李亞敏 ，梁麗娜，許凱，高云，陳雪峰，王晶瑩，左倩倩

年齡相關性黃斑變性 （age-related macular degeneration，AMD）又稱為“老年性黃斑變性”（senile macular degeneration，SMD），是黃斑部視網膜及其下的營養(yǎng)結構視網膜色素上皮和脈絡膜發(fā)生病變，并導致患者視功能障礙和中心視力進行性下降[1]。流行病學數據顯示，AMD 是50 歲以上人群主要的致盲眼病之一。在我國，隨著生存年齡的延長和人口老齡化的加劇，其發(fā)病率也在逐年增長[2-3]。臨床上根據是否出現脈絡膜新生血管（choroidal neovascularization，CNV），分為萎縮型（又稱“干性”）和滲出型（又稱“濕性”）。濕性AMD 嚴重影響老年人的生活并造成不可逆的視力損失，目前抗血管內皮生長因子（vascular endothelial growth factor，VEGF）成 為 治療本病的一線用藥，主要包括雷珠單抗、貝伐單抗、康柏西普、阿柏西普等。此類藥物可有效促進CNV的消退，改善或穩(wěn)定患者病情，但卻不能控制CNV的復發(fā)和視力的進一步惡化，反復多次注射及高昂的醫(yī)療費用亦給患者帶來沉重的經濟負擔[4-5]。近年來，一些臨床研究報道中藥聯(lián)合抗VEGF 治療本病具有一定優(yōu)勢，易被更多的患者接受并認可。通過前期查閱大量文獻發(fā)現，中藥聯(lián)合雷珠單抗治療該病有較多報告，由此，本研究采用系統(tǒng)評價的方法對其治療濕性AMD 的隨機對照試驗（randomized controlled trial，RCT）進行嚴格的評價和資料綜合，以期獲得一定的證據，供臨床參考。

1 資料與方法

1.1 納入標準與排除標準

納入標準：（1）研究類型，公開發(fā)表的全文形式的中藥聯(lián)合雷珠單抗治療濕性AMD 的隨機對照試驗原始研究；（2）研究對象，濕性AMD 患者，年齡、性別、病例來源不限；（3）干預措施，試驗組采用中藥聯(lián)合雷珠單抗治療，對照組采用雷珠單抗（單純雷珠單抗或聯(lián)合安慰劑）治療；（4）主要結局指標，為最佳矯正視力；次要結局指標為黃斑中心凹視網膜厚度、視網膜血管熒光滲漏（FFA 療效）、生活質量、不良反應；（5）療程≥3 個月；（6）運用修改后的Jadad 評分表評分≥1 分文獻。

排除標準： 有以下幾種情況之一的文獻將不被納入，（1）重復發(fā)表的文獻；（2）數據缺失或統(tǒng)計學方法有誤的文獻；（3）無法下載原文的文獻。

1.2 檢索策略

兩人獨立完成系統(tǒng)檢索中藥（包括中藥復方、中成藥） 聯(lián)合雷珠單抗治療濕性AMD 的全部RCT 文獻，語種包括中文和英文。中文數據庫包括中國生物醫(yī)學文獻服務系統(tǒng)(SinoMed)、萬方數據庫（Wan-Fang）、中國知網數據庫(CNKI)、重慶維普中文科技期刊數據庫(VIP)；英文數據庫包括Cochrane Library、PubMed。檢索時限為自建庫至2019 年9 月。中文數據庫采用題名或關鍵詞和主題詞相結合的方式進行檢索，檢索詞為“黃斑變性”、“濕性年齡相關性黃斑變性”、“滲出性年齡相關性黃斑變性”、“新生血管性年齡相關性黃斑變性”、“中醫(yī)藥”、“中西醫(yī)”、“中藥”、“中草藥”、“中成藥”、“雷珠單抗”、“抗VEGF”、“隨機對照”；英文數據庫采用主題詞結合自由詞的方式進行檢索，檢索詞為“macular degeneration”、“wet age-related macular degeneration”、“exudative age-related macular degeneration”、“neovascular age-related macular degeneration”、“AMD”、“SMD”、“Chinese medicine”、“Chinese herbal medicine”、“Chinese patent medicine”、“ranibizumab”、“anti-VEGF”、“randomized controlled trial”。

1.3 文獻篩選與數據提取

由兩位經培訓合格的研究者獨立完成文獻檢索，將檢索所得題錄輸入NoteExpress 3.2 文獻管理軟件進行查重，并從題錄和摘要中根據文獻的納入與排除標準進行初步篩選，將符合標準的文獻獲取全文后再進一步鑒別篩選。文獻篩選過程中存在分歧時，進行討論協(xié)商，必要時請求第三方評價員協(xié)助解決。制定研究所需要的資料提取表格，主要內容包括第一作者、發(fā)表時間、研究類型、樣本量及結局指標等。

1.4 偏倚風險評價

運用改良后Jadad 評分表[6]對納入文獻進行評分，具體包括隨機序列的產生（0～2 分）、隨機化隱藏（0～2 分）、盲法（0～2 分）、撤出與退出（0～1 分）?？偡譃? 分，其中0～3 分為低質量研究，4～7 分為高質量研究。運用Cochrane 協(xié)作網偏移風險評價標準[7]對文獻進行風險評估，具體包括隨機分配方法、分配方案隱藏、盲法、結局數據的完整性、選擇性報告研究結果及其他偏移來源，每項條目包括3 檔偏倚分類，即低偏移風險、高偏移風險、偏移風險不確定。

1.5 統(tǒng)計學方法

運用Cochrane 協(xié)作網提供的RevMan 5.3 軟件對最終納入的文獻進行二次分析。二分類變量指標選擇比值比（odds ratio,OR）表示；連續(xù)性變量選擇加權均數差（weighted mean difference,WMD）表示，同時計算95%CI（Confidence Interval,CI），并作出森林圖。異質性檢驗采用χ2檢驗，檢驗水準為α=0.1，并用I2量化異質性，即P＞0.1，I2＜50%時，采用固定效應模型進行定量合成分析；反之，采用隨機效應模型。若P＜0.05，則認為差異具有統(tǒng)計學意義。若僅納入1 項研究或組間異質性過大，則采用描述性分析。

2 結果

2.1 文獻檢索及篩選結果

計算機全面檢索中國生物醫(yī)學文獻服務系統(tǒng)(SinoMed)、萬方數據庫（WanFang）、中國知網數據庫(CNKI)、重慶維普中文科技期刊數據庫(VIP)、Cochrane Library、PubMed 等。初步檢索出相關文獻共639 篇，其中CNKI 檢索145 篇，萬方數據庫檢索265 篇，VIP 檢索69 篇，CBM 檢索121 篇，Pubmed檢索15 篇，Cochrane Library 檢索8 篇，手工檢索16篇。運用NoteExpress 3.2 文獻管理軟件進行查重，去除重復文獻118 篇，剩余521 篇，通過初步閱讀題目、摘要等排除明顯不相關文獻391 篇，剩余130篇，通過下載全文仔細閱讀后排除122 篇，最終納入8 篇文獻[8-15]（圖1）。

圖1 文獻篩選流程圖

2.2 納入研究的基本特征

依據文獻納入及排除標準，共納入8 項研究，668 例受試者，其中試驗組371 例，對照組297 例，全部為隨機對照試驗（表1）。

2.3 納入文獻質量評價

運用改良后Jadad 評分表對納入文獻進行評分，其中3 篇[8，13-14]評定為1 分，1 篇[15]評定為2 分，3篇[9-10,12]評定為3 分，均屬于低質量研究；1 篇[11]評定為6 分，屬于高質量研究。運用Cochrane 協(xié)作網偏移風險評價標準對文獻進行風險評估，其中4 篇[9,10,12,15]應用隨機數字表法分組，4 篇[8,11,13-14]僅提及隨機字樣而未描述具體的隨機方法。1 篇[11]為一項多中心、隨機、雙盲、安慰劑研究，描述了隨機化隱藏和盲法的應用，余7 篇[8-10,12-15]均未應用隨機化隱藏，因此無法對納入研究是否實施隨機化作出評價，均未提及盲法，不能排除患者分組過程中產生的選擇性偏倚和結局評估過程中產生的測量偏移。1 篇[11]描述了病例退出與失訪，1 篇[15]描述了隨訪。1 篇[11]為英文文獻，余7 篇[8-10，12-15]為中文文獻，受試者全部為中國人，故在一定程度上存在納入人種的偏移。所有文獻均未發(fā)表研究方案，部分研究報告了有限的結局指標，其中3 篇[9,11,14]僅提及納入病例數（人數），而未明確指出眼只數（單眼或雙眼），因此，在一定程度上存在報告數據不完整情況。1 篇[11]報告了資金項目來源，綜合以上評價提示納入研究的方法學質量總體偏低，文獻偏移風險較高，存在影響研究結果準確性的可能（圖2、3）。

表1 納入研究的基本特征

2.4 研究結果

2.4.1 最佳矯正視力 （best corrected visual acuity，BCVA）共有6 項研究[8,10,12-15]報告了中藥聯(lián)合雷珠單抗治療3 個月患者BCVA 變化，其中3 篇[8，14-15]（n=217）采用國際標準視力表記錄，各研究間具有同質性（P=0.99，I2=0%），故采用固定效應模型。Meta 分析結果顯示，中藥聯(lián)合雷珠單抗組與單純雷珠單抗組BCVA 差異有統(tǒng)計學意義（MD=0.09，95%CI[0.05，0.13]，Z=4.48，P＜0.01）（圖4）。2 篇[10，12]（n=127）采用ETDRS 表記錄（字母評分數），各研究間具有同質性（P=0.33，I2=0%），故采用固定效應模型，分析結果顯示，中藥聯(lián)合雷珠單抗組與單純雷珠單抗組BCVA差異有統(tǒng)計學意義（MD=8.11，95%CI[5.20，11.02]，Z=5.47，P＜0.01）（圖5）。1 篇[13]（n=60）采用logMAR視力記錄，試驗組BCVA 為（0.316±0.056），樣本量為30 例；對照組BCVA 為（0.512±0.071），樣本量為30 例，結果顯示，中藥聯(lián)合雷珠單抗組與單純雷珠單抗組BCVA 差異有統(tǒng)計學意義 （MD=-0.20，95%CI[-0.23，-0.16]，Z=11.87，P＜0.01），以上研究提示，中藥聯(lián)合雷珠單抗能夠提高患者BCVA，且優(yōu)于單純雷珠單抗治療，但由于BCVA 記錄方式不同，故無法進行合并計算。

圖2 文獻偏移風險評價圖

1 篇[10]（n=75）報告了治療6 個月BCVA，其中試驗組為（45.47±27.03），樣本量為38 例；對照組為（35.08±20.44），樣本量為37 例，結果顯示，中藥聯(lián)合雷珠單抗組與單純雷珠單抗組BCVA 差異無統(tǒng)計學意義（MD=10.39，95%CI[-0.44，21.22]，Z=1.88，P=0.06）。1 篇[11]（n=142）報告了兩組治療24 周后相對基線水平的平均視力變化，結果顯示，中藥聯(lián)合雷珠單抗組與單純雷珠單抗組BCVA 差異無統(tǒng)計學意義（MD=1.9，95%CI[-2.8，6.6]，P=0.231），以上研究提示，中藥聯(lián)合雷珠單抗在提高患者BCVA 方面與單純雷珠單抗療效相當。

2.4.2 黃斑中心凹視網膜厚度（central retina thickness，CRT） 7 篇文獻[8-10,12-15]（n=524）報告了治療3 個月患者CRT 變化，各研究間具有異質性（P=0.001，I2=73%），故采用隨機效應模型，Meta 分析結果顯示，中藥聯(lián)合雷珠單抗組與單純雷珠單抗組CRT 差異有統(tǒng)計學意義（MD=-27.22，95%CI[-37.14，-17.30]，Z=5.38，P＜0.01）（圖6），提示中藥聯(lián)合雷珠單抗組能夠降低患者CRT 值，且優(yōu)于單純雷珠單抗組。各研究目標間經檢驗存在一定異質性，考慮與研究納入的基線水平、樣本量大小、結局指標的測量設備及方法等有關，通過逐次排除單項研究后重新整合的方法對文獻進行敏感性分析，發(fā)現與未剔除前結論一致，證明其結果穩(wěn)定。

1 篇[10]報告了治療6 個月患者CRT 變化，其中試驗組為（391.18±247.45），樣本量為38 例；對照組為（435.38±267.44），樣本量為37 例，結果顯示，中藥聯(lián)合雷珠單抗組與單純雷珠單抗組CRT 差異無統(tǒng)計學意義（MD=-44.20，95%CI[-160.89，72.49]，Z=0.74，P=0.46）。1 篇[11]（n=142）報告了治療24 周后相對基線水平的平均CRT 變化，結果顯示，中藥聯(lián)合雷珠單抗組與單純雷珠單抗組CRT 差異無統(tǒng)計學意義（MD=-8.0，95%CI[-35.0，20.0]，P=0.543），以上研究提示中藥聯(lián)合雷珠單抗在降低患者CRT 方面與單純雷珠單抗療效相當。

圖4 BCVA（3 個月 國際標準視力）Meta 分析森林圖

圖5 BCVA（3 個月ETDRS）Meta 分析森林圖

圖6 CRT（3 個月）Meta 分析森林圖

圖7 FFA 療效Meta 分析森林圖

2.4.3 視網膜血管熒光滲漏（FFA 療效） 3 篇文獻[8，12，15]（n=189）報告了治療3 個月FFA 療效，各研究間具有同質性（P=0.76＞0.1，I2=0%），故采用固定效應模型，分析結果顯示，中藥聯(lián)合雷珠單抗組與單純雷珠單抗組FFA 療效差異有統(tǒng)計學意義（OR=4.68，95%CI[1.78，12.28]，Z=3.13，P＜0.01）（圖7），提示中藥聯(lián)合雷珠單抗能夠改善患者視網膜血管熒光滲漏，且優(yōu)于單純雷珠單抗治療。目前我們尚未找到聯(lián)合中藥治療更長時間或隨訪窗內（＞3 月）FFA 療效的數據支持。

2.4.4 生活質量2 篇文獻[11，14]報告了試驗期間受試者的生活質量，其中1 篇[14]記錄了兩組在治療前后（3 個月）MacDQoL 量表評分的變化，結果顯示明目消朦片聯(lián)合雷珠單抗組患者評分高于單純雷珠單抗組；1 篇[11]記錄了兩組在治療前后（6 個月）中醫(yī)證候量表評分變化，結果顯示雷珠單抗聯(lián)合ZQMT組在改善患者口干、眼干、睡眠質量、頭暈耳鳴方面優(yōu)于雷珠單抗聯(lián)合安慰劑組；余6 篇[8-10，12-13，15]均 未 報 告受試者生活質量情況。

2.4.5 不良事件 3 篇文獻[11，14-15]報告了不良事件，其中1 篇[11]報告了試驗組根據眼底出血按需注射雷珠單抗，1 篇[14]報告了試驗組患者服藥后出現輕度胃腸道反應，1 篇[15]報告了試驗組1 例CNV 復發(fā)，對照組5 例CNV 復發(fā)，眼底出血、滲出加重，黃斑水腫加重。3 篇[8-10]報告了未發(fā)生不良事件，2 篇[12，13]未報告不良事件。

2.4.6 發(fā)表偏倚分析 因每一項結局指標所納入的研究數量均小于10，故未作漏斗圖以評價發(fā)表偏移風險。此外，一項研究[10]在Meta 分析過程中出現陰性結果，而原始研究報告為陽性結果，由此可能造成一定的發(fā)表偏倚。

3 討論

濕性AMD 是一種與年齡相關的退行性致盲性眼底病變，研究發(fā)現AMD 多與RPE 自噬功能障礙、細胞衰老、免疫炎癥反應、VEGF 形成、氧化應激及遺傳調控等密切相關[16-19]。目前光動力療法、激光光凝、經瞳孔溫熱治療、玻璃體腔注射抗VEGF 等雖然在一定程度上改善了患者眼底癥狀，但仍未是有效手段[20]，如光動力療法可有效緩解疾病的進展，但治療后極少有患者得到視力改善，且治療費用昂貴，需要多次治療[21]。玻璃體腔注射抗VEGF 是目前全世界應用最廣泛、療效最確切的治療方法，但由于其價格昂貴，療程長，需要患者較好的依從性和經濟條件，且隨著注射頻次的增多，與之相關的危險因素如外傷性白內障、眼內出血、視網膜脫離、眼內炎等亦隨之增加[22-24]。

中醫(yī)對AMD 早有認識，根據臨床表現，將其歸屬于“視瞻昏渺”“視直如曲”“暴盲”等范疇，其基本病機為肝脾腎虛，但常以痰濕、血瘀、肝郁等實證表現，為本虛標實、虛實夾雜之證，故治療以補益肝腎、健脾益氣為主，配合化痰祛瘀、疏肝理氣等藥物[25-27]。近年來，中醫(yī)藥治療本病的臨床報告和機制研究日益增多，金明等[28]研究發(fā)現中藥復方能通過抑制炎癥反應、降低VEGF 的表達，進而阻止CNV 形成。秦霖等[14]研究發(fā)現明目消朦片聯(lián)合抗VEGF 藥物通過TLR3、TLR4 介導的減弱炎癥反應和血管生成因子的表達進而抑制CNV 的表達。大量研究發(fā)現中西醫(yī)結合治療濕性AMD 可在一定程度上延緩病情、降低治療費用，減少并發(fā)癥[11，29-32]。本研究納入8 篇文獻，其中5 篇[8-10，12，14-15]以益氣健脾、益精明目為主，3篇[9，11，13]以滋養(yǎng)肝腎、活血祛瘀為主。Meta 分析結果顯示：（1）治療3 個月，與單純雷珠單抗相比，中藥聯(lián)合雷珠單抗能夠明顯提高患者的最佳矯正視力、降低黃斑中心凹視網膜厚度、改善視網膜血管熒光滲漏；（2）治療6 個月，中藥聯(lián)合雷珠單抗與單純雷珠單抗相比，在提高患者最佳矯正視力、降低黃斑中心凹視網膜厚度方面差異無統(tǒng)計學意義。

綜上所述，由于符合納入文獻的數量不足、整體質量偏低、樣本量少、治療周期或隨訪窗短等局限，我們無法得出充分的證據說明中藥聯(lián)合雷珠單抗對濕性AMD 治療的影響。在整理文獻過程中我們發(fā)現中藥治療濕性AMD 試驗設計存在諸多不足，因此有必要采用科學嚴謹的方法進一步開展更多高質量、大樣本、多中心的臨床試驗，以闡明中藥治療濕性AMD 的作用。基于當前研究設計的弊端，建議考慮以下幾點：（1）對試驗方案進行注冊，這樣能增加試驗的透明度，提高臨床研究的質量，防止不公開陰性研究結果和研究結果不明確的發(fā)生，進而減少選擇性報告偏倚和發(fā)表偏倚；（2）對結局指標采用國際統(tǒng)一方法進行規(guī)范描述，比如采用ETDRS 視力表檢測并記錄BCVA；（3）詳細描述采用的隨機方法和分配隱藏，評估盲法的程度；（4）正確估算樣本量，根據研究方案、主要統(tǒng)計學參數以及假設檢驗類型，選擇合適的計算公式進行樣本量的推算；（5）詳細記錄試驗中出現的不良反應、生活質量的改變、退出與失訪等；（6）增加治療周期及隨訪窗，以了解中藥的長期療效和安全性；（7）中醫(yī)藥重在辨證論治，在今后的臨床試驗時要關注所評價中藥復方與納入研究對象證型的一致性；（8）將治療成本納入結局指標，觀察聯(lián)合中藥治療是否可以減少抗VEGF 治療的注射次數，降低治療成本。