蔣吟嘯，許 敏，程慧珍，劉 歡，彭 希，李浩田，魏士長，馬 驍#

(1.成都中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院，中藥材標(biāo)準(zhǔn)化教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，四川 成都 611137； 2.解放軍總醫(yī)院第五醫(yī)學(xué)中心藥學(xué)部，北京 100039)

肝硬化為肝臟系統(tǒng)最常見的慢性疾病，多伴有大出血等不良癥狀，研究結(jié)果表明，約41.8%的失代償期肝硬化患者死于失血性休克[1]。同時(shí)，肝硬化會(huì)影響患者的心理，造成患者抑郁、焦慮等一系列心理問題[2-3]。乙型肝炎是肝硬化的主要病因，約70.84%的肝硬化是由乙型肝炎引起的[4]。我國是乙型肝炎大國，乙型肝炎病毒感染率約為 60%～70%，慢性乙型肝炎病毒感染者達(dá)9 300萬人，慢性乙型肝炎患者約2 000萬例[5-6]。由此可見，我國存在大量肝硬化患者或潛在患者，已成為嚴(yán)重的公共衛(wèi)生問題。目前，對于肝硬化伴有慢性乙型肝炎的治療主要采用抗病毒藥(如恩替卡韋)聯(lián)合保肝藥，但仍缺乏有效的西藥逆轉(zhuǎn)肝硬化及纖維化過程。中藥在抗肝纖維化及抗肝硬化方面具有潛在優(yōu)勢與良好前景。鱉甲煎丸出自《金匱要略》，由23味藥物組成，具有活血化瘀、軟堅(jiān)散結(jié)的功效，現(xiàn)代藥理學(xué)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，其具有減輕肝臟炎癥反應(yīng)的藥理效應(yīng)，臨床常用于慢性肝病的治療[7]。目前，已有關(guān)于鱉甲煎丸用于肝硬化治療的報(bào)道，但在循證醫(yī)學(xué)層面的證據(jù)相對較少[8]。因此，本研究旨在利用對鱉甲煎丸聯(lián)合恩替卡韋治療乙型肝炎肝硬化的薈萃分析(Meta分析)，通過分析肝功能、肝纖維化相關(guān)指標(biāo)水平以及不良反應(yīng)發(fā)生情況，評價(jià)其有效性與安全性，為指導(dǎo)臨床用藥提供參考。

1 資料與方法

1.1 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

1.1.1 研究類型：鱉甲煎丸聯(lián)合恩替卡韋治療乙型肝炎肝硬化的臨床隨機(jī)對照試驗(yàn)。

1.1.2 研究對象：乙型肝炎肝硬化患者，符合相關(guān)診斷標(biāo)準(zhǔn)。

1.1.3 干預(yù)措施：聯(lián)合用藥組患者聯(lián)合應(yīng)用鱉甲煎丸與恩替卡韋治療，對照組患者單純使用恩替卡韋治療。

1.1.4 結(jié)局指標(biāo)：肝功能指標(biāo)，包括丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶(ALT)、天門冬氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶(AST)、總膽紅素(TBIL)和血清白蛋白(ALB)；肝纖維化指標(biāo)，包括透明質(zhì)酸(HA)、透明質(zhì)酸酶(HAase)、層粘連蛋白(LN)、Ⅲ型前膠原(PC-Ⅲ)及Ⅳ型膠原(Ⅳ-C)；不良反應(yīng)。

1.1.5 排除標(biāo)準(zhǔn)：非臨床隨機(jī)對照試驗(yàn)；結(jié)局效應(yīng)評定不全面；聯(lián)合用藥組非僅用鱉甲煎丸聯(lián)合恩替卡韋治療或?qū)φ战M非單純使用恩替卡韋治療；重復(fù)發(fā)表或相似的文獻(xiàn)，選取試驗(yàn)數(shù)據(jù)相對最詳細(xì)的一篇；試驗(yàn)數(shù)據(jù)不完整或錯(cuò)誤的文獻(xiàn)。

1.2 文獻(xiàn)檢索策略

檢索萬方數(shù)據(jù)庫、維普數(shù)據(jù)庫(VIP)、中國知網(wǎng)(CNKI)、中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(CBM)、PubMed、EMBase及the Cochrane Library等數(shù)據(jù)庫，搜索各數(shù)據(jù)庫建庫至2019年8月的相關(guān)文獻(xiàn)。根據(jù)PICOS原則，將研究課題拆分為“P：肝硬化；I：鱉甲煎丸+恩替卡韋；C：恩替卡韋；O：肝纖維化相關(guān)指標(biāo)，肝功能相關(guān)指標(biāo)；S：臨床隨機(jī)對照試驗(yàn)”。以“鱉甲煎丸”“恩替卡韋”和“肝硬化”為主題詞聯(lián)合檢索各中文數(shù)據(jù)庫，以“Biejiajian pill”“Entecavir”和“Hepatic cirrhosis”為主題詞聯(lián)合檢索各英文數(shù)據(jù)庫，并通過標(biāo)題和摘要對搜索到的文獻(xiàn)進(jìn)行初步篩選，再通過全文閱讀，剔除不符合要求的文獻(xiàn)。

1.3 數(shù)據(jù)提取

整理所收集的數(shù)據(jù)。參考Cochrane系統(tǒng)評估手冊，對所收集數(shù)據(jù)的質(zhì)量進(jìn)行評估。排除文獻(xiàn)質(zhì)量低或不合格的文獻(xiàn)；收集和整理可利用數(shù)據(jù)，并且篩選出所需的相關(guān)數(shù)據(jù)，對其進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

1.4 方法學(xué)質(zhì)量評價(jià)

參考Cochrane系統(tǒng)評估手冊中對隨機(jī)對照試驗(yàn)的報(bào)告規(guī)范，同時(shí)結(jié)合RevMan 5.3軟件，從選擇偏倚、執(zhí)行偏倚、觀察偏倚、失訪偏倚、報(bào)告偏倚和其他偏倚等多方面對納入文獻(xiàn)進(jìn)行方法學(xué)質(zhì)量評估。通過對納入文獻(xiàn)的綜合性評價(jià)，進(jìn)一步確定相關(guān)數(shù)據(jù)的真實(shí)性。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

利用RevMan 5.3軟件對納入文獻(xiàn)進(jìn)行Meta分析。二分類變量采用風(fēng)險(xiǎn)比(RR)表示，連續(xù)性變量采用均數(shù)差(mean difference)表示，計(jì)算95%置信區(qū)間(CI)。對各研究間結(jié)果進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，若存在較大或不可忽略的異質(zhì)性(P≤0.10，I2≥50%)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型；若僅存在中度或可忽略的異質(zhì)性(P>0.10，I2<50%)，則采用固定效應(yīng)模型。P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索與篩選結(jié)果

共檢索出47篇相關(guān)文獻(xiàn)；通過篩選，排除重復(fù)文獻(xiàn)后初步篩出文獻(xiàn)20篇；通過摘要閱讀，篩除不相干研究與綜述得到15篇文獻(xiàn)；對文獻(xiàn)全文進(jìn)行閱讀后，按照納入、排除標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選，最終納入9篇文獻(xiàn)[9-17]進(jìn)入后續(xù)的Meta分析，見圖1。

2.2 納入文獻(xiàn)的基本特征

納入的9篇文獻(xiàn)[9-17]共涉及768例患者，其中，聯(lián)合用藥組392例，對照組376例；單個(gè)隨機(jī)對照試驗(yàn)的樣本量為48～124例；所有文獻(xiàn)均報(bào)告了患者病情特征且符合相關(guān)肝硬化診斷標(biāo)準(zhǔn)；療程為3個(gè)月至1年。納入文獻(xiàn)的基本特征見表1。

2.3 納入文獻(xiàn)的方法學(xué)質(zhì)量評價(jià)

納入的9篇文獻(xiàn)[9-17]均提到隨機(jī)分組，其中1篇[9]采用隨機(jī)數(shù)表法，1篇[16]采用隨機(jī)數(shù)字法，1篇[17]采用隨機(jī)雙盲法，1篇[13]按照入院順序隨機(jī)分組，其余5篇[10-12，14-15]僅提到隨機(jī)分組；1篇文獻(xiàn)[17]提及對患者和干預(yù)者使用雙盲法，其他文獻(xiàn)未報(bào)道是否使用盲法；所有文獻(xiàn)均未報(bào)道分配隱藏、選擇性報(bào)道評估及其他風(fēng)險(xiǎn)偏倚方面的內(nèi)容。方法學(xué)質(zhì)量評價(jià)見圖2。

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1 肝功能指標(biāo)：(1)ALT。7篇文獻(xiàn)[9-10，12，14-17]報(bào)告了ALT，其中1篇[9]的療程≤6個(gè)月，其余6篇的療程為12個(gè)月，故采用亞組分析。療程為12個(gè)月的亞組各研究間存在顯著異質(zhì)性(P=0.000 4，I2=78%)，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，當(dāng)療程為12個(gè)月時(shí)，兩組患者ALT水平的差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-4.57，95%CI=-11.11～1.97，P=0.17)；當(dāng)療程≤6個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的ALT水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-17.85，95%CI=-27.54～-8.16，P=0.000 3)，見圖3。(2)AST。3篇文獻(xiàn)[11-12，14]報(bào)告了AST，其中1篇[11]的療程≤6個(gè)月，其余2篇的療程為12個(gè)月，故采用亞組分析。療程為12個(gè)月的亞組各研究間有顯著異質(zhì)性(P=0.000 1，I2=93%)，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，當(dāng)療程為12個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的AST水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-19.03，95%CI=-23.06～-15.00，P<0.000 01)；當(dāng)療程≤6個(gè)月時(shí)，兩組患者AST水平的差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-1.06，95%CI=-15.09～12.97，P=0.88)，見圖3。(3)TBIL。6篇文獻(xiàn)[9-10，12，15-17]報(bào)告了TBIL，其中1篇[9]的療程≤6個(gè)月，其余5篇的療程為12個(gè)月，故采用亞組分析。療程為12個(gè)月的亞組各研究間存在顯著異質(zhì)性(P<0.000 01，I2=98%)，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，當(dāng)療程為12個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的TBIL水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-6.19，95%CI=-12.15～-0.22，P=0.04)；當(dāng)療程≤6個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的TBIL水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-3.81，95%CI=-7.27～-0.35，P=0.03)，見圖3。(4)ALB。3篇文獻(xiàn)[10，16-17]報(bào)告了ALB。各研究間存在顯著異質(zhì)性(P<0.000 01，I2=98%)，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，兩組患者ALB水平的差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-4.72，95%CI=-3.05～12.49，P=0.23)，見圖3。

表 1 納入文獻(xiàn)的基本特征

圖2 納入文獻(xiàn)的方法學(xué)質(zhì)量評價(jià)

2.4.2 肝纖維化指標(biāo)：(1)HA。3篇文獻(xiàn)[11-12，15]報(bào)告了HA，其中1篇[11]的療程≤6個(gè)月，其余2篇的療程為12個(gè)月，故采用亞組分析。療程為12個(gè)月的亞組各研究間存在顯著異質(zhì)性(P=0.002，I2=89%)，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，當(dāng)療程為12個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的HA水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-56.77，95%CI=-63.62～-49.92，P<0.000 01)；當(dāng)療程≤6個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的HA水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-86.92，95%CI=-97.18～-76.65，P<0.000 01)，見圖4。(2)HAase。4篇文獻(xiàn)[9，14，16-17]報(bào)告了HAase，其中1篇[9]的療程≤6個(gè)月，其余3篇的療程為12個(gè)月，故采用亞組分析。療程為12個(gè)月的亞組各研究間存在顯著異質(zhì)性(P<0.000 01，I2=97%)，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，當(dāng)療程為12個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的HAase水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-119.49，95%CI=-200.28～-38.70，P<0.000 01)；當(dāng)療程≤6個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的HAase水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-34.13，95%CI=-51.02～-17.24，P<0.000 1)，見圖4。(3)LN。7篇文獻(xiàn)[9，11-12，14-17]報(bào)告了LN，其中2篇[9，11]的療程≤6個(gè)月，其余5篇的療程為12個(gè)月，故采用亞組分析。療程為12個(gè)月的亞組各研究間存在顯著異質(zhì)性(P<0.000 01，I2=91%)，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，當(dāng)療程為12個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的LN水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-36.50，95%CI=-59.80～-13.20，P=0.002)；當(dāng)療程≤6個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的LN水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-45.38，95%CI=-52.79～-37.98，P<0.000 01)，見圖5。(4)PC-Ⅲ。7篇文獻(xiàn)[9，11-12，14-17]報(bào)告了PC-Ⅲ，其中2篇[9，11]的療程≤6個(gè)月，其余5篇的療程為12個(gè)月，故采用亞組分析。2個(gè)亞組各研究間均存在顯著異質(zhì)性(P<0.000 1，I2=94%；P=0.010，I2=85%)，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，當(dāng)療程為12個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的PC-Ⅲ水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-69.78，95%CI=-109.70～-29.86，P=0.000 6)；當(dāng)療程≤6個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的PC-Ⅲ水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-46.89，95%CI=-78.73～-15.06，P=0.000 6)，見圖5。(5)Ⅳ-C。4篇文獻(xiàn)[11-12，15-16]報(bào)告了Ⅳ-C，其中1篇[11]的療程≤6個(gè)月，其余3篇的療程為12個(gè)月，故采用亞組分析。療程為12個(gè)月的亞組各研究間存在顯著異質(zhì)性(P=0.003，I2=83%)，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，當(dāng)療程為12個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的Ⅳ-C水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-41.24，95%CI=-63.78～-18.70，P=0.000 3)；當(dāng)療程≤6個(gè)月時(shí)，聯(lián)合用藥組患者的Ⅳ-C水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-53.05，95%CI=-63.04～-43.06，P<0.000 01)，見圖5。

2.4.3 安全性：僅1篇文獻(xiàn)[12]報(bào)告了不良反應(yīng)，聯(lián)合用藥組在服用鱉甲煎丸的初期有2例患者出現(xiàn)腹瀉，3例患者出現(xiàn)口苦，其余患者未見明顯的不良反應(yīng)。其余文獻(xiàn)均未報(bào)告不良反應(yīng)。

圖3 兩組患者肝功能相關(guān)指標(biāo)水平比較的Meta分析森林圖

圖4 兩組患者HA、HAase水平比較的Meta分析森林圖

圖5 兩組患者LN、PC-Ⅲ及Ⅳ-C水平比較的Meta分析森林圖

3 討論

鱉甲煎丸主要由鱉甲、大黃、白芍、桃仁、蜂房、柴胡、瞿麥、黨參、半夏及蜣螂蟲等23味中藥組成，其中鱉甲為君藥[18]。曹曉倩等[19]實(shí)驗(yàn)研究以人源肝星狀細(xì)胞HSC-LX2為研究對象，在15%中劑量鱉甲煎丸含藥血清培養(yǎng)48h后，結(jié)果顯示，對HSC-LX2增殖有顯著抑制效果(P<0.05)，其機(jī)制與影響蛋白激酶C(PKC)-富含脯氨酸的酪氨酸激酶2(Pyk2)/SRC通路，抑制PKC、Pyk2和SRC蛋白的激活，進(jìn)而抑制血管緊張素Ⅱ誘生的活性氧的產(chǎn)生有關(guān)，其機(jī)制主要是抑制炎癥反應(yīng)，這可能與鱉甲軟堅(jiān)散結(jié)的功效密切相關(guān)。此外，大黃、白芍均被證實(shí)具有抗肝纖維化和緩解肝硬化的藥理效應(yīng)[20-21]。

本研究通過Meta分析，進(jìn)一步證實(shí)了鱉甲煎丸聯(lián)合恩替卡韋治療乙型肝炎肝硬化的臨床效果。結(jié)果顯示，鱉甲煎丸聯(lián)合恩替卡韋治療可顯著降低患者的ALT、TBIL水平，當(dāng)療程為12個(gè)月時(shí)，鱉甲煎丸聯(lián)合恩替卡韋治療可顯著降低AST水平，改善患者肝功能，與單純使用恩替卡韋治療的差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)；但療程為6個(gè)月時(shí)，兩組患者AST、ALB水平的差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。HA、LN、PC-Ⅲ和Ⅳ-C是反映肝纖維化進(jìn)程的重要指標(biāo)。本次Meta分析結(jié)果顯示，鱉甲煎丸聯(lián)合恩替卡韋治療可顯著降低患者的HA、LN、PC-Ⅲ、Ⅳ-C和HAase水平，與單純使用恩替卡韋治療的差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，說明聯(lián)合用藥改善肝纖維化程度的療效滿意。

然而，本次Meta分析仍存在一定的局限性。一方面，所納入的文獻(xiàn)數(shù)量較少；另一方面，所納入的大多數(shù)文獻(xiàn)未詳細(xì)報(bào)告分配隱藏、選擇性報(bào)告、隨機(jī)化方法和盲法等，影響了文獻(xiàn)質(zhì)量。

綜上所述，基于當(dāng)前的研究結(jié)果，與單純使用恩替卡韋比較，鱉甲煎丸聯(lián)合恩替卡韋治療乙型肝炎肝硬化，在改善肝功能方面的療效更顯著。然而，對兩種方案的改善肝功能指標(biāo)的效果進(jìn)行比較，當(dāng)療程為12個(gè)月時(shí)，兩種方案改善ALT水平的效果相當(dāng)；當(dāng)療程≤6個(gè)月時(shí)，兩種方案改善AST水平的效果相當(dāng)。且療程≤6個(gè)月的相關(guān)文獻(xiàn)較少，缺少可比性。因此，本研究有待出現(xiàn)更多質(zhì)量更高的隨機(jī)對照試驗(yàn)加以完善。