王 晶，何海浪，周賢梅

（南京中醫(yī)藥大學(xué)附屬醫(yī)院，江蘇 南京210029）

特發(fā)性肺纖維化是一種病因不明的慢性、進(jìn)行性、纖維化性間質(zhì)性肺炎，主要累及老年人，表現(xiàn)為進(jìn)行性呼吸困難和肺功能下降［1-2］，其發(fā)病率不斷增加，與胃癌、肝癌、睪丸癌、宮頸癌等疾病相當(dāng)［3］。目前，對特發(fā)性肺纖維化的治療缺乏特效藥物，早期糖皮質(zhì)激素等藥物因療效差、副作用大，已不被推薦臨床應(yīng)用；新藥吡非尼酮、尼達(dá)尼布雖能在一定程度上改善患者癥狀及肺功能下降速度，但其療效仍不理想，不良反應(yīng)多，經(jīng)濟(jì)效益較差［4］，故仍急需進(jìn)一步尋找相關(guān)藥物。

近年來，中醫(yī)藥給特發(fā)性肺纖維化的治療提供了全新的思路及方法［5-7］。丹紅注射液是丹參、紅花經(jīng)現(xiàn)代工藝提取制成的中藥注射劑，能改善特發(fā)性肺纖維化患者臨床癥狀及肺功能，而且無明顯不良反應(yīng)［8-9］，辛麗麗等［10］發(fā)現(xiàn)該注射液可改善特發(fā)性肺纖維化患者的臨床癥狀、提高一氧化碳彌散量（DLco）、血氧分壓（PaO2）、降低血清轉(zhuǎn)化生長因子-β1（TGF-β1），但其納入文獻(xiàn)較少，均為小樣本研究，質(zhì)量、臨床證據(jù)級別較低。因此，本研究對丹紅注射液治療特發(fā)性肺纖維化作進(jìn)一步Meta 分析，以期為相關(guān)治療提供循證醫(yī)學(xué)證據(jù)。

1 資料與方法

1.1 納入、排除標(biāo)準(zhǔn)

1.1.1 研究類型 隨機(jī)對照試驗(yàn)。

1.1.2 研究對象年齡＞18歲；符合我國2002年中華醫(yī)學(xué)會呼吸病學(xué)分會關(guān)于特發(fā)性肺纖維化的診斷標(biāo)準(zhǔn)［11］，或2011年美國胸科學(xué)會／歐洲呼吸學(xué)會（ATS／ERS）關(guān)于特發(fā)性肺纖維化的診斷標(biāo)準(zhǔn)；排除伴有其他系統(tǒng)嚴(yán)重疾病。

1.1.3 干預(yù)措施 試驗(yàn)組采用丹紅注射液治療；對照組采用抗生素、激素、化痰藥等西藥治療，其他干預(yù)措施與試驗(yàn)組相同。藥物治療劑量不限，療程≥2周。

1.1.4 結(jié)局指標(biāo) 主要觀察指標(biāo)為臨床有效率［11］，次要觀察指標(biāo)為PaO2、DLco、TGF-β1、透明質(zhì)酸（HA）、層黏蛋白（LN）、Ⅲ型前膠原（PCⅢ）、第1秒用力肺活量／用力肺活量（FEV1／FVC）、Ⅲ型膠原（ColⅢ）、尿素氮（BUN）、不良反應(yīng)。

1.2 排除標(biāo)準(zhǔn) （1）重復(fù)報道的文獻(xiàn)；（2）動物實(shí)驗(yàn)、經(jīng)驗(yàn)總結(jié)、綜述、理論探討等；（3）非中文、英文文獻(xiàn)；（4）無法獲得摘要或全文；（5）診斷標(biāo)準(zhǔn)不規(guī)范的研究；（6）原始研究數(shù)據(jù)不能提取的研究；（7）有其他系統(tǒng)嚴(yán)重疾病（冠心病、心力衰竭、胃癌等）；（8）療程＜2周。

1.3 檢索策略 計算機(jī)檢索PubMed、EMbase、The Cochrane Library、CBM、萬方、VIP、CNKI 等數(shù)據(jù)庫，搜集有關(guān)丹紅注射液治療特發(fā)性肺纖維化的隨機(jī)對照試驗(yàn)，時間為建庫至2019年2月6日。檢索策略采用主題詞與自由詞相結(jié)合的方式，英文檢索詞包括Pulmonary Fibroses、Fibroses、Pulmonary、Fibrosis、Pulmonary、Alveolitis、Fibrosing、Alveolitides、Fibrosing、Fibrosing Alveolitides、DanHong、Danhong injection 等，中文檢索詞包括肺間質(zhì)纖維化、肺纖維變性、肺纖維化、肺間質(zhì)病、肺間質(zhì)性病、丹紅等。

1.4 文獻(xiàn)篩選和資料提取 由2名研究人員對文獻(xiàn)進(jìn)行獨(dú)立篩選和資料提取，首先閱讀題目及摘要，進(jìn)而對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行全文閱讀，然后交叉核對，對存在分歧的文獻(xiàn)請第3位研究人員協(xié)助判斷討論，最終解決分歧。資料提取內(nèi)容包括：（1）納入文獻(xiàn)的基本信息（標(biāo)題、第一作者、發(fā)表時間等）；（2）納入患者的基本資料（病例數(shù)、年齡、性別等）；（3）干預(yù)措施（藥物名稱、劑量、病程、療程等）；（4）結(jié)局指標(biāo)（臨床療效、PaO2、DLco、TGF-β1等）；（5）偏倚風(fēng)險評價的關(guān)鍵要素（隨機(jī)方法、是否實(shí)施盲法、分配隱藏等）。

1.5 偏倚風(fēng)險評價 研究人員通過Cochrane 手冊推薦的偏倚風(fēng)險評估工具，對納入研究的偏倚風(fēng)險進(jìn)行評價，內(nèi)容主要包括隨機(jī)序列產(chǎn)生方法、是否分配隱藏、是否對患者及試驗(yàn)人員實(shí)施盲法、是否對結(jié)局評估者實(shí)施盲法、是否有結(jié)果數(shù)據(jù)不完整、是否存在選擇性報告、其他偏倚7個方面。再根據(jù)納入文獻(xiàn)的實(shí)際情況，進(jìn)行“低風(fēng)險”“高風(fēng)險”“不清楚”3類評價。

1.6 統(tǒng)計分析 通過RevMan 5.3軟件進(jìn)行Meta分析。計數(shù)資料（臨床有效率）以相對危險度（RR）及其95%可信區(qū)間（95% CI）為效應(yīng)指標(biāo)，計量資料（PaO2、DLco、TGF-β1、HA、LN、PCⅢ、Col Ⅲ、BUN、FEV1／FVC）采用均數(shù)差（MD）或標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差（SMD）及其95%CI 為效應(yīng)指標(biāo)。對納入研究的異質(zhì)性采用卡方檢驗(yàn)，并結(jié)合I2定量判斷異質(zhì)性大小，當(dāng)P≥0.10、I2≤50%時，各研究間不存在異質(zhì)性或異質(zhì)性較小，采用固定效應(yīng)模型；當(dāng)P＜0.1、I2＞50% 時，表明各研究間存在異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索 檢出相關(guān)文獻(xiàn)100篇，經(jīng)篩選后最終納入15篇［8-9，12-24］，見圖1。

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

2.2 基本特征 共納入1 104例患者，其中試驗(yàn)組553例，對照組552例。15篇文獻(xiàn)中，1篇［12］使用紅霉素片，8篇［13-16，18，20-21，23］使用潑尼松，3篇［8，19，24］使用甲潑尼龍，1篇［17］使用依達(dá)拉奉，1篇［9］使用乙酰半胱氨酸，1篇［22］使用潑尼松＋替米沙坦；丹紅注射液均為靜脈滴注，其中1篇［19］用量為40 mg，1篇［8］用量為40 mL，其余均為30 mL。見表1。

2.3 質(zhì)量評價 所有研究均為隨機(jī)對照試驗(yàn)，其中9篇［8，13-14，16-17，19，20，23-24］具體描述了隨機(jī)方法，其余6篇［9，12，17-18，21-22］僅提及隨機(jī)；所有納入研究均無失訪，數(shù)據(jù)結(jié)果完整；均未提及盲法和分配隱藏，不能判斷是否存在選擇性報告偏移。見圖2。

2.4 Meta 分析

2.4.1 臨床有效率 15篇文獻(xiàn)中，有 9篇［14-18，20-22，24］報道了臨床有效率，共納入660例患者，其中試驗(yàn)組331例，對照組329例，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示P=0.98，I2=0，各項(xiàng)研究之間無明顯異質(zhì)性，故采用固定效應(yīng)模型；RR=1.35，95% CI（1.24，1.47），P＜0.000 01，表明試驗(yàn)組顯著優(yōu)于對照組。見圖3。

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

2.4.2 PaO215篇文獻(xiàn)中，有14篇［8-9，12-21，23-24］報道了PaO2水平，共納入1 003例患者，其中試驗(yàn)組503例，對照組500例，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示P＜0.000 01，I2=90%，各項(xiàng)研究之間存在異質(zhì)性，故采用隨機(jī)效應(yīng)模 型；MD=14.09，95% CI（12.55，15.63），P＜0.000 01，表明試驗(yàn)組顯著優(yōu)于對照組。見圖4。

2.4.3 DLco 15篇文獻(xiàn)中，有14篇［8，9，12-21，23-24］報道了DLco 水平，共納入1 003例患者，其中試驗(yàn)組503例，對照組500例，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯著P=0.21，I2=22%，各項(xiàng)研究之間無明顯異質(zhì)性，故采用固定效應(yīng)模型；SMD=1.05，95% CI（0.92，1.19），P＜0.000 01，表明試驗(yàn)組顯著優(yōu)于對照組。見圖5。

2.4.4 TGF-β1 15篇文獻(xiàn)中，有 7篇［9，13-14，16-17，20，23］報道了TGF-β1水平，共納入513例患者，其中試驗(yàn)組258例，對照組255例，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示P=0.000 01，I2=99%，各項(xiàng)研究之間存在異質(zhì)性，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型；MD=-2.19，95%CI（-2.80，-1.57），P＜0.000 01，表明試驗(yàn)組顯著優(yōu)于對照組。見圖6。

圖2 納入研究質(zhì)量評價Fig.2 Quality evaluation of included studies

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

圖4 PaO2水平Meta 分析Fig.4 Meta-analysis of PaO2levels

圖5 DLco 水平Meta 分析Fig.5 Meta-analysis of DLco levels

圖6 TGF-β1水平Meta 分析Fig.6 Meta-analysis of TGF-β1 levels

2.4.5 HA 15篇文獻(xiàn)中，有3篇［8-9，19］報道了HA水平，共納入210例患者，其中試驗(yàn)組105例，對照組105例，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示P＜0.004，I2=82%，各項(xiàng)研究之間存在異質(zhì)性，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型；MD=-34.86，95% CI（-56.88，-12.84），P=0.002，表明試驗(yàn)組顯著優(yōu)于對照組。見圖7。

圖7 HA 水平Meta 分析Fig.7 Meta-analysis of HA levels

2.4.6 LN 15篇文獻(xiàn)中，有3篇［8-9，19］報道了LN水平，共納入210例患者，其中試驗(yàn)組105例，對照組105例，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示P=0.79，I2=0，故采用固定效應(yīng)模型；MD=-42.78，95% CI（-51.60，-33.96），P＜0.000 01，表明試驗(yàn)組顯著優(yōu)于對照組。見圖8。

圖8 LN 水平Meta 分析Fig.8 Meta-analysis of LN levels

2.4.7 PCⅢ 15篇文獻(xiàn)中，有3篇［8-9，19］報道了PCⅢ水平，共納入210例患者，其中試驗(yàn)組105例，對照組105例，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示P=0.28，I2=22%，各項(xiàng)研究之間無明顯異質(zhì)性，故采用固定效應(yīng)模型；MD=-15.94，95% CI（-21.94，-9.95），P＜0.000 01，表明試驗(yàn)組顯著優(yōu)于對照組。見圖9。

圖9 PCⅢ水平Meta 分析Fig.9 Meta-analysis of PCⅢlevels

2.4.8 FEV1／FVC 15篇文獻(xiàn)中，有2篇［8-9］報道了FEV1／FVC，共納入150例患者，其中試驗(yàn)組75例，對照組75例，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示P=0.40，I2=0，各項(xiàng)研究之間無明顯異質(zhì)性，故采用固定效應(yīng)模型；MD=10.30，95% CI（7.62，12.98），P＜0.000 01，表明試驗(yàn)組顯著優(yōu)于對照組。見圖10。

圖10 FEV1／FVC Meta 分析Fig.10 Meta-analysis of FEV1／FVC

2.4.9 ColⅢ 15篇文獻(xiàn)中，有2篇［8-9］報道了ColⅢ水平，共納入150例患者，其中試驗(yàn)組75例，對照組75例，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示P=0.03，I2=71%，各項(xiàng)研究之間存在異質(zhì)性，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型；MD=-30.55，95%CI（-39.99，-21.11），P＜0.000 01，表明試驗(yàn)組顯著優(yōu)于對照組。見圖11。

圖11 ColⅢ水平Meta 分析Fig.11 Meta-analysis of ColⅢlevels

2.4.10 BUN 15篇文獻(xiàn)中，有2篇［8-9］報道了BUN 水平，共納入220例患者，其中試驗(yàn)組110例，對照組110例，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示P=0.37，I2=0，各項(xiàng)研究之間無明顯異質(zhì)性，故采用固定效應(yīng)模型；MD=-3.78，95% CI（-5.05，-2.52），P＜0.000 01，表明試驗(yàn)組顯著優(yōu)于對照組。見圖12。

2.4.11 發(fā)表偏倚 以臨床有效率為指標(biāo)進(jìn)行漏斗圖分析，結(jié)果見圖13，可知漏斗對稱性較差，表明可能存在一定發(fā)表偏倚。

3 討論

近年來研究表明，特發(fā)性肺纖維化涉及多種分子途徑，包括促炎癥級聯(lián)反應(yīng)、細(xì)胞內(nèi)信號傳導(dǎo)、肌成纖維細(xì)胞的激活等［25］，其中TGF-β 被認(rèn)為是影響肺纖維化進(jìn)程中的關(guān)鍵性細(xì)胞因子，與促纖維化高度相關(guān)［26］。丹紅注射液主要成分為丹參、紅花提取物，能改善百草枯中毒肺纖維化程度，其機(jī)制可能與抑制TGF-β 表達(dá)有關(guān)［27］。

圖12 BUN 水平Meta 分析Fig.12 Meta-analysis of BUN levels

圖13 臨床有效率漏斗圖Fig.13 Funnel plot for clinical effective rates

中醫(yī)上將肺纖維化列入“肺痿”“肺痹”范疇，常以益氣活血為治療原則。特發(fā)性肺纖維化病程大多較長，遷延日久，導(dǎo)致氣行不暢，脈絡(luò)瘀阻，而丹紅注射液可起到活血化瘀、通脈舒絡(luò)的作用，從而延緩特發(fā)性肺纖維化進(jìn)程。黃云鑒［28］通過對肺纖維化中醫(yī)治療進(jìn)行數(shù)據(jù)挖掘發(fā)現(xiàn)，丹參在肺纖維化治療中使用頻率較高，僅次于黃芪。

本研究共納入15篇隨機(jī)對照試驗(yàn)進(jìn)行Meta 分析，發(fā)現(xiàn)試驗(yàn)組（丹紅注射液）較對照組（西藥）可更有效改善特發(fā)性肺纖維化患者臨床癥狀、PaO2、DLco、FEV1／FVC，降 低 TGF-β1、HA、LN、PCⅢ、ColⅢ、BUN 水平，并且未引起嚴(yán)重不良反應(yīng)。與辛麗麗等［10］報道比較，本研究納入了幾篇新文獻(xiàn)，增加了FEV1／FVC、HA、LN、PCⅢ、ColⅢ、BUN 水平等結(jié)局指標(biāo)，其中PC Ⅲ、LN、IVC（IV 型膠原）、HA 等有助于肺間質(zhì)疾病診斷，是臨床有效參考指標(biāo)［29］；血清LN、IVC、PIIINP（Ⅲ型前膠原N 端肽）、HA 水平可反映肺間質(zhì)疾病的進(jìn)展，并可作為肺間質(zhì)疾病嚴(yán)重程度的指標(biāo)［30］。但本研究仍存在一定局限性：（1）納入研究均未提及分配隱藏及盲法，可能導(dǎo)致多種偏倚風(fēng)險；（2）部分結(jié)局指標(biāo)在各項(xiàng)納入研究之間存在較大異質(zhì)性，可能在一定程度上影響Meta 分析的可靠性；（3）大多數(shù)納入研究均為陽性結(jié)果，未納入灰色文獻(xiàn)，可能存在發(fā)表偏倚。

綜上所述，本研究進(jìn)一步驗(yàn)證了丹紅注射液治療特發(fā)性肺纖維化的療效性及安全性。但在肺功能、血清學(xué)指標(biāo)分析上仍存在納入文獻(xiàn)數(shù)量較少、質(zhì)量較低等問題，而且未能對患者運(yùn)動能力方面的改善進(jìn)行分析。因此，今后尚需開展更多大樣本、多中心、高質(zhì)量的隨機(jī)對照試驗(yàn)來評定丹紅注射液臨床療效。