賈冬冬 王曼曼 高毅潔 國倩倩 楊 睿 張馨月 張冬梅

(北京中醫(yī)藥大學東直門醫(yī)院，北京，100007)

心血管疾病(Cardiovascular Disease，CVD)是世界范圍內的首要死因和致病因素[1]。CVD在中國約占人口死亡病因的40%[2]。近些年，其發(fā)病呈現(xiàn)年輕化趨勢，越來越多的證據(jù)證明，心血管事件(尤其是心力衰竭)的發(fā)生在年輕人(18～45歲)中呈現(xiàn)持續(xù)增長的變化[3]。2013年，世界衛(wèi)生組織啟動了全球行動計劃，主要集中于4項重大非感染性疾病的預防和管理，包括CVD、癌癥、糖尿病和慢性呼吸性疾病，其中，CVD的防控則是工作的重中之重[1]。炎癥是心血管疾病發(fā)生發(fā)展的核心，可通過抑制生長因子、增加分解代謝、干擾信號穩(wěn)態(tài)等多種途徑影響CVD的進展，因此靶向抗炎治療可減輕心肌和動脈的損傷，是降低CVD殘余風險的潛在策略[4]。

血府逐瘀湯出自清·王清任《醫(yī)林改錯》，方由桃紅四物湯合四逆散及桔梗、牛膝而成，活血化瘀不傷正，疏肝理氣促血行，同時桔梗能夠引藥上行，牛膝可引瘀血下行，諸藥和合，共奏理氣活血之功。臨床及藥理學研究證實，血府逐瘀湯可通過保護血管內皮細胞、抑制炎癥反應、抗血小板聚集等多方面改善CVD的發(fā)展和預后[5]。因此本研究擬系統(tǒng)評價血府逐瘀湯對臨床常見炎癥介質的影響，為臨床實踐提供參考。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索 應用Pubmed、Embase、Cochrane Library、國家知識基礎設施數(shù)據(jù)庫(China National Knowledge Infrastructure，CNKI)、中國學術期刊數(shù)據(jù)庫(China Science Periodical Database，CSPD)及中文科技期刊數(shù)據(jù)庫(Chinese Citation Database，CCD)進行文獻檢索。檢索時間從建庫至2020年7月，通過主題詞結合自由詞的方式制定檢索策略，中文檢索詞包括：血府逐瘀、炎癥、炎癥因子、炎癥介質、C反應蛋白、腫瘤壞死因子-α、隨機對照試驗(Randomized Controlled Trial，RCT)等；英文檢索詞包括：Xuefu Zhuyu、Inflammation、Innate Inflammatory Response、Inflammation Mediators、Tumor Necrosis Factor-alpha(TNF-α)、C-Reactive protein(CRP)、Randomized Controlled Trial(RCT)等，根據(jù)數(shù)據(jù)庫要求建立相應的檢索式。

1.2 納入標準

1.2.1 研究類型 隨機對照試驗。

1.2.2 研究對象 滿足不同類型心血管疾病診斷標準(冠狀動脈粥樣硬化性心臟病、心絞痛、心肌梗死、心力衰竭、心律失常、心肌病和心肌炎)的患者。

1.2.3 干預措施 觀察組單獨使用血府逐瘀湯(加減)或在常規(guī)治療基礎上聯(lián)合應用血府逐瘀湯(無劑型限制)；對照組常規(guī)治療或安慰劑治療。治療療程≥2周。

1.2.4 結局指標 主要結局指標為C反應蛋白、腫瘤壞死因子-α；次要結局指標為超敏反應蛋白、白細胞介素-6。

1.2.5 質量評價標準 由2名研究者依據(jù)Cochrane手冊對納入的隨機對照試驗進行質量評價，然后進行交叉核對，如有分歧，由課題組第3名研究者介入討論并確定評價結果。評價標準包括：1)隨機序列的生成；2)分配隱藏；3)對受試者和實驗人員施盲；4)對結局評價者施盲；5)結果數(shù)據(jù)完整性；6)選擇性報告結果；7)偏倚的其他來源。

1.3 排除標準 1)中英文重復發(fā)表的文獻；2)觀察組包含除血府逐瘀湯(不限劑型)外的其他中藥制劑或中醫(yī)療法；3)對照組包含有中醫(yī)藥治療；4)機制研究、經驗或綜述等無法提取數(shù)據(jù)的文獻；5)不含有結局指標的試驗研究。

1.4 診斷標準 滿足不同類型心血管疾病相應診斷標準(冠狀動脈粥樣硬化性心臟病、心絞痛、心肌梗死、心力衰竭、心律失常、心肌病和心肌炎)。

1.5 資料提取 由兩名研究者獨立篩選文獻、進行資料提取，然后進行交叉核對，如有分歧，由課題組第三名研究者介入討論并確定納入結果。資料提取內容包括：1)納入文獻的基本信息：第一作者、發(fā)表年份、納入樣本數(shù)量及研究對象的基本資料(年齡、性別、病程等)；2)干預措施的具體細節(jié)：觀察組和對照組的用藥方案和療程；3)結局指標：C反應蛋白、超敏C反應蛋白、腫瘤壞死因子、白細胞介素-6的均值和標準差。

1.6 統(tǒng)計學方法 應用RevMan5.3對提取的數(shù)據(jù)資料進行Meta分析。對于納入的文獻進行異質性評價，若P≥0.1，或I2≤50%，則認為異質性無統(tǒng)計學差異，可采用固定效應模型進行Meta分析；若P<0.1，或I2>50%，則認為異質性顯著，應采用隨機效應模型進行分析。異質性顯著時可采用敏感性分析或亞組分析進行處理，或僅進行描述性分析。對于計量資料，若同一檢測指標應用相同的單位表示，則采用加權均數(shù)差(Weighted Mean Difference，WMD)為分析統(tǒng)計量；若單位不同，則應用標準化均數(shù)差(Standardized Mean Difference，SMD)為分析統(tǒng)計量。并通過漏斗圖檢測發(fā)表偏倚。

2 結果

2.1 文獻檢索結果 通過數(shù)據(jù)庫檢索共獲取582篇文獻，通過排除重復及不符合納排標準的文獻，共納入23項RCT，包括2 274例患者，文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選流程圖

2.2 納入研究的基本特征及質量評價 納入研究的基本特征見表1。文獻質量評價依據(jù)Cochrane手冊進行評估。見表2。

表1 納入研究的基本特征

表2 納入研究的質量評價結果

2.3 Meta分析結果

2.3.1 血府逐瘀湯對炎癥介質CRP的影響 8篇文獻[6-7，11，13，15，21，24，27]報道了血府逐瘀湯對心血管疾病炎癥介質C反應蛋白的影響，異質性檢驗I2=95%，P<0.000 01，存在較大的異質性，采用隨機效應模型進行分析；合并效應量，提示血府逐瘀湯聯(lián)合常規(guī)治療可顯著降低C反應蛋白的水平(SMD=-2.04，95%CI為-2.82～-1.26，P<0.000 01)。見圖2。針對研究間的異質性，采取逐篇剔除文獻的方法進行敏感性分析，發(fā)現(xiàn)C反應蛋白分析結果未發(fā)生明顯變化，提示單個研究對異質性影響不大。

圖2 血府逐瘀湯對炎癥介質C反應蛋白影響的森林圖

2.3.2 血府逐瘀湯對炎癥介質超敏C反應蛋白的影響 14篇文獻[8，10，12，14，16-20，22-23，25-26，28]報道了應用血府逐瘀湯治療心血管疾病，對炎癥介質超敏C反應蛋白的影響，異質性檢驗I2=94%，P<0.000 01，存在較大的異質性，應用隨機效應模型進行Meta分析；合并效應量，提示在常規(guī)治療的基礎上聯(lián)合應用血府逐瘀湯，對超敏C反應蛋白水平影響顯著(SMD=-1.46，95%CI為-1.96～-0.96，P<0.000 01)。見圖3。針對研究間的異質性，采取逐篇剔除文獻的方法進行敏感性分析，發(fā)現(xiàn)異質性檢驗結果和超敏C反應蛋白分析結果未發(fā)生明顯變化，提示所得結果較為穩(wěn)定。

圖3 血府逐瘀湯對炎癥介質超敏C反應蛋白影響的森林圖

2.3.3 血府逐瘀湯對炎癥介質腫瘤壞死因子-α的影響 7篇文獻[9-10，12，17-19，23]報道了在治療心血管疾病中，血府逐瘀湯對腫瘤壞死因子-α表達的影響，異質性檢驗I2=85%，P<0.000 01，存在較大的異質性，應用隨機效應模型進行分析；合并效應量，提示血府逐瘀湯的應用可顯著降低腫瘤壞死因子-α的表達(SMD=-1.25，95%CI為-1.68～-0.83，P<0.000 01)。見圖4。針對異質性進行敏感性分析，發(fā)現(xiàn)剔除劉艷軍等[12]研究，異質性檢驗I2=9%，P=0.36，合并效應量，經分析比較，考慮研究異質性可能來源于觀察組和對照組間較大的年齡差(SMD=-1.44，95%CI為-1.63～-1.25，P<0.000 01)。

圖4 血府逐瘀湯對炎癥介質腫瘤壞死因子-α影響的森林圖

2.3.4 血府逐瘀湯對炎癥介質白細胞介素-6的影響 5篇文獻[9-10，17，19，23]報道了應用血府逐瘀湯治療對白細胞介素-6水平的影響，異質性檢驗I2=75%，P=0.003，存在較大的異質性，應用隨機效應模型合并效應量，提示在心血管疾病治療中，聯(lián)合應用血府逐瘀湯對炎癥介質白細胞介素-6的影響差異有統(tǒng)計學意義(SMD=-1.08，95%CI為-1.45～-0.70，P=0.003)。見圖5。采取逐篇文獻排除法進行敏感性分析，發(fā)現(xiàn)剔除李紅超[19]研究，異質性檢驗I2=50%，P=0.11，異質性較前降低，合并效應量SMD=-0.90，95%CI為-1.18～-0.62，P<0.000 01，經分析比較，發(fā)現(xiàn)該項研究觀察組未聯(lián)合應用西藥常規(guī)治療，提示異質性可能來源于干預措施的不同。根據(jù)用藥療程進行亞組分析，進一步查找異質性來源，發(fā)現(xiàn)研究間的異質性還與受試者用藥療程相關。見圖6。

圖5 血府逐瘀湯對炎癥介質白細胞介素-6影響的森林圖

圖6 血府逐瘀湯對炎癥介質白細胞介素-6影響的亞組分析

2.4 發(fā)表偏倚 選取炎癥介質超敏C反應蛋白(共14項研究檢測該指標)進行發(fā)表偏倚檢驗，漏斗圖左右分布不對稱，提示存在發(fā)表偏倚。見圖7?？紤]與臨床試驗“陽性”結果較“陰性”結果更易發(fā)表相關，可能影響系統(tǒng)評價結果的真實性和可靠性。

圖7 14項研究超敏C反應蛋白比較漏斗圖

3 討論

炎癥反應是CVD發(fā)生發(fā)展的核心因素，炎癥標志物不僅可以輔助CVD的檢測，且可監(jiān)測疾病治療效果及預后。本研究選取C反應蛋白、超敏C反應蛋白、腫瘤壞死因子-α和白細胞介素-6作為血府逐瘀湯抑制心血管疾病炎癥反應的檢測指標，具有重要意義。C反應蛋白是一種急性期蛋白，是多種非傳染性炎癥性疾病的臨床標志物，近些年，C反應蛋白已從簡單的炎癥標志物，轉變?yōu)樾难苁录毩⑶矣袃r值的預測因子，且在臨床實踐中，已被確認為心血管事件發(fā)生的獨立危險因素[29-30]。C反應蛋白水平升高，與心肌梗死、經皮冠狀動脈介入治療術后心臟猝死和再狹窄、無癥狀性心血管疾病及缺血性腦卒中等心臟并發(fā)癥的發(fā)生率顯著相關[31]。超敏C反應蛋白用于測定血清中低水平的C反應蛋白水平，檢測更為靈敏[32]。一項針對絕經后婦女進行的病例對照研究顯示，與同型半胱氨酸、脂質水平和其他炎癥標志物相比，血清超敏C反應蛋白是心血管風險的最強預測因子[33-34]。因此，通過觀察超敏C反應蛋白的動態(tài)變化，可以判斷心血管事件的發(fā)展和預后。腫瘤壞死因子-α是一種強有力的促炎和促動脈粥樣硬化的細胞因子，臨床實踐發(fā)現(xiàn)，類風濕性關節(jié)炎、強直性脊柱炎等免疫性疾病與心血管疾病發(fā)病密切相關，可導致心肌梗死、心律失常、心力衰竭等，應用抗腫瘤壞死因子治療后，發(fā)現(xiàn)心肌炎癥減輕，心肌灌注增加，進而可改善心血管功能及多項心臟指標[35]。白細胞介素-6是一種多功效的炎癥介質，在動脈粥樣硬化中，白細胞介素-6可調解脂質代謝和炎癥細胞的浸潤，通過增加基質金屬蛋白酶的合成，降解細胞外基質，促進斑塊的進展和破裂[36]。已有研究顯示，重組人白細胞介素-6單克隆抗體托珠單抗，可抑制非ST段抬高型心肌梗死的心臟炎癥反應，同時減少心肌肌鈣蛋白T的釋放[37]。

基于臨床隨機對照試驗研究，Meta分析結果顯示，在常規(guī)治療基礎上，聯(lián)合應用血府逐瘀湯，可顯著降低炎癥介質C反應蛋白、超敏C反應蛋白、腫瘤壞死因子-α和白細胞介素-6的表達，提示血府逐瘀湯可通過調控炎癥反應途徑，改善炎癥狀態(tài)?，F(xiàn)代藥理學研究發(fā)現(xiàn)，血府逐瘀湯可通過提高體內一氧化氮水平，改善內皮功能，促進血管新生；還可通過抑制炎癥介質的釋放和表達，減輕炎癥反應對心肌的破壞，從而達到保護心肌的作用[38]?；诰W(wǎng)絡藥理學分析結果發(fā)現(xiàn)，血府逐瘀湯可作用于冠心病的關鍵靶點，與白細胞介素-6、趨化因子配體2、白細胞介素-1β和基質金屬蛋白酶-9等靶基因，腫瘤壞死因子和白細胞介素-17等炎癥信號通路關系密切[39]。且既往研究證實靶向抗炎治療可顯著改善心血管疾病的癥狀和預后[35，37]。因此我們認為血府逐瘀湯可通過調控炎癥機制，延緩心血管疾病的進展。

但本Meta分析尚存在一些不足，所納入的23篇文獻均為中文文獻，僅8篇文獻報道了隨機序列的生成，1篇文獻報道實施單盲，均未詳細描述分配隱藏實施方法，整體文獻質量偏低。因Meta分析是二次分析方法，其證據(jù)的可靠性基于原始文獻的質量，由于本研究的原始文獻質量偏低，在一定程度上限制了該研究結果的可信度。另外，本研究存在發(fā)表偏倚，使得分析結果更容易傾向于“陽性”，易于高估藥物的實際作用效果?；贛eta分析結果的可靠性根源于原始文獻的報告和質量，因此，進行中醫(yī)藥相關臨床試驗研究設計時，應嚴格遵守CONSORT聲明對RCT內容的要求，尤其需要重視隨機序列生成的方法、分配隱藏和盲法的實施等，這與RCT的質量密切相關。另外，在研究結果發(fā)表時，需要重視選題和良好設計實施的陰性結果，而非單純追求陽性結果。通過提升RCT質量，減少發(fā)表偏倚，為Meta分析結論的得出提供更加可靠的循證醫(yī)學證據(jù)。