馬 驍, 何 璇, 李浩田, 魏士長, 鄒亞峰, 趙艷玲*

(1.成都中醫(yī)藥大學藥學院,中藥材標準化教育部重點實驗室,四川 成都611137；2.成都市新都區(qū)石板灘鎮(zhèn)衛(wèi)生院,四川 成都610511；3.中國人民解放軍總醫(yī)院第五醫(yī)學中心藥學部,北京100039)

肝癌是世界五大常見惡性腫瘤之一,位居癌癥致死原因的第三位,年均診斷病例約70 萬例,原發(fā)性肝癌占肝癌總發(fā)生數的90%,其中55%發(fā)生在我國［1］,手術與肝移植是常用治療手段,但由于它起病隱匿,目前僅有30%的病例可在早期診斷,大多經確診后已是中晚期,難以根治［2］。肝動脈插管栓塞化療術(TACE) 是目前非手術治療肝癌的首選方法,國內外多項循證醫(yī)學研究均證實它與化療、手術相比具有創(chuàng)傷面積小、效果穩(wěn)定、恢復快速的特點,同時副作用也較少［3］,但它并不能完全阻斷腫瘤環(huán)境血液供應,并會導致肝門靜脈對腫瘤細胞代償性供血效應的增加,故仍有一定局限性, 并且多次進行也會導致肝功能迅速惡化［4］。

原發(fā)性肝癌在中醫(yī)屬于“癥瘕積聚” 的范疇,正氣虧虛是其發(fā)生基礎,濕熱病邪外感、久治不愈、蘊結癌毒則是重要誘因［5］?？蛋⑸湟壕哂幸鏆夥稣⒔舛究拱┑墓π?臨床常用于原發(fā)性肝癌的輔助治療［6］,近年來已有許多關于它聯合TACE 的臨床研究［7-8］,而且有少量研究采用Meta分析,但缺少亞組分析,難以明確干預措施劑量、療程等因素與病情之間的關系,同時對安全性系統分析涉及較少。因此,本研究采用Meta 分析,對康艾注射液聯合TACE 治療原發(fā)性肝癌的療效及不良反應進行系統評價,并進一步通過亞組分析為其臨床合理、安全、有效應用提供參考。

1 方法

1.1 文獻檢索 檢索CNKI、萬方、維普(VIP)、中國生物醫(yī)學文獻(CBM)4 個中文數據庫,以及Pubmed、Embase、Cochrane Library 3 個英文數據庫,時間從建庫起至2018 年12 月,完成對文獻的預搜索、搜索與收集工作。根據PICOS 原則,在檢索時將研究題目分解為P(原發(fā)性肝癌)、I(康艾注射液與TACE)、C(TACE)、S(隨機對照試驗),以“康艾注射液+TACE+原發(fā)性肝癌” 為主題詞預檢索中英文數據庫,并根據結果與匹配情況進一步優(yōu)化檢索策略,進行最終檢索與收集文獻。

1.2 納入與排除標準

1.2.1 納入標準 ①與隨機對照試驗相關的研究文獻；②原發(fā)性肝癌的病情診斷經過臨床、病理學、細胞學證實或影像學檢查,有明顯的TNM 分期、BCLC 分級或肝功能Child-Pugh 分級；③觀察組為康艾注射液聯合TACE,對照組為單用TACE或伴隨后續(xù)保肝治療。

1.2.2 排除標準 ①非隨機對照試驗(包括個案報道、文獻綜述、動物實驗、前后對照研究等)；②重復發(fā)表的學術論文或會議文章,學位論文與期刊論文重復者酌情使用報道詳細的相應文獻；③結局療效評定不全面、不規(guī)范或未具體公布準確結果的相關文獻；④觀察組給藥情況不明確,對照組未用TACE 或用其他中藥聯合TACE 進行干預；⑤對原發(fā)性肝癌的報道未提及TNM 分期、BCLC 分級或肝功能Child-Pugh 分級的文獻。

1.3 數據提取 將文獻進行整理匯總,嚴格按照Cochrane 協作網的系統評價工作手冊相關標準進行數據篩選與評估,并提取出患者基線情況、給藥信息、療效指標等信息。

1.4 方法質量評價 參照Cochrane 協助網制訂隨機對照試驗質量評估標準,采用隨機方法、分配隱藏、實施者與參與者雙盲、結局評估盲法、不完整結局數據、選擇性報告、其他偏倚7 個維度的評價項目,對納入文獻質量進行評價,明確其偏倚情況與結果可靠性。

1.5 統計方法 采用Revman 5.3 軟件進行數據統計分析,二分類變量采用相對危險度(RR),連續(xù)性變量采用平均差值(MD)。若合并的數據無明顯異質性(P≥0.10,I2≤50%),采用固定效應模型；異質性明顯(P≤0.10,I2≥50%),采用隨機效應模型。然后,針對文獻數量充分的指標采用漏斗圖,用于分析是否存在發(fā)表偏倚。

2 結果

2.1 文獻檢索與篩選 共檢索出1 253 篇相關文獻,在初步排除重復文獻747 篇及綜述或評論、不相關研究419 篇后,共收集到87 篇進行全文評價,再通過閱讀全文,按照納入、排除標準篩選出符合Meta 分析的12 篇［9-20］。流程見圖1。

2.2 納入研究基本特征 12 項研究中原發(fā)性肝癌患者有747 例,其中觀察組381 例,對照組366例；單個隨機對照試驗樣本量最多80 例,最少50例；年齡18 ～72 歲；均報道了患者診斷情況,處于Ⅱ～Ⅳ期,肝功能分級Child A ～Child C；療程14～60 d。見表1。

圖1 文獻檢索與篩選流程Fig.1 Literature retrieval and screening process

表1 納入研究基本特征Tab.1 Basic characteristics of included studies

2.3 納入研究質量評價 12 項研究均提及隨機分配組別,其中5 項采用隨機數字表或隨機信封方法,而1 項以入院順序作為隨機方法,具有高風險；5 項采用正確的分配隱藏相關方法；11 項對研究指標進行充分報道；2 項數據可能不完整；1 項未按照研究方法對指標進行充分說明,存在選擇性報道的風險,同時可能有其他偏倚；所有研究均未采用雙盲法及對結局評價實施盲法。見圖2。

2.4 主要結局指標Meta 分析

圖2 納入研究質量評價Fig.2 Quality evaluation of included studies

2.4.1 有效率 所有研究均報道了有效率(完全緩解+部分緩解),由于各項研究之間無明顯異質性(P＝0.67,I2＝0),故采用固定效應模型,結果見圖3,可知觀察組有效率顯著高于對照組［RR ＝1.41,95%CI(1.23,1.63),P＜0.000 01］。

圖3 有效率Meta 分析Fig.3 Meta-analysis of effective rates

2.4.2 KPS 評分 4 項研究報道了KPS 評分,由于各項研究之間無明顯異質性(P ＝0.90,I2＝0),故采用固定效應模型,結果見圖4,可知觀察組與對照組相比可顯著提高KPS 評分 ［RR ＝2.10,95%CI(1.49,2.95),P＜0.000 1］。

圖4 KPS 評分Meta 分析Fig.4 Meta-analysis of KPS scores

2.5 次要結局指標Meta 分析 3 項研究報道了CD3、CD4 細胞活性,2 項研究報道了CD8、NK細胞活性,由于CD4、CD8 細胞活性之間無明顯異質性(P ＝0.70,I2＝0；P ＝0.49,I2＝0),故采用固定效應模型；CD3、NK 細胞活性之間有明顯異質性(P ＝0.002,I2＝84%；P ＝0.05,I2＝73%),故采用隨機效應模型,結果見圖5,可知觀察組與對照組相比可顯著提高T 淋巴細胞亞群(CD3、CD4、CD8) ［RR ＝7.30,95%CI(3.75,11.02),P ＝0.000 1；RR ＝4.07,95%CI(3.03,5.11),P＜0.000 01；RR ＝3.88,95%CI(2.60,5.16),P＜0.000 01］、 NK 細 胞 ［RR ＝8.00, 95%CI(5.21,10.80),P＜0.000 01］ 活性。

圖5 細胞活性Meta 分析Fig.5 Meta-analysis of cell viabilities

2.6 給藥劑量與療程亞組分析 本研究將給藥劑量分為30 ～40、50 ～60 mL 2 個亞組,同時將療程分為14～28、30～60 d 2 個亞組,由于各亞組之間無明顯異質性,故采用固定效應模型(P ＝0.93,P ＝0.59,P ＝0.97,P ＝0.71,I2＝0),結果見圖6,可知在30～40 mL 給藥劑量下與觀察組與對照組相比有提高有效率的趨勢,但差異無統計學意義［RR＝1.18,95%CI(0.97,1.43),P ＝0.09］,而在50～60 mL 下有顯著性差異［RR ＝1.79,95%CI(1.26,2.54),P ＝0.001］；在14 ～28、30 ～60 d療程下觀察組與對照組相比可顯著提高有效率［RR ＝1.20, 95%CI (1.00, 1.45), P ＝0.05；RR＝1.65,95%CI(1.33,2.05),P＜0.000 01］。

2.7 安全性分析

2.7.1 一般不良反應 分別有8、4、3、2 項研究報道惡心嘔吐、腹痛、發(fā)熱、神經毒性,由于各項研究之間無明顯異質性(P ＝0.10,I2＝42%；P ＝0.15,I2＝43%；P ＝0.65,I2＝0；P ＝0.49,I2＝0),故采用固定效應模型,結果見圖7,可知觀察組惡心嘔吐、腹痛發(fā)生率顯著低于對照組［RR ＝0.79,95%CI(0.66,0.94), P ＝0.009； RR ＝0.64,95%CI(0.47,0.88), P ＝0.006］, 而發(fā)熱、神經毒性發(fā)生率無顯著性差異［RR ＝0.76,95%CI(0.48,1.22),P ＝0.26；RR ＝0.58,95%CI(0.14,2.32),P ＝0.44］。

2.7.2 血液學毒性 分別有3、5、3、3 項研究報道了血液學毒性,由于各項研究之間無明顯異質性,故采用固定效應模型,結果見表2,可知觀察組較對照組可顯著降低血液毒性(P＜0.000 1) 及白細胞、血紅蛋白減少(P＜0.05) 發(fā)生率,但對血小板減少發(fā)生率無顯著影響(P＞0.05)。

2.7.3 肝功能損傷 分別5、2、2 項研究報道了肝功能損傷,由于各項研究之間無明顯異質性,故采用固定效應模型,結果見表3,可知觀察組較對照組可顯著降低肝功能異常 (P ＜0.000 01) 及ALT 異常、膽紅素升高(P＜0.05) 發(fā)生率。

2.7.4 腎功能損傷 分別2、2、2 項研究報道了腎功能損傷,由于各項研究之間無明顯異質性,故采用固定效應模型,結果見表4,可知觀察組、對照組在腎功能異常、尿素氮異常、肌酐異常發(fā)生率方面均無顯著性差異(P＞0.05)。

圖6 給藥劑量與療程亞組分析Fig.6 Subgroup analysis of administration dosages and therapeutic courses

表2 康艾注射液聯合TACE 對血液學毒性的影響Tab.2 Effect of Kangai Injection combined with TACE on hematologic toxicity

表3 康艾注射液聯合TACE 對肝功能損傷的影響Tab.3 Effect of Kangai Injection combined with TACE on hepatic impairment

圖7 一般不良反應Meta 分析Fig.7 Meta-analysis of of general adverse reactions

表4 康艾注射液聯合TACE 對腎功能損傷的影響Tab.4 Effect of Kangai Injection combined with TACE on renal impairment

2.8 發(fā)表偏倚分析 以有效率為指標,繪制漏斗圖分析潛在的發(fā)表偏倚情況,結果見圖8,可知存在一定發(fā)表偏倚。

3 討論

康艾注射液由黃芪、人參、苦參素組成,臨床常用于原發(fā)性肝癌、肺癌、直腸癌、胃癌等惡性腫瘤的治療,尤其在治療原發(fā)性肝癌方面,不僅能抑制腫瘤細胞的生長,提高機體免疫力,同時還可減輕化療所導致的不良反應,進而提高患者生活質量［21］?，F代研究表明,方中黃芪可明顯抑制小鼠移植性腫瘤S-肝癌生長,并通過改善T 細胞活性,提高CD3,調節(jié)CD4 與CD8 比例來增強機體免疫力,從而達到抑制腫瘤增殖的目的［22］；人參中的皂苷類成分Rg3 能有效抑制人肝癌細胞的生長,可能作用與阻滯腫瘤細胞G0/G1 期過渡階段,降低肝癌細胞侵襲與轉移過程中重要蛋白PCNA、MMP-9 表達密切相關［23］；苦參素可通過促進腫瘤細胞凋亡、阻滯細胞周期蛋白D1 表達等途徑,從而有效抑制人肝癌細胞HepG2 增殖［24］。

圖8 有效率漏斗圖Fig.8 Funnel plot for effective rates

目前,盡管部分臨床與基礎研究均顯示康艾注射液聯合TACE 是有效延遲原發(fā)性肝癌進程的重要手段,也有相關循證藥學研究為相關治療提供高證據級別的支撐,但缺乏對給藥劑量、療程等因素的分析,而且鮮有涉及安全性分析,難以為臨床應用提供直接指導。 本研究發(fā)現, 康艾注射液聯合TACE 相較于單用TACE 可顯著增加有效率和KPS評分,同時提高T 細胞亞群(CD3、CD4、CD8)、NK 細胞活性,在50～60 mL、30～60 d 條件下療效更明顯,而且一般不良反應、血液學毒性、肝功能損傷發(fā)生率更低,安全性更高。

然而,本研究仍有著局限性。首先,納入文獻中隨機對照試驗在質量評估方面均存在偏倚風險,所提供的細節(jié)內容(如隨機化方法、分配隱藏、盲法、數據完整性、選擇性報道等) 信息不足,對所得結果的證據力度存在一定影響；其次,由于部分隨機對照試驗對安全性指標的描述不夠細致,難以對其作進一步亞組分析來明確具體特征；最后,由于納入文獻中隨訪等條件的限制,故缺少長期生存指標(如總生存期、無進展生存期) 的報道,難以分析長期受益情況,整體有效性評價尚有缺陷。因此,建議今后臨床導致試驗可采用大樣本、多中心、 隨機、 雙盲等高質量方法進行設計［25］,并結合康艾注射液聯合TACE 在給藥劑量、療程、不良反應發(fā)生率方面的特征,嚴格隨訪并采集長期有效性指標,從而獲取聯合用藥治療原發(fā)性肝癌的高水平證據,為進一步臨床實踐提供指導。