李勇，龍勇，趙沖，張冠卿，蘇彥河

據(jù)最新研究統(tǒng)計(jì)，2020 年全球約有220 萬(wàn)新發(fā)癌癥患者，新發(fā)肺癌患者占11.4%；全球每年180 萬(wàn)人死于癌癥，肺癌死亡人數(shù)占20%［1］。非小細(xì)胞肺癌（NSCLC）約占肺部惡性腫瘤的85%，且大多數(shù)患者確診時(shí)已處于中晚期，5 年生存率不足20%［2-3］。表皮生長(zhǎng)因子受體（EGFR）突變?cè)贜SCLC 患者中相對(duì)常見(jiàn)，亞洲高達(dá)30%～50%的患者EGFR 突變陽(yáng)性，最常見(jiàn)的EGFR突變類(lèi)型為19外顯子缺失和21外顯子突變［4］。EGFR 酪氨酸激酶抑制劑（EGFR-TKIs）的療效已被證明優(yōu)于復(fù)發(fā)化療或晚期肺癌化療，顯著提高了患者的無(wú)進(jìn)展生存期（PFS）和總生存期（OS），因此EGFR-TKIs 已成為EGFR突變型晚期NSCLC 患者標(biāo)準(zhǔn)的治療藥物［5-6］。然而，絕大部分接受EGFR-TKIs治療的患者最終會(huì)出現(xiàn)獲得性耐藥的情況，并且20%～30%的NSCLC 患者表現(xiàn)出對(duì)EGFR-TKIs 的原發(fā)性耐藥［7］。相關(guān)研究證實(shí)，腫瘤實(shí)體組織中過(guò)度表達(dá)的血管內(nèi)皮生長(zhǎng)因子受體（VEGFR）和血管內(nèi)皮生長(zhǎng)因子（VEGF）可誘導(dǎo)新生血管，在促進(jìn)腫瘤生長(zhǎng)、轉(zhuǎn)移等方面起到重要作用［8］?？寡苌伤幬铮╒EGFR 單抗）可抑制VEGFR 與VEGF 識(shí)別、結(jié)合，使現(xiàn)有腫瘤血管退化，且可逆轉(zhuǎn)腫瘤微環(huán)境的免疫抑制狀態(tài)并抑制腫瘤血管的生成［9］。由于EGFR-TKIs 和VEGFR 單抗作用于腫瘤生長(zhǎng)至關(guān)重要的兩種不同途徑，因此EGFR-TKIs 聯(lián)合VEGFR 單抗治療策略可能使晚期肺癌患者獲益。日本的一項(xiàng)Ⅱ期臨床研究表明，厄洛替尼聯(lián)合貝伐珠單抗能夠顯著延長(zhǎng)EGFR 突變晚期肺癌患者的PFS（16.4 個(gè)月vs 9.8 個(gè)月）［10］。然而美國(guó)的一項(xiàng)Ⅱ期臨床研究發(fā)現(xiàn)，聯(lián)合用藥并沒(méi)有使患者的PFS 獲益（17.9 個(gè)月 vs 13.5 個(gè)月）［11］，同時(shí)ZHAO 等［12］和SAITO 等［13］研究表明，聯(lián)合用藥并沒(méi)有使19 外顯子突變患者在PFS 方面獲益。因此，聯(lián)合用藥在治療晚期NSCLC 的療效上存在爭(zhēng)議。本研究對(duì)相關(guān)最新研究報(bào)道進(jìn)行合并分析，以確定EGFR-TKIs 聯(lián)合VEGFR 單抗治療晚期NSCLC 的臨床療效和安全性。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)檢索策略 檢索中國(guó)知網(wǎng)、維普網(wǎng)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)、EMBase、PubMed 和The Cochrane Library 中有關(guān)聯(lián)合用藥治療晚期EGFR 突變型NSCLC 患者的相關(guān)文獻(xiàn)，檢索時(shí)限均為建庫(kù)至2021 年7 月，采用主題詞和自由詞相結(jié)合的方式進(jìn)行計(jì)算機(jī)檢索。中文檢索詞：“抗血管生成藥物”“貝伐珠單抗”“安羅替尼”“阿帕替尼”“表皮生長(zhǎng)因子受體酪氨酸激酶抑制劑”“靶向藥”“吉非替尼”“厄洛替尼”“阿法替尼”“奧西替尼”“肺癌”“肺惡性腫瘤”“非小細(xì)胞肺癌”；英文檢索詞：“Angiogenesis Inhibitors”“bevacizumab”“An lotinib”“Apatinib”“EGFR-TKI”“Gefitinib”“Icotinib”“Afatinib”“Osimertinib”“l(fā)ung tumor”“NSCLC”“non small-cell lung cancer”。

1.2 納入標(biāo)準(zhǔn)與排除標(biāo)準(zhǔn) 納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）研究對(duì)象：患者經(jīng)病理檢查確診為晚期NSCLC，且EGFR 基因突變陽(yáng)性；（2）研究類(lèi)型：隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)（RCT）；（3）聯(lián)合給藥組：EGFR-TKIs 聯(lián)合VEGFR 單抗；（4）單藥組：EGFR-TKIs；（5）結(jié)局指標(biāo)：PFS、OS、客觀緩解率（ORR）、疾病控制率（DCR）、3 級(jí)以上不良事件（AE）。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）重復(fù)發(fā)表文獻(xiàn)、綜述、個(gè)案報(bào)道、會(huì)議摘要等；（2）回顧性研究、單臂實(shí)驗(yàn)、動(dòng)物實(shí)驗(yàn)；（3）既往接受過(guò)其他治療方案、無(wú)法獲取PFS、OS 等關(guān)鍵信息。

1.3 數(shù)據(jù)提取及質(zhì)量評(píng)價(jià) 由兩名研究者分別通過(guò)閱讀全文對(duì)文章的關(guān)鍵信息進(jìn)行提取，提取內(nèi)容包括第一作者、國(guó)家、研究類(lèi)型、疾病分期、治療方案、性別、中位隨訪時(shí)間、病理類(lèi)型、平均年齡、基因突變類(lèi)型、結(jié)局指標(biāo)；由兩名研究者分別獨(dú)立通過(guò)Cochrane 風(fēng)險(xiǎn)偏倚評(píng)價(jià)工具完成文章偏倚風(fēng)險(xiǎn)質(zhì)量評(píng)價(jià)，如遇分歧則由其他研究者進(jìn)行分析，最終共同協(xié)商討論解決。Cochrane風(fēng)險(xiǎn)偏倚評(píng)價(jià)工具主要包括7個(gè)項(xiàng)目：隨機(jī)序列產(chǎn)生、分配隱藏、研究和受試者設(shè)盲、結(jié)果盲法評(píng)價(jià)、數(shù)據(jù)完整性、選擇性報(bào)告、其他偏倚。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 利用STATA 15.0 統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行Meta 分析。生存分析采用風(fēng)險(xiǎn)比（HR）及95%置信區(qū)間（CI）作為效應(yīng)分析統(tǒng)計(jì)量，二分類(lèi)變量采用相對(duì)危險(xiǎn)度（RR）及95%CI 作為效應(yīng)分析統(tǒng)計(jì)量。采用χ2檢驗(yàn)對(duì)納入研究進(jìn)行異質(zhì)性分析，并利用I2量化異質(zhì)性：若P>0.1 且I2≤50%，則認(rèn)為各研究間異質(zhì)性較低，采用固定效應(yīng)模型；若P ≤0.1 且I2>50%，則認(rèn)為各研究間異質(zhì)性較高，采用隨機(jī)效應(yīng)模型；對(duì)于異質(zhì)性較大的效應(yīng)量，采用敏感性分析評(píng)價(jià)研究可靠度；采用Egger's 法分析文獻(xiàn)的發(fā)表偏倚。以P<0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)篩選流程及檢索結(jié)果 初步檢索共獲得相關(guān)文獻(xiàn)2 230 篇，其中重復(fù)文獻(xiàn)775 篇，根據(jù)納入、排除標(biāo)準(zhǔn)去重、初篩和全文篩選，最終納入文獻(xiàn)9 篇［10-18］，患者1 553 例（文獻(xiàn)［10，14，17］采用同一研究樣本）。文獻(xiàn)篩選流程見(jiàn)圖1。2.2 納入文獻(xiàn)基本特征 納入9 篇文獻(xiàn)［10-18］均為RCT，其中4 篇［12-13，16，18］為Ⅲ期臨床研究，5 篇［10-11，14-15，17］為Ⅱ期臨床研究；6 篇［10-11，13-14，17-18］為貝伐珠單抗聯(lián)合厄洛替尼，1 篇［12］為阿帕替尼聯(lián)合吉非替尼，1 篇［15］為貝伐珠單抗聯(lián)合吉非替尼，1 篇［16］為雷莫蘆單抗聯(lián)合厄洛替尼。按照Cochrane 風(fēng)險(xiǎn)偏倚評(píng)價(jià)工具對(duì)文章進(jìn)行質(zhì)量評(píng)價(jià)，主要包括：隨機(jī)序列產(chǎn)生、隱蔽分組、盲法、結(jié)果數(shù)據(jù)完整性、選擇性報(bào)告研究結(jié)果、其他偏倚來(lái)源。質(zhì)量評(píng)價(jià)結(jié)果以“低風(fēng)險(xiǎn)”“有一定風(fēng)險(xiǎn)”和“高風(fēng)險(xiǎn)”表示，本研究中“低風(fēng)險(xiǎn)”和“有一定風(fēng)險(xiǎn)”所占比例高于“高風(fēng)險(xiǎn)”。本研究納入文獻(xiàn)質(zhì)量較高。納入文獻(xiàn)的基本特征見(jiàn)表 1，文獻(xiàn)偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估見(jiàn)圖 2。

表1 納入文獻(xiàn)的基本特征Table 1 Basic characteristics of the included randomized controlled trials

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖Figure 1 Flow chart of literature screening

圖2 文獻(xiàn)偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估Figure 2 Bias risk assessment of the included randomized controlled trials

2.3 Meta 分析結(jié)果

2.3.1 PFS 共6 篇文獻(xiàn)［10-13，16，18］報(bào)道PFS。行異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=0%，P=0.608，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta 分析，結(jié)果顯示，聯(lián)合給藥組PFS 較單藥組延長(zhǎng)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔HR=0.61，95%CI（0.54，0.70），P<0.001〕，見(jiàn)圖3A；將聯(lián)合給藥組與單藥組PFS 按年齡、性別、基因突變位點(diǎn)、疾病分期、ECOG 評(píng)分、是否吸煙、是否發(fā)生腦轉(zhuǎn)移、是否發(fā)生肝轉(zhuǎn)移、是否發(fā)生胸腔積液的臨床特征進(jìn)行亞組分析，結(jié)果顯示，兩組在年齡≥65 歲和是否發(fā)生腦轉(zhuǎn)移亞組的差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P>0.05）；聯(lián)合給藥組PFS 在年齡<65 歲、不同性別、基因突變位點(diǎn)情況、疾病分期情況、ECOG 評(píng)分情況、吸煙情況、發(fā)生肝轉(zhuǎn)移情況、胸腔積液發(fā)生情況較單藥組延長(zhǎng)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05），見(jiàn)表2。

表2 聯(lián)合給藥組和單藥組無(wú)進(jìn)展生存期的亞組分析Table 2 Subgroup analysis of progression-free survival between combination therapy group and monotherapy group

2.3.2 OS 共4 篇文獻(xiàn)［10-12，16］報(bào)道OS。行異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=0%，P=0.452，采用固定效應(yīng)模型。結(jié)果顯示，聯(lián)合給藥組與單藥組OS 比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔HR=0.95，95%CI（0.76，1.21），P=0.697〕，見(jiàn)圖3B。

圖3 聯(lián)合給藥組和單藥組無(wú)進(jìn)展生存期（A）和總生存期（B）比較的森林圖Figure 3 Forest plot of the progression-free survival（A）and overall survival（B）between combination therapy group and monotherapy group

2.3.3 ORR 共7 篇文獻(xiàn)［11-13，15-18］報(bào)道ORR。行異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=0%，P=0.991，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta 分析，結(jié)果顯示，聯(lián)合給藥組ORR 與單藥組相比，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔RR=1.04，95%CI（0.99，1.10），P=0.139〕，見(jiàn)圖4A。

2.3.4 DCR 共5 篇文獻(xiàn)［12-13，16-18］報(bào)道DCR。行異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=47.7%，P=0.105，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta 分析，結(jié)果顯示，聯(lián)合給藥組DCR 與單藥組相比，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔RR=1.00，95%CI（0.97，1.03），P=0.920〕，見(jiàn)圖4B。

圖4 聯(lián)合給藥組和單藥組客觀緩解率（A）和疾病控制率（B）比較的森林圖Figure 4 Forest plot of the objective response rate（A）and disease control rate（B）between combination therapy group and monotherapy group

2.3.5 3 級(jí)以上AE 發(fā)生率 共6 篇文獻(xiàn)［11-14，16，18］報(bào)道3 級(jí)以上AE 發(fā)生率。行異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=77.4%，P<0.001，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta 分析，結(jié)果顯示，聯(lián)合給藥組3 級(jí)以上AE 發(fā)生率高于單藥組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔RR=1.77，95%CI（1.62，1.94），P<0.001〕，見(jiàn)圖5；聯(lián)合給藥組高血壓、腹瀉、蛋白尿發(fā)生率較單藥組升高，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05）；兩組出血、皮疹、食欲減退、白細(xì)胞計(jì)數(shù)降低、轉(zhuǎn)氨酶升高發(fā)生率比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P>0.05），見(jiàn)表3。

表3 3 級(jí)以上不良事件發(fā)生率Table 3 Incidence of adverse events above grade 3 in advanced EGFR-mutant NSCLC patients

圖5 聯(lián)合給藥組和單藥組3 級(jí)以上不良事件發(fā)生率比較的森林圖Figure 5 Forest plot of adverse eventsabove grade 3 between combination therapy group and monotherapy group

2.4 發(fā)表偏倚及敏感性分析 因本研究分析的結(jié)局指標(biāo)所納入的文獻(xiàn)數(shù)有限（n<10），所以未用Egger's 法進(jìn)行發(fā)表偏倚評(píng)價(jià)。對(duì)異質(zhì)性明顯的結(jié)局指標(biāo)進(jìn)行敏感性分析發(fā)現(xiàn)，逐一剔除單個(gè)研究并未對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響，提示各結(jié)局指標(biāo)結(jié)論穩(wěn)定可靠。

3 討論

EGFR-TKIs 能延長(zhǎng)晚期EGFR 突變型NSCLC 患者生存周期的優(yōu)點(diǎn)已被研究證實(shí)［5-6］，然而隨著治療周期的延長(zhǎng)，絕大多數(shù)接受該療法治療24 個(gè)月的患者均出現(xiàn)耐藥癥狀從而導(dǎo)致疾病發(fā)展［19］，常見(jiàn)的耐藥機(jī)制包括MET 基因擴(kuò)增［20］、TP53 突變［21］、T790M 突變［22］、PD-L1 高表達(dá)［23］等，耐藥具體機(jī)制尚未闡明，耐藥個(gè)體化治療相關(guān)研究正在開(kāi)展。EGFR 激活主要導(dǎo)致腫瘤細(xì)胞增殖、浸潤(rùn)、轉(zhuǎn)移和新生血管生成。VEGF 和VEGF 受體是腫瘤血管生成的關(guān)鍵調(diào)節(jié)因子［8，24-25］。EGFR 和VEGF 信號(hào)通路既獨(dú)立又密切相關(guān)，其均可誘導(dǎo)Ras/Raf/MEK 信號(hào)轉(zhuǎn)導(dǎo)通路的激活［26］。在EGFR 突變（EGFR-mutant）的NSCLC 細(xì)胞中，激活的EGFR 可以通過(guò)上調(diào)HIF1α 來(lái)誘導(dǎo)VEGF 的表達(dá)［27］，同時(shí)高水平的VEGF可以通過(guò)激活MAPK、P13K/Akt 通路，代替EGFR 發(fā)揮促進(jìn)腫瘤細(xì)胞生長(zhǎng)和增殖的作用。EGFR 的激活不僅體現(xiàn)在實(shí)體腫瘤細(xì)胞上，也可體現(xiàn)在腫瘤新生血管內(nèi)皮細(xì)胞上［28］。EGFRTKIs 抑制EGFR 磷酸化時(shí)，耐藥細(xì)胞的VEGF 水平增加，高水平的VEGF 作用于上調(diào)的磷酸化ERK（pERK）和磷酸化AKT（pAKT）而誘導(dǎo)EGFR 獲得性耐藥［29］?；谝陨侠碚撝R(shí)，EGFR-TKIs 聯(lián)合VEGFR 單抗治療策略使NSCLC 中的兩種信號(hào)傳導(dǎo)均得到充分抑制，EGFR/VEGF 通路的雙重抑制可能推遲耐藥性產(chǎn)生。

分析EGFR-TKIs 聯(lián)合VEGFR 單抗治療策略的最新研究數(shù)據(jù)及研究成果后發(fā)現(xiàn)，共有4 項(xiàng)RCT［10-12，16］報(bào)道了OS 相關(guān)數(shù)據(jù)，其余3 項(xiàng)RCT［13，15，18］的OS 數(shù)據(jù)未成熟，合并后顯示，患者在OS 上并未從聯(lián)合治療方案中獲益。然而，EGFRTKIs 聯(lián)合VEGFR 單抗方案顯著延長(zhǎng)了患者的PFS，同時(shí)按照年齡、性別、基因突變位點(diǎn)、疾病分期、ECOG 評(píng)分、是否吸煙、是否發(fā)生腦轉(zhuǎn)移、是否發(fā)生肝轉(zhuǎn)移、是否發(fā)生胸腔積液等臨床特征對(duì)PFS 進(jìn)行亞組分型發(fā)現(xiàn)，年齡≥65 歲和發(fā)生腦轉(zhuǎn)移的患者未能從聯(lián)合給藥組中獲益，其余亞組分型結(jié)果與總合并結(jié)果一致。然而FENG 等［30］研究表明，貝伐珠單抗聯(lián)合EGFR-TKIs 組的顱內(nèi)控制率高于EGFR-TKIs 單藥組（80% vs 43%），且新發(fā)腦轉(zhuǎn)移（38% vs 71%）更少，顱內(nèi)病變的疾病進(jìn)展時(shí)間（TTPD）延長(zhǎng)（49.1 個(gè)月vs 12.9 個(gè)月）。JIANG 等［31］對(duì)EGFR 突變伴腦轉(zhuǎn)移的晚期患者的回顧性研究表明，聯(lián)合用藥不僅能提高患者的PFS，還與更好的顱內(nèi)ORR 有關(guān)。由于本研究中年齡≥65 歲亞組（2 項(xiàng)研究［12，16］）和發(fā)生腦轉(zhuǎn)移亞組（3 項(xiàng)研究［12-13，18］）所納入的研究數(shù)量有限，樣本量偏少，可能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生偏倚，因此對(duì)于以上亞組分析結(jié)果需要謹(jǐn)慎，可能需要進(jìn)一步的臨床研究加以驗(yàn)證。

凌豐宇等［32］Meta 分析顯示，聯(lián)合用藥不僅能延長(zhǎng)患者PFS，還能改善患者疾病的ORR 和DCR。然而本研究顯示，患者接受聯(lián)合治療方案后DCR 和ORR 并未得到明顯緩解。胥昕怡等［33］和DENG 等［34］薈萃分析也顯示，聯(lián)合方案能夠使患者在PFS 上獲益，但并未改善患者的DCR 和ORR，本研究結(jié)果與之相符，出現(xiàn)不同的原因可能是凌豐宇等［32］Meta分析共包含7 項(xiàng)RCT 試驗(yàn)（5 項(xiàng)來(lái)自中國(guó)，2 項(xiàng)來(lái)自日本），其中所納入的5 篇中文研究質(zhì)量較差，RCT 試驗(yàn)設(shè)計(jì)程序缺乏嚴(yán)謹(jǐn)性，這些可能會(huì)導(dǎo)致結(jié)果存在偏倚，缺乏可靠性。在安全性方面，本研究分析發(fā)現(xiàn)，聯(lián)合給藥組中3 級(jí)以上AE 發(fā)生率高于單藥組，AE 具體分析結(jié)果顯示，聯(lián)合給藥組高血壓、腹瀉、蛋白尿發(fā)生率要高于單藥組，但是出血風(fēng)險(xiǎn)（發(fā)生任何出血事件）、皮疹、食欲減退、白細(xì)胞減低、肝功能受損等發(fā)生率未見(jiàn)明顯區(qū)別。

本研究局限性：（1）所納入的RCT 數(shù)量有限，可能導(dǎo)致結(jié)果偏倚；（2）除STINCHCOMBE 研究［11］中85%的患者為白人外，其他納入研究的對(duì)象均來(lái)自中國(guó)和日本等東亞國(guó)家，可能存在人種偏倚；（3）因所分析的結(jié)局指標(biāo)文獻(xiàn)有限，未進(jìn)行發(fā)表偏倚分析。

綜上所述，盡管接受聯(lián)合用藥方案的患者并未在OS、ORR 以及DCR 等因素上獲益，且同時(shí)伴隨著嚴(yán)重的AE 風(fēng)險(xiǎn)增大，但聯(lián)合用藥方案在延長(zhǎng)晚期EGFR 突變型NSCLC 患者PFS 方面的優(yōu)勢(shì)不容忽視?，F(xiàn)如今有更多關(guān)于聯(lián)合用藥治療晚期EGFR 突變型NSCLC 患者的前瞻性研究正在進(jìn)行，相信聯(lián)合用藥方案最終能給患者帶來(lái)更多的獲益。

作者貢獻(xiàn)：李勇進(jìn)行文章的構(gòu)思、設(shè)計(jì)與撰寫(xiě)；趙沖、張冠卿進(jìn)行相關(guān)文獻(xiàn)資料的檢索和篩選，并對(duì)納入文獻(xiàn)進(jìn)行質(zhì)量評(píng)價(jià)；李勇、趙沖、張冠卿進(jìn)行數(shù)據(jù)處理及繪制相關(guān)圖表；龍勇、蘇彥河負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制及審校，對(duì)文章整體負(fù)責(zé)。

本文無(wú)利益沖突。