)致這一結(jié)果可能與納入文獻(xiàn)較少、樣本量偏少有密切的關(guān)系。

本研究存在以下局限及不足之處：（1）該研究納入的12 項(xiàng)RCT 所納入的總樣本量較少，涉及710例患者；（2）部分結(jié)局指標(biāo)納入的文獻(xiàn)較少，如FSH、E2，可能導(dǎo)致最終結(jié)局的不同；（3）部分所納入的部分文獻(xiàn)在方法學(xué)上可能存在研究設(shè)計(jì)缺陷，尤其發(fā)生在對(duì)盲法的使用上。

結(jié)論尚需納入更高質(zhì)量、大樣本的RCT 加以論證，在乳腺癌術(shù)后內(nèi)分泌治療過(guò)程中聯(lián)合中草藥，觀察干預(yù)對(duì)子宮內(nèi)膜增厚的影響，為內(nèi)分泌治療過(guò)程中更好地預(yù)防子宮內(nèi)膜增厚提供循證醫(yī)學(xué)支持。

作者貢獻(xiàn)度說(shuō)明：

潘元燦、陳棟：負(fù)責(zé)文章構(gòu)思與撰寫(xiě)論文；王玥、陳星和盧泰成：收集與該研究?jī)?nèi)容相關(guān)的文獻(xiàn)并完成篩選工作；馬婷婷、張怡：對(duì)文章進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析；王笑民：負(fù)責(zé)文章構(gòu)思和最終的審核工作。

所有作者聲明不存在利益沖突關(guān)系。