彭 蕾 王豪杰 王扎根

(同濟(jì)大學(xué)附屬同濟(jì)醫(yī)院，上海 200065)

兒童反復(fù)呼吸道感染(recurrent respiratory tract infections，RRTIs)是一種臨床癥狀診斷，也是兒童常見病癥。RRTIs病因包括免疫系統(tǒng)及生理結(jié)構(gòu)、環(huán)境因素、遺傳因素、營養(yǎng)失衡等方面[1-3]。脾氨肽凍干粉(以下稱脾氨肽)提取自健康動物的新鮮脾臟，是肽及核苷酸類的復(fù)合物。作為中國原研的一種免疫調(diào)節(jié)劑，具有雙向調(diào)節(jié)細(xì)胞和體液免疫應(yīng)答的作用，臨床用于增強(qiáng)RRTIs患兒的免疫功能。目前關(guān)于口服脾氨肽治療兒童RRTIs的研究較多，但結(jié)論并不一致。在本研究中，采用薈萃分析方法，系統(tǒng)分析脾氨肽治療對兒童RRTIs的隨機(jī)對照試驗(randomize controlled trial，RCT)的臨床療效和免疫相關(guān)指標(biāo)，以期為兒童RRTIs臨床免疫調(diào)節(jié)治療提供循證依據(jù)。

1 資料與方法

1.1資料

1.1.1納入標(biāo)準(zhǔn) ①研究類型為RCT；②研究對象年齡<15歲；③研究對象為臨床確診的RRTIs 患兒；④干預(yù)措施：試驗組患兒口服脾氨肽，對照組患兒為空白或口服安慰劑；⑤結(jié)局測量指標(biāo)包括治療總有效率、發(fā)熱持續(xù)時間，反復(fù)下呼吸道感染患兒可納入咳喘及啰音持續(xù)時間；血清中IgA、IgG、IgM水平及T細(xì)胞亞群(CD3+、CD4+和CD8+)變化。

1.1.2排除標(biāo)準(zhǔn) ①研究對象年齡≥15歲；②重復(fù)發(fā)表的研究；③數(shù)據(jù)不全和無可用數(shù)據(jù)者。

1.2方法

1.2.1檢索策略 以“脾氨肽+反復(fù)呼吸道感染”檢索中國生物醫(yī)學(xué)數(shù)據(jù)庫、中文刊物全文數(shù)據(jù)庫、維普數(shù)據(jù)庫和萬方數(shù)據(jù)知識服務(wù)平臺，查詢口服脾氨肽對比空白/口服安慰劑治療RRTIs兒童的RCT研究，搜索時間限制均為建庫至2019年5月。

1.2.2文獻(xiàn)篩選與數(shù)據(jù)提取 兩名研究人員單獨(dú)完成文獻(xiàn)內(nèi)容的篩選，以及數(shù)據(jù)內(nèi)容的提取。結(jié)束后兩人交換檢查；若兩人意見相左，則第3名研究者加入討論并得出最終結(jié)論。提取數(shù)據(jù)如下：第一作者的姓名和出版年份、樣本量、干預(yù)措施、結(jié)局測量指標(biāo)及偏倚風(fēng)險評價信息等。

1.2.3偏倚風(fēng)險評估 兩名研究者獨(dú)立完成偏倚風(fēng)險評估，結(jié)束后兩人交叉檢查；若兩人意見相左，則第3名研究者加入討論并得出最終結(jié)論。用考克蘭協(xié)作網(wǎng)推薦的偏倚風(fēng)險評估工具評判已納入研究的偏倚風(fēng)險，主要項目包括隨機(jī)方式、分配隱藏法、盲法的類型、結(jié)果資料的完好性、選擇性報告研究結(jié)果和其他偏倚來源[4-6]。

1.3統(tǒng)計學(xué)方法 二分類變量資料用相對危險度(RR)及其95%置信區(qū)間(CI)作為效應(yīng)量。連續(xù)變量數(shù)據(jù)用均數(shù)差(MD)和95%CI作為效應(yīng)量。分析納入研究之間異質(zhì)性時，用χ2檢驗，檢驗水平定為α=0.1；根據(jù)I2值判斷異質(zhì)性的大?。簾o異質(zhì)性時(P>0.10，I2≤50%)，用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析;有異質(zhì)性 (P≤0.10，I2>50%)的情況下，首先分析異質(zhì)性的來源，明確隨機(jī)效應(yīng)模型是否適用。當(dāng)臨床異質(zhì)性顯著時，不再合并，僅給予描述性分析。所有統(tǒng)計分析均通過RevMan 5.3軟件進(jìn)行。

2 結(jié)果

2.1文獻(xiàn)檢索結(jié)果 初次檢索獲得相關(guān)文獻(xiàn)235篇，閱讀標(biāo)題和摘要后，去除重復(fù)發(fā)表及對照方式不隨機(jī)的文獻(xiàn)，初篩納入28篇使用脾氨肽凍干粉治療RRTIs的RCT試驗論著。進(jìn)而通讀全文，剔除干預(yù)措施、測量指標(biāo)和對照不隨機(jī)等與納入標(biāo)準(zhǔn)不相符合的文獻(xiàn)，最后選入18項RCT的文獻(xiàn)[7-24]。其篩選流程如圖1所示。

2.2納入研究的基本特征 共納入1 754例兒童,其中試驗組886例，對照組868例；18項RCT[7-24],其中5篇藥品廠家信息不詳[8,16-19]，10篇使用浙江豐安生物制藥公司產(chǎn)品[9，10,13-15,20-24]，3篇使用大連百利天華制藥公司產(chǎn)品[7,11，12]。納入研究基本特征見表1。

2.3納入研究偏倚風(fēng)險 共有8項RCT報告了具體的隨機(jī)分配方式[9,10,12,14,19-22]，其中6項使用隨機(jī)數(shù)字表法，1項使用抽簽法[14]，1項以就診順序隨機(jī)分組[21]。所有準(zhǔn)入研究都給出完整結(jié)果數(shù)據(jù)[7-24]，沒有選擇性報告研究結(jié)果，未說明其他偏倚來源。偏倚風(fēng)險評價結(jié)果見表2。

2.4Meta分析結(jié)果

2.4.1總有效率 15項RCT報告了治療總有效率[7-12，14-17，19-23]，其中試驗組共計736例患兒，對照組共計718例患兒。納入研究之間有統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(I2=81%，P<0.001)，因為沒有臨床異質(zhì)性，隨使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析，結(jié)果如圖2所示。Meta分析顯示,試驗組總有效率明顯高于對照組，有統(tǒng)計學(xué)差異[RR=1.46，95%CI(1.28，1.65)，P<0.001]。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程Fig.1 Flow chart of literature search and study slection process

2.4.2發(fā)熱持續(xù)時間 4項研究報告了發(fā)熱持續(xù)時間[12-15]，共376例兒童，其中試驗組193例，對照組183例。各研究之間存在著統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(I2=92%，P<0.001)，因為沒有臨床異質(zhì)性，故使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行處理，結(jié)果如圖3所示。Meta分析顯示，試驗組患兒的連續(xù)發(fā)熱時間明顯小于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義[MD=-1.54，95%CI(-1.93，-1.15)，P<0.001]。

2.4.3咳喘持續(xù)時間 4項RCT報告了咳喘持續(xù)時間[12-15]。共376例患兒，其中試驗組193例，對照組183例。各研究組之間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(I2=14%，P=0.32)，故采取固定效應(yīng)模型處理，結(jié)果如圖4所示。Meta分析顯示，試驗組的咳喘持續(xù)時間短于對照組，兩組差異有統(tǒng)計學(xué)意義[MD=-1.95，95%CI(-2.03，-1.86)，P<0.001]。

2.4.4啰音持續(xù)時間 4篇文章提供了啰音持續(xù)時間數(shù)據(jù)[12-15]。共376例兒童，試驗組193例，對照組183例。各研究組間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(I2=97%，P<0.001)，因為無臨床異質(zhì)性，采取隨機(jī)效應(yīng)模型處理，結(jié)果如圖5所示。資料顯示，試驗組的啰音持續(xù)時間短于對照組，組間差異有統(tǒng)計學(xué)意義[MD=-2.9，95%CI(-3.38，-2.42)，P<0.001]。

表1 納入研究基本特征

表2 納入研究偏倚風(fēng)險評價結(jié)果

圖2 兩組治療總有效率的Meta分析森林圖Fig.2 Forest plot of total effective rate in two groups

圖3 兩組發(fā)熱持續(xù)時間的Meta分析森林圖Fig.3 Forest plot of fever duration in two groups

圖4 兩組咳喘持續(xù)時間的Meta分析森林圖Fig.4 Forest plot of cough and wheeze duration in two groups

圖5 兩組啰音持續(xù)時間的Meta分析森林圖Fig.5 Forest plot of rales duration in two groups

2.4.5IgM水平 4項研究報告了IgM水平[7,11，17，22]。共371例患兒，試驗組192例，對照組179例。各研究間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(I2=79%，P=0.002)，因為無臨床異質(zhì)性，故采取隨機(jī)效應(yīng)模型處理，結(jié)果如圖6所示。數(shù)據(jù)顯示，實(shí)驗組患兒的IgM水平高于對照組，且差異有統(tǒng)計學(xué)意義[MD=0.06，95%CI(0.02，0.11)，P=0.009]。

圖6 兩組IgM水平的Meta分析森林圖Fig.6 Forest plot of IgM levels in two groups

圖7 兩組IgA水平的Meta分析森林圖Fig.7 Forest plot of IgA levels in two groups

圖8 兩組IgG水平的Meta分析森林圖Fig.8 Forest plot of IgG levels in two groups

圖9 兩組CD3+的Meta分析森林圖Fig.9 Forest plot of CD3+ in two groups

2.4.6IgA水平 共有5項研究報告IgA水平[7,11，17，22,24]。共431例患兒，試驗組222例，對照組209例。各研究間有統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(I2=95%，P<0.001)，但無臨床異質(zhì)性，故采取隨機(jī)效應(yīng)模型方法處理，結(jié)果如圖7所示。結(jié)果顯示，試驗組患兒的IgA水平高于對照組，且差異有統(tǒng)計學(xué)意義[MD=0.31，95%CI(0.28，0.35)，P<0.001]。

2.4.7IgG水平 5項RCT報告了431例兒童的IgG水平[7,11，17，22,24]，其中試驗組222例，對照組209例。各研究組間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(I2=92%，P<0.001)，因為無臨床異質(zhì)性，故采取隨機(jī)效應(yīng)模型處理，結(jié)果如圖8所示。結(jié)果顯示，試驗組的IgG水平高于對照組，且差異有統(tǒng)計學(xué)意義[MD=0.58，95%CI(0.49，0.67)，P<0.001]。

圖10 兩組CD4+的Meta分析森林圖Fig.10 Forest plot of CD4+ in two groups

圖11 兩組CD8+的Meta分析森林圖Fig.11 Forest plot of CD8+ in two groups

圖12 兩組CD4+/CD8+的Meta分析森林圖Fig.12 Forest plot of CD4+/CD8+ in two groups

2.4.8CD3+4項研究報道了CD3+T細(xì)胞變化[8，9，18,22]。共459例患兒，試驗組233例，對照組226例。各納入研究組相互之間有統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(I2=95%，P<0.001)，因無臨床異質(zhì)性，故采取隨機(jī)效應(yīng)模型處理，結(jié)果見圖9。數(shù)據(jù)顯示試驗組的CD3+T細(xì)胞比率高于對照組，且差異有統(tǒng)計學(xué)意義[MD=8.23，95%CI(5.23，11.22)，P<0.001]。

2.4.9CD4+7項RCT報道了CD4+T細(xì)胞變化[8-12，18，20,22]。共773例兒童，其中試驗組391例，對照組382例。納入研究相互之間有統(tǒng)計學(xué)的異質(zhì)性(I2=89%，P<0.001)，因無臨床異質(zhì)性，故采取隨機(jī)效應(yīng)模型處理，結(jié)果見圖10。資料顯示，試驗組的CD4+T細(xì)胞比率高于對照組，且差異有統(tǒng)計學(xué)意義[MD=4.90，95%CI(3.32，6.48)，P<0.001]。

2.4.10CD8+7項RCT報道了CD8+T細(xì)胞變化[8-12，18，20,22]。共773例兒童，其中試驗組391例，對照組382例。各研究組間有統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(I2=97%，P<0.001)，無臨床的異質(zhì)性，故采取隨機(jī)效應(yīng)模型處理，結(jié)果見圖11。結(jié)果顯示，兩組間CD8+T細(xì)胞比率差異沒有統(tǒng)計學(xué)意義[MD=-2.43，95%CI(-4.86，0)，P=0.05]。

圖13 兩組治療總有效率漏斗圖Fig.13 Funnel plot of total effective rate in two groups

2.4.11CD4+/CD8+7項研究報道了CD4+T細(xì)胞/CD8+T細(xì)胞變化[8-12，18，20,22]。共773例兒童，其中試驗組391例，對照組382例。各研究間有統(tǒng)計學(xué)的異質(zhì)性(I2=92%，P<0.001)，無臨床異質(zhì)性，故采取隨機(jī)效應(yīng)模型處理，結(jié)果見圖12。結(jié)果顯示，試驗組的CD4+T細(xì)胞/CD8+T細(xì)胞比率明顯高于對照組，組間差異有著統(tǒng)計學(xué)意義[MD=0.39，95%CI(0.25，0.53)，P<0.001]。

2.5發(fā)表偏倚 用Revman5.3軟件繪制治療總有效率漏斗圖(圖13)，結(jié)果顯示散點(diǎn)多數(shù)分布在倒漏斗左上部，部分在倒漏斗外部，提示可能存在發(fā)表偏倚。

3 討論

RRTIs病況反復(fù)遷延，可造成疾病的惡性循環(huán)，嚴(yán)重者可影響患兒的生長發(fā)育，同時給患兒和父母帶來很大的心理和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。但RRTIs病因復(fù)雜，可能與以下因素有關(guān)[25]：①呼吸系統(tǒng)解剖生理缺陷；②先天性和獲得性免疫功能缺陷[26]；③維生素、微量元素和鈣缺乏；④呼吸道病變和先天性結(jié)構(gòu)異常疾病；⑤遺傳及環(huán)境因素；⑥兒童感染性呼吸道疾病的治療不當(dāng)?shù)取?/p>

人類獲得性免疫功能由B淋巴細(xì)胞介導(dǎo)的體液免疫和T淋巴細(xì)胞介導(dǎo)的細(xì)胞免疫組成，通常以免疫球蛋白和補(bǔ)體作為體液免疫的主要指標(biāo)，如IgA、IgG、IgM、C3等，而細(xì)胞免疫水平用T細(xì)胞亞群如CD3+、CD4+、CD8+、CD4+/CD8+等來反映。CD4+T細(xì)胞作為輔助誘導(dǎo)的T細(xì)胞，可在抗原協(xié)同下刺激B細(xì)胞轉(zhuǎn)化成為漿細(xì)胞；CD8+T細(xì)胞作為抑制性T細(xì)胞亞群和細(xì)胞毒性T細(xì)胞亞群，增加時提示免疫抑制增強(qiáng)；CD4+/CD8+反映輔助誘導(dǎo)T細(xì)胞亞群與抑制性T細(xì)胞亞群之間功能的平衡狀態(tài)[27]。研究顯示RRTIs兒童與正常兒童相比，多數(shù)存在不同程度的體液免疫低下及細(xì)胞免疫失衡：韓瑞珠的研究數(shù)據(jù)顯示RRTIs患兒CD8+T細(xì)胞的構(gòu)成比顯著高于對照組，而CD4+/CD8+比率明顯低于對照組[28，29]；朱曉萍對28例患兒檢查顯示46%存在IgG亞類缺陷。脾氨肽是從新鮮動物脾臟中提取的核苷酸和肽類復(fù)合物，可調(diào)理免疫系統(tǒng)信號傳遞、活化淋巴細(xì)胞以及受體調(diào)節(jié)3個環(huán)節(jié)，通過增強(qiáng)T淋巴細(xì)胞的殺傷效應(yīng)、協(xié)同效應(yīng)、增殖效應(yīng)和復(fù)制效應(yīng)，提高對細(xì)菌性、霉菌性和病毒性細(xì)胞內(nèi)感染的抵抗作用[31]。對于一部分未發(fā)現(xiàn)潛在病因的RRTIs患兒來說，給予免疫調(diào)節(jié)劑可以取得較好的臨床效果[32]。

本研究共納入18篇RCT，全部為國內(nèi)研究。大多數(shù)納入研究在方法學(xué)上存在局限性：①有10篇文獻(xiàn)未提供明確的隨機(jī)方法，另有1篇以就診順序隨機(jī)分組，為半隨機(jī)分配；所有文獻(xiàn)均未提及施盲及分配隱藏情況。②各納入研究雖用藥劑量相同，但生產(chǎn)廠家、用藥方法、療程、隨訪時間、療效評價指標(biāo)并不統(tǒng)一，可能對文獻(xiàn)的整體評價產(chǎn)生偏倚。

Meta分析結(jié)果顯示RRTIs患兒口服脾氨肽凍干粉可顯著提高總有效率，縮短發(fā)熱、咳喘及啰音持續(xù)時間，提高IgM、IgA、IgG水平，增加CD3+、CD4+及CD4+/CD8+,但對CD8+無明顯影響。但本薈萃分析結(jié)局指標(biāo)較多，部分結(jié)果納入的研究偏少，納入研究間的異質(zhì)性較大，且可能存在發(fā)表偏倚，故仍需要質(zhì)量高、樣本量大的臨床隨機(jī)對照研究進(jìn)一步驗證。