李戟玭，張文凱，莊樂怡，孫亦華，何東，王祥

作者單位：1.蘭州大學(xué)第二臨床醫(yī)學(xué)院，蘭州 730000；2.蘭州大學(xué)第二醫(yī)院消化科，蘭州 730030

局部晚期直腸癌（locally advanced rectal cancer,LARC）被定義為T3或T4、伴或不伴淋巴結(jié)轉(zhuǎn)移、但無(wú)遠(yuǎn)處轉(zhuǎn)移的腫瘤（T3～T4和/或N+，M0）[1-2]。目前LARC的主要治療方式是新輔助放化療（neoadjuvant chemoradiotherapy,nCRT）聯(lián)合全直腸系膜切除術(shù)（total mesorectal excision,TME）[1-4]，新輔助治療有助于LARC患者實(shí)現(xiàn)腫瘤降期、提高保肛率、降低局部復(fù)發(fā)率，從而提高其生存率[5-6]。新輔助治療后直腸癌患者可出現(xiàn)不同治療反應(yīng)，部分患者可出現(xiàn)疾病緩解，而小部分患者可能出現(xiàn)疾病進(jìn)展[7]。LARC患者在接受nCRT后5～12周行手術(shù)治療，然后經(jīng)組織病理檢查提示腫瘤完全消退被定義為病理完全緩解[8-10]。約有10%～30%直腸癌患者在接受新輔助治療后可實(shí)現(xiàn)完全緩解，新輔助治療后完全緩解組的患者與非完全緩解組的患者相比，局部復(fù)發(fā)率降低，生存率及預(yù)后有所改善[11-12]。有研究表明新輔助治療后達(dá)到完全緩解的患者不進(jìn)行根治性手術(shù)治療，而采用嚴(yán)格的隨訪和觀察策略（watch-and-wait）是可行的，其局部無(wú)復(fù)發(fā)率、無(wú)病生存率及總體生存率與手術(shù)組相比無(wú)明顯差異[11,13-16]。由此可見，在新輔助治療后手術(shù)治療前，準(zhǔn)確評(píng)估LARC的腫瘤反應(yīng)，尤其是準(zhǔn)確識(shí)別完全緩解有助于為患者制訂侵入性較小的個(gè)性化治療方案；并且提前預(yù)測(cè)治療效果有助于及早調(diào)整和優(yōu)化治療[11]。

盆腔MRI 能清楚地顯示直腸壁各層組織及直腸周圍脂肪間隙，并且通過三維重建能將各個(gè)斷面的成像整合為一體[17]。高場(chǎng)強(qiáng)MRI 的優(yōu)點(diǎn)是采集圖像速度快，空間分辨率和信噪比高，因此使用高場(chǎng)強(qiáng)MRI 能夠改善直腸壁的可見性[18]?；趯?duì)直腸成像的優(yōu)勢(shì)，MRI 被推薦為評(píng)估直腸癌新輔助治療療效的首選檢查方法[16,19-20]。

擴(kuò)散加權(quán)成像（diffusion-weighted imaging, DWI）作為一種功能MRI，以水分子在細(xì)胞內(nèi)外的自由擴(kuò)散為基礎(chǔ)，能夠反映組織內(nèi)部的微環(huán)境[21]。表觀擴(kuò)散系數(shù)（apparent diffusion coefficient, ADC）是評(píng)估水分子在組織內(nèi)擴(kuò)散的定量參數(shù)，即DWI 的定量參數(shù)，其與組織細(xì)胞密度呈負(fù)相關(guān)[22]。目前大部分研究通過測(cè)量治療前ADC 值（pretreatment ADC, pre-ADC）、治療后ADC值（posttreatment ADC, post-ADC）及治療前后ADC變化率[ΔADC=(post-ADC-pre-ADC)/pre-ADC]評(píng)估直腸癌新輔助治療后的腫瘤反應(yīng)，然而ADC值在評(píng)估直腸癌新輔助治療后完全緩解的診斷價(jià)值存在爭(zhēng)議[23]。本文通過系統(tǒng)評(píng)價(jià)的方法，全面檢索已發(fā)表的文獻(xiàn)，評(píng)價(jià)基于ADC 診斷LARC 新輔助治療后完全緩解的臨床價(jià)值。

1 材料與方法

1.1 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

本研究的納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）研究類型：國(guó)內(nèi)外公開發(fā)表的關(guān)于ADC 評(píng)估LARC 新輔助治療療效的診斷性研究；（2）研究對(duì)象：明確診斷為非黏液型直腸癌的患者，患者年齡、種族不限；（3）診斷標(biāo)準(zhǔn)：ADC為待評(píng)價(jià)試驗(yàn)，術(shù)后組織病理檢查為金標(biāo)準(zhǔn)；（4）測(cè)量的結(jié)局指標(biāo)：合并的敏感度（sensitivity, SEN）、特異度（specificity,SPE）、陽(yáng)性似然比（positive likelihood ratio, PLR）、陰性似然比（negative likelihood ratio, NLR）、診斷比值比（diagnosis odds ratios, DOR）、分層綜合受試者工作特征（hierarchical summary receiver-operating characteristic curve, HSROC）曲線下面積（area under the curve, AUC）。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）未報(bào)告完全緩解的研究；（2）參照診斷方法不是術(shù)后組織病理檢查結(jié)果；（3）研究數(shù)據(jù)不完整不能提取診斷數(shù)據(jù)信息：真陽(yáng)性（true positive, TP）、假陽(yáng)性（false positive, FP）、假陰性（false negative, FN）、真陰性（true negative, TN）；（4）研究計(jì)劃書、社論等文獻(xiàn)類型；（5）重復(fù)的研究；（6）無(wú)法獲取全文的研究。

1.2 文獻(xiàn)檢索策略

計(jì)算機(jī)全面檢索數(shù)據(jù)庫(kù)，包括中國(guó)知網(wǎng)（CNKI）、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)（Wanfang Database）、中國(guó)生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(kù)（CBM）、維普數(shù)據(jù)庫(kù)、PubMed、Embase、The Cochrane Library，收集DWI診斷直腸癌新輔助治療后完全緩解的相關(guān)文獻(xiàn)，檢索時(shí)間均由建庫(kù)至2022 年1 月。采用自由詞檢索與主題詞檢索相結(jié)合的方法，所有檢索式均通過預(yù)檢后確定。英文檢索詞包括：“rectal cancer”“diffusion magnetic resonance imaging” “apparent diffusion coefficient”“sensitivity”和“specificity”，中文檢索詞包括：“直腸癌”“直腸腫瘤”“擴(kuò)散磁共振成像”“敏感度”和“特異度”。同時(shí)對(duì)納入文章的參考文獻(xiàn)進(jìn)行手動(dòng)檢索。

1.3 文獻(xiàn)篩選

將檢索的文獻(xiàn)導(dǎo)入Endnote X8，首先查找并剔除重復(fù)文獻(xiàn)，然后由2名研究者根據(jù)納入及排除標(biāo)準(zhǔn)獨(dú)立篩選文獻(xiàn)，閱讀文獻(xiàn)題目及摘要進(jìn)行初篩，再閱讀全文篩選最終納入的文獻(xiàn)。如遇分歧，則討論解決。對(duì)于缺乏資料的文獻(xiàn)，盡量與原作者取得聯(lián)系予以補(bǔ)充。

1.4 資料提取

采用Office Excel 2019設(shè)計(jì)資料提取表，資料提取的主要內(nèi)容包括：（1）納入研究信息：第一作者、國(guó)家、發(fā)表年份、研究類型（前瞻性/回顧性研究）；（2）病例特征：研究對(duì)象的年齡、數(shù)量、性別、MRI與新輔助治療的時(shí)間間隔、MRI與手術(shù)治療時(shí)間間隔；（3）診斷方法特征：ADC 類型、磁場(chǎng)強(qiáng)度、是否對(duì)病理結(jié)果盲法；（4）診斷數(shù)據(jù)信息：TP、FP、FN、TN。

1.5 納入文獻(xiàn)的質(zhì)量學(xué)評(píng)價(jià)

由2 名研究者采用診斷準(zhǔn)確性研究的質(zhì)量評(píng)價(jià)工具修訂版（Quality Assessment of Diagnostic Accuracy Studies-2, QUADAS-2）對(duì)納入研究進(jìn)行偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)[24]，并交叉核對(duì)，意見不一致時(shí)通過討論解決，討論未果則由第3名研究人員協(xié)助判斷。主要評(píng)價(jià)內(nèi)容包括4個(gè)領(lǐng)域：病例的選擇、待評(píng)價(jià)試驗(yàn)、金標(biāo)準(zhǔn)、病例流程和時(shí)間。所有組成部分在偏倚風(fēng)險(xiǎn)方面都會(huì)被評(píng)估，前3部分也會(huì)在臨床適用性方面被評(píng)估。每一條標(biāo)準(zhǔn)以“是”（低度偏倚或適用性好）、“否”（高度偏倚或適用性差）和“不清楚”（缺乏相關(guān)信息或偏倚情況不確定）評(píng)價(jià)。

1.6 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

首先對(duì)納入研究進(jìn)行閾值效應(yīng)檢驗(yàn)，采用Spearman相關(guān)系數(shù)判斷閾值效應(yīng)，若P＜0.05存在閾值效應(yīng)，若P＞0.05則不存在閾值效應(yīng)。排除閾值效應(yīng)后進(jìn)行Cochran-Q檢驗(yàn)并且計(jì)算I2值，若Cochran-Q檢驗(yàn)的P＜0.05或I2＞50%，表明研究間的異質(zhì)性由非閾值效應(yīng)所致的可能性較大，分析異質(zhì)性來(lái)源，按照可能產(chǎn)生異質(zhì)性的因素進(jìn)行Meta 回歸分析。使用Stata 15.0軟件合并效應(yīng)量，本研究采用雙變量混合效應(yīng)模型，基于“midas”命令計(jì)算合并的SEN、SPE、PLR、NLR、DOR，并繪制HSROC曲線，計(jì)算AUC。根據(jù)AUC值評(píng)價(jià)診斷方法的價(jià)值，當(dāng)AUC為0.7～0.9時(shí)表示診斷方法準(zhǔn)確性中等，當(dāng)AUC＞0.9時(shí)表示其診斷準(zhǔn)確性較高。最后使用Stata 15.0 繪制Deek's 漏斗圖（Deek's funnel plot asymmetry test）檢測(cè)是否存在發(fā)表偏倚。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)篩選流程及結(jié)果

計(jì)算機(jī)檢索共獲得文獻(xiàn)1496 篇，導(dǎo)入Endnote X8 軟件篩除重復(fù)文獻(xiàn)442 篇，通過閱讀剩余1054 篇文獻(xiàn)的題目和摘要后獲得可能相關(guān)文獻(xiàn)77 篇，進(jìn)一步閱讀全文最終納入34 個(gè)診斷試驗(yàn)[22,25-57]。文獻(xiàn)篩選流程及結(jié)果見圖1。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖。Fig.1 Flow diagram of the literature selection for the meta-analysis.

2.2 納入文獻(xiàn)基本特征和質(zhì)量學(xué)評(píng)價(jià)結(jié)果

2.2.1 納入文獻(xiàn)基本特征

納入文獻(xiàn)基本特征見表1，共納入34篇文獻(xiàn)，共納入LARC 患者1914 例，其中達(dá)到完全緩解的患者有758例。納入文獻(xiàn)中有5篇中文文獻(xiàn)，29篇英文文獻(xiàn)；18篇回顧性研究，16篇前瞻性研究。納入文獻(xiàn)的ADC類型主要包括pre-ADC、post-ADC 及ΔADC。納入文獻(xiàn)中有7篇文獻(xiàn)未提及對(duì)病理結(jié)果是否進(jìn)行盲法，但所有納入研究均以術(shù)后組織病理結(jié)果為金標(biāo)準(zhǔn)。2篇研究未報(bào)告新輔助治療后的MRI與治療結(jié)束間隔時(shí)間，7篇研究未報(bào)告治療后的MRI與外科手術(shù)具體間隔時(shí)間。

表1 納入文獻(xiàn)基本特征Tab.1 Characteristics of included studies

2.2.2 納入文獻(xiàn)質(zhì)量學(xué)評(píng)價(jià)

納入文獻(xiàn)質(zhì)量學(xué)評(píng)價(jià)結(jié)果見圖2。偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)方面，納入文獻(xiàn)中共有2 篇被評(píng)價(jià)為高偏倚風(fēng)險(xiǎn)，其余為低風(fēng)險(xiǎn)或不清楚風(fēng)險(xiǎn)。臨床適用性方面，所有研究在病例選擇、待評(píng)價(jià)診斷試驗(yàn)及金標(biāo)準(zhǔn)領(lǐng)域均不存在臨床不適用性。

圖2 納入文獻(xiàn)質(zhì)量學(xué)評(píng)價(jià)結(jié)果。Fig.2 The methodological quality of included studies.

2.3 基于ADC值的定量分析結(jié)果

2.3.1 新輔助治療前ADC值定量分析結(jié)果

共有23篇文獻(xiàn)對(duì)完全緩解組及非完全緩解組的新輔助治療前ADC值進(jìn)行了比較（圖3A），完全緩解組的pre-ADC 平 均值是0.931×10-3mm2/s，非 完全緩解組的平均值是0.995×10-3mm2/s。進(jìn)行Meta 分析得出完全緩解組與非完全緩解組pre-ADC 值相差-0.06×10-3mm2/s（95%CI：-0.10×10-3mm2/s～-0.02×10-3mm2/s，P＜0.001）。

2.3.2 新輔助治療后ADC值定量分析結(jié)果

共納入25 篇文獻(xiàn)、26 組數(shù)據(jù)比較了完全緩解組及非完全緩解組post-ADC 值的差異（圖3B），完全緩解組的post-ADC 平均值是1.434×10-3mm2/s，非完全緩解組的post-ADC 平均值是1.266×10-3mm2/s。進(jìn)行Meta 分析得出完全緩解組與非完全緩解組post-ADC 值相差0.17×10-3mm2/s（95%CI：0.12×10-3mm2/s～0.23×10-3mm2/s，P＜0.001)。

2.3.3 新輔助治療前后ΔADC定量分析結(jié)果

共納入17篇文獻(xiàn)對(duì)完全緩解組及非完全緩解組治療前后ΔADC進(jìn)行了比較（圖3C），完全緩解組ΔADC平均值是56.07%，非完全緩解組ΔADC 平均值是28.62%，兩組之間的差異是23.55%（95%CI：17.25%～29.84%，P＜0.001)。

圖3 完全緩解組與非完全緩解組pre-ADC（3A）、post-ADC（3B）、ΔADC（3C）比較結(jié)果。Fig. 3 Forest plot regarding difference in pre-ADC (3A), post-ADC (3B) and ΔADC (3C) values between patients with complete response and those with incomplete response.

2.4 基于ADC值的診斷價(jià)值

2.4.1 治療前ADC值的診斷價(jià)值

有15 篇文獻(xiàn)對(duì)pre-ADC 的診斷價(jià)值進(jìn)行了研究。Spearman 相關(guān)系數(shù)為0.141，P=0.616，故研究間不存在閾值效應(yīng)；Meta 分析顯示I2=89%，P＜0.001，考慮納入研究間存在非閾值效應(yīng)導(dǎo)致的異質(zhì)性。對(duì)納入文獻(xiàn)進(jìn)行合并效應(yīng)量，結(jié)果如圖4A 所示，pre-ADC 診斷完全緩解的SEN合并是0.76（95%CI：0.62～0.86），SPE合并是0.68（95%CI：0.60～0.75），PLR合并是2.4（95%CI：1.8～3.0），NLR合并是0.35（95%CI：0.22～0.57），DOR合并是6.70（95%CI：3.49～12.83）。繪制Deek's 漏斗圖（圖5A）得出斜率系數(shù)P=0.35，提示不存在發(fā)表偏倚。擬合HSROC 曲線，AUC=0.77（95%CI：0.73～0.80）（圖6）。

圖4 pre-ADC（4A）、post-ADC（4B）、ΔADC（4C）診斷完全緩解的敏感度（左）及特異度森林圖（右）。Fig.4 Forest plot of sensitivity and specificity of pre-ADC(4A),post-ADC(4B)and ΔADC(4C).

圖5 pre-ADC（5A）、post-ADC（5B）、ΔADC（5C）的Deek's漏斗圖。 圖6 不同類型ADC診斷完全緩解的HSROC曲線。Fig. 5 Publication bias of pre-ADC (5A), post-ADC (5B), ΔADC (5C) using Deek's test funnel plot. Fig. 6 Summary hierarchical summary receiver operating characteristic for different ADC.

2.4.2 治療后ADC的診斷價(jià)值

通過21 篇文獻(xiàn)、23 組數(shù)據(jù)分析post-ADC 的診斷價(jià)值，Spearman 相關(guān)系數(shù)為0.216，P=0.322，得出研究間不存在閾值效應(yīng)；Meta 分析I2=93%，P＜0.001，提示研究間存在非閾值效應(yīng)導(dǎo)致的異質(zhì)性。合并效應(yīng)量結(jié)果顯示（圖4B）post-ADC 診斷完全緩解的SEN合并、SPE合并、PLR合并、NLR合并和DOR合并分 別 為0.82（95%CI：0.72～0.88）、0.77（95%CI：0.71～0.82）、3.5（95%CI：2.8～4.5）、0.24（95%CI：0.16～0.37）、14.59（95%CI：8.25～25.80）。繪制Deek's 漏斗圖（圖5B）提示不存在發(fā)表偏倚（P=0.13）。繪制HSROC 曲線（圖6），得出AUC=0.86（95%CI：0.82～0.88）。

2.4.3 ΔADC值的診斷價(jià)值

有18 篇文獻(xiàn)研究了ΔADC 的診斷價(jià)值，Spearman相關(guān)系數(shù)為0.411，P=0.090，故不存在閾值效應(yīng)；Meta 分析I2=85%，P=0.001，考慮研究間存在非閾值效應(yīng)的異質(zhì)性。合并效應(yīng)量（圖4C）結(jié)果顯示ΔADC診斷完全緩解的SEN合并、SPE合并、PLR合并、NLR合并和DOR合并分別為0.83（95%CI：0.77～0.87）、0.75（95%CI：0.67～0.81）、3.3（95%CI：2.5～4.3）、0.23（95%CI：0.17～0.30）、14.37（95%CI：9.32～22.15）。繪制Deek's 漏斗圖（圖5C）顯示傾斜系數(shù)P=0.05，提示存在發(fā)表偏倚的可能性小。繪制HSROC 曲線（圖6），得出AUC=0.86（95%CI：0.83～0.89）。

2.4.4 Meta回歸分析結(jié)果

根據(jù)納入文獻(xiàn)的研究類型、磁場(chǎng)強(qiáng)度類型、再評(píng)估MRI 與新輔助治療時(shí)間間隔、再評(píng)估MRI 與手術(shù)時(shí)間間隔、病理結(jié)果的盲法對(duì)納入文獻(xiàn)進(jìn)行Meta 回歸分析，發(fā)現(xiàn)再評(píng)估MRI與手術(shù)時(shí)間間隔可能造成治療后ADC 研究間的異質(zhì)性（P＜0.05），其他變量P值均大于0.05，不考慮為研究間異質(zhì)性來(lái)源。

3 討論

本研究使用Meta 分析的方法，系統(tǒng)評(píng)價(jià)了ADC對(duì)LARC新輔助治療后完全緩解的診斷價(jià)值。首先對(duì)pre-ADC 值、post-ADC 值及ΔADC 值定量分析的研究進(jìn)行Meta 分析，得出完全緩解組的pre-ADC 平均值顯著低于非完全緩解組（-0.06×10-3mm2/s），post-ADC 及ΔADC 高于非完全緩解組（差值分別為0.17×10-3mm2/s、28.62%）。然后對(duì)診斷價(jià)值進(jìn)行了Meta分析，得出新輔助治療前ADC值的診斷價(jià)值最低，治療后ADC值及ΔADC的診斷價(jià)值相當(dāng)，三者的AUC分別是：pre-ADC為0.77、post-ADC為0.86、ΔADC為0.86。

3.1 不同ADC值評(píng)估療效的特點(diǎn)

DWI 通過細(xì)胞內(nèi)外水分子的隨機(jī)布朗運(yùn)動(dòng)反映組織內(nèi)部的微環(huán)境。水分子在生物組織中的擴(kuò)散速率取決于多種因素，包括組織溫度、組織細(xì)胞密度、細(xì)胞外組織情況、細(xì)胞膜的完整性和液體的黏度[58]。研究顯示使用DWI 評(píng)估LARC nCRT 后是否達(dá)完全緩解的準(zhǔn)確性優(yōu)于常規(guī)MRI[59-60]。ADC 是評(píng)估水分子在組織內(nèi)擴(kuò)散的定量參數(shù)，ADC 值與組織細(xì)胞密度呈負(fù)相關(guān)[22]，腫瘤細(xì)胞限制水分子的擴(kuò)散，隨著腫瘤生長(zhǎng)，腫瘤細(xì)胞密度增大，并且細(xì)胞外組織結(jié)構(gòu)被破壞，導(dǎo)致ADC 值下降[61]。本研究對(duì)新輔助治療前后ADC 及ΔADC 的定量分析研究進(jìn)行Meta 分析，結(jié)果顯示完全緩解組的pre-ADC平均值明顯低于非完全緩解組（差值為-0.06×10-3mm2/s），這與許多研究的結(jié)果一致[22,32,34]，考慮可能是因?yàn)樵诜峭耆徑饨M中存在較多腫瘤壞死組織。組織壞死導(dǎo)致組織灌注差，氧氣濃度低以及組織微環(huán)境呈酸中毒，從而使腫瘤抵抗放化療，導(dǎo)致新輔助治療效果差[62]，因此在新輔助治療前進(jìn)行MRI 檢查并測(cè)定腫瘤的ADC 值有助于明確腫瘤特征，預(yù)測(cè)腫瘤對(duì)新輔助治療的反應(yīng)，從而確定初始治療方案，盡早予以個(gè)體化治療。另外，本研究結(jié)果顯示完全緩解組的post-ADC 平均值及ΔADC 顯著高于非完全緩解組，可見新輔助治療后完全緩解組的ADC值增加程度大于非完全緩解組，放化療可誘導(dǎo)腫瘤細(xì)胞凋亡和壞死、腫瘤結(jié)構(gòu)完全性喪失，并伴有不同程度的纖維化和炎癥；此外血管內(nèi)皮生長(zhǎng)因子大量釋放，使血管通透性增加，導(dǎo)致原發(fā)病灶局部水腫，因此新輔助治療后ADC 值增加[22,32]。ADC 值增加程度越大說(shuō)明新輔助治療療效越好，實(shí)現(xiàn)完全緩解的可能性越大。在診斷價(jià)值方面，新輔助治療前ADC值的診斷價(jià)值最低，治療后ADC值及ΔADC的診斷價(jià)值相當(dāng)，三者的AUC 分別是：pre-ADC 為0.77、post-ADC為0.86、ΔADC為0.86。但是Amodeo等[63]研究表明post-ADC 的診斷準(zhǔn)確性較ΔADC 值低，原因可能是post-ADC 不能準(zhǔn)確區(qū)分殘留的腫瘤細(xì)胞和治療后的纖維化。同樣，Delli Pizzi 等[32]及Chen 等[64]研究表明ΔADC 相比于pre-ADC、post-ADC 可作為診斷完全緩解的可靠指標(biāo)。ΔADC 是根據(jù)pre-ADC 和post-ADC得出，同時(shí)考慮了pre-ADC 和post-ADC 的變化程度。綜上，在臨床實(shí)踐中可使用治療前ADC值預(yù)測(cè)腫瘤對(duì)新輔助治療的反應(yīng)，而在評(píng)估新輔助治療后腫瘤是否達(dá)到完全緩解時(shí)推薦使用ΔADC。

3.2 影響ADC診斷準(zhǔn)確性的因素

本研究對(duì)可能導(dǎo)致異質(zhì)性的因素進(jìn)行Meta回歸分析，發(fā)現(xiàn)MRI與手術(shù)間隔時(shí)間可能為研究間異質(zhì)性來(lái)源。新輔助治療后MRI 評(píng)價(jià)腫瘤反應(yīng)的最佳時(shí)機(jī)取決于新輔助治療后的手術(shù)時(shí)機(jī)，新輔助治療對(duì)腫瘤的殺傷效應(yīng)隨時(shí)間推移而增加[20]。Probst 等[65]研究表明新輔助治療結(jié)束至手術(shù)間隔時(shí)間大于8 周可提高完全緩解率；而另有研究表明延遲手術(shù)并未使患者獲益[66-69]。目前國(guó)內(nèi)指南推薦新輔助治療結(jié)束5～7周后行手術(shù)治療[70]，但關(guān)于最佳MRI檢查時(shí)機(jī)仍缺乏共識(shí)，有待進(jìn)一步研究。

3.3 本研究的優(yōu)勢(shì)及局限性

本研究對(duì)ADC 診斷LARC 新輔助治療后完全緩解的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行了全面檢索，納入文獻(xiàn)較全面，納入研究對(duì)象均為L(zhǎng)ARC 并行nCRT 的患者，本文首先排除研究間的閾值效應(yīng)，然后計(jì)算合并診斷指標(biāo)，研究結(jié)果更加可靠。但本研究存在以下局限性：（1）本文納入的少數(shù)研究質(zhì)量不高，這可能影響整體研究結(jié)論的可靠性；（2）本文從研究類型、磁場(chǎng)強(qiáng)度、不同間隔時(shí)間以及結(jié)果盲法方面進(jìn)行了研究間異質(zhì)性分析，但是尚有其他一些因素也可導(dǎo)致研究間異質(zhì)性，如檢查前是否進(jìn)行腸道準(zhǔn)備、MRI 掃描層厚、檢查結(jié)果判讀者的經(jīng)驗(yàn)差異等。

綜上所述，本研究得出新輔助治療前ADC值有助于預(yù)測(cè)腫瘤治療反應(yīng)，而新輔助治療后ADC值及治療前后ADC變化率的診斷準(zhǔn)確性更高。

作者利益沖突聲明：全體作者均聲明無(wú)利益沖突。