霍晨星 徐湘茹 吳霖光縉 楊紅強 方邦江
(1.上海中醫(yī)藥大學(xué)附屬龍華醫(yī)院,上海 200032;2.上海中醫(yī)藥大學(xué),上海 201203)
急性腦梗死是指局部腦組織因缺血缺氧導(dǎo)致血液循環(huán)障礙出現(xiàn)梗死灶,伴隨腦神經(jīng)元及星形膠質(zhì)細胞出現(xiàn)相應(yīng)損傷,進而表現(xiàn)出局部或全身的神經(jīng)系統(tǒng)功能缺損的嚴重血管事件[1]。急性腦梗死屬于中醫(yī)學(xué)中的“中風(fēng)病”,表現(xiàn)為猝然昏倒、不省人事、口舌歪斜、語言不利及半身不遂等。急性腦梗死病情進展迅速,如不及時有效干預(yù),易造成終身疾病,甚至死亡[2]。近年來,急性腦梗死的發(fā)病率逐漸升高,該病不僅為患者帶來諸多不便,其導(dǎo)致的治療與后續(xù)康復(fù)的支出也對患者家庭及社會造成了重大的經(jīng)濟負擔[3]。
目前,溶栓是治療早期急性腦梗死的首選方法,現(xiàn)階段主要溶栓藥是重組型纖溶酶原激活劑和尿激酶,其缺點在于對大腦中動脈和頸內(nèi)動脈栓塞再通率較低[4]。此外,抗血小板聚集治療及抗凝治療等治療方法也可對急性腦梗死患者產(chǎn)生一定效益,但有出血風(fēng)險??梢姡瑢ふ裔槍毙阅X梗死更加安全、有效的干預(yù)措施具有重要意義。臨床實踐表明,中醫(yī)藥在緩解腦梗死急性期神經(jīng)功能損害及炎性反應(yīng)、提高患者恢復(fù)期日常能力及降低神經(jīng)功能缺損評分等方面效果明顯,且有簡便驗廉的優(yōu)勢,易被患者接受[5-6]。復(fù)元醒腦湯是以益母草30 g,黨參30 g,石菖蒲12 g,三七10 g,水蛭10 g,大黃10 g,天南星15 g 組成的中藥制劑,有扶持元氣、逐瘀化痰、泄熱息風(fēng)、活血通絡(luò)等功效。有諸多臨床研究表明其對急性腦梗死的療效肯定,但目前尚缺乏相關(guān)的循證醫(yī)學(xué)證據(jù)[7]。本研究系統(tǒng)評價復(fù)元醒腦湯治療急性腦梗死的有效性和安全性,為復(fù)元醒腦湯治療急性腦梗死提供循證醫(yī)學(xué)證據(jù)。
1)診斷標準:患者出現(xiàn)急性局灶性神經(jīng)功能缺損癥狀并排除非血管性疾病及出血性腦卒中后,影像學(xué)出現(xiàn)病灶證據(jù)或神經(jīng)功能缺損癥狀或體征持續(xù)24 h以上即可診斷急性腦梗死(急性缺血性腦卒中)。2)研究類型:入選文獻均為研究復(fù)元醒腦湯治療急性腦梗死的隨機對照試驗(RTCs),語種為中文和英文。3)研究對象:納入的研究對象均符合急性腦梗死的臨床診斷,病程14~28 d,不限年齡、性別與種族。4)干預(yù)措施:對照組予西醫(yī)常規(guī)對癥治療,試驗組在西醫(yī)常規(guī)治療的基礎(chǔ)上聯(lián)合復(fù)元醒腦湯進行治療。5)結(jié)局指標:所納入的研究至少包含總有效率、美國國立衛(wèi)生院卒中量表(NIHSS)、Barthel 指數(shù)(BI)、不良反應(yīng)發(fā)生率之一??傆行?(痊愈+顯效+有效)÷總樣本量×100%。6)排除標準:非RCT;無法獲得全文的文獻;文獻質(zhì)量低的文獻;數(shù)據(jù)不完整的文獻;一文多發(fā)的文獻。
計算機檢索中國知網(wǎng)(CNKI)、中文科技期刊數(shù)據(jù)庫(VIP)、萬方數(shù)據(jù)知識服務(wù)平臺、中國生物醫(yī)學(xué)文獻服務(wù)系統(tǒng)(CBM)、PubMed、Embase、Cochrane Library(Cochrane 圖書館)。數(shù)據(jù)庫檢索時間從建庫至2022年9 月。根據(jù)不同數(shù)據(jù)庫的檢索規(guī)則,采取關(guān)鍵詞、題名、摘要等方法進行檢索。中文檢索式:“復(fù)元醒腦湯”AND(“卒中”O(jiān)R“腦卒中”O(jiān)R“腦中風(fēng)”O(jiān)R“腦血管意外”O(jiān)R“腦血管中風(fēng)”O(jiān)R“腦梗死”O(jiān)R“腦梗”O(jiān)R“腦梗塞”)。英文檢索式:[(FYXN)OR(Fuyuan Xingnao Decoction)]AND[(Stroke)OR(Cerebrovascular Accident)OR(CVA)OR(Acute Stroke)]。
根據(jù)檢索策略進行文獻檢索,將檢索到的所有文獻題錄導(dǎo)入NoteExpress 文獻管理軟件,由軟件進行查重并刪除重復(fù)文獻。查重后根據(jù)閱讀題名、摘要進行人工初篩,篩選后下載余下文獻全文文獻,細讀文獻,根據(jù)納入與排除標準進一步篩選文獻。由2 名研究人員對篩選后的文獻各自進行基線資料、干預(yù)方式等相關(guān)資料提取,必要時聯(lián)系文章通訊作者獲得詳細資料。如有資料不一致的信息則通過第3 位工作人員再次閱讀原文后進行錄入。
納入文獻的偏倚風(fēng)險評價由2 名研究人員采用Cochrane 協(xié)作網(wǎng)研發(fā)的偏倚風(fēng)險評估工具獨立進行研究質(zhì)量的評價。評估條目包括:1)隨機分配方法;2)是否進行分配方案隱藏;3)盲法;4)結(jié)局數(shù)據(jù)的完整性;5)是否存在選擇性報告;6)其他偏倚。評估選項包括低風(fēng)險、不確定和高風(fēng)險3項。
采用Stata 15.0軟件進行Meta分析,總有效率等計數(shù)資料以相對危險度(RR)及其95%可信區(qū)間(CI)作為效應(yīng)量,NIHSS 評分等計量資料以均數(shù)差(MD)及其95%CI 表示。采用χ2檢驗(α=0.05)和I2值評估異質(zhì)性,若P>0.05,I2≤50%時,說明不存在顯著的統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性,采用固定效應(yīng)模型計算并合并統(tǒng)計量;若P≤0.05,I2>50%時,說明研究存在異質(zhì)性,則使用隨機效應(yīng)模型計算合并統(tǒng)計量。當研究存在明顯異質(zhì)性時,進一步進行亞組或敏感性分析。Meta 分析的檢驗水準設(shè)為α=0.05。采用倒漏斗圖檢測發(fā)表偏倚。
中文數(shù)據(jù)庫最終檢索到172 篇文獻,英文數(shù)據(jù)庫最終檢索到1 篇,共計173 篇文獻,通過NoteExpress 查重后剩余32 篇,最終符合納入標準的文獻共17篇[8-24],所納入的文獻均為中文文獻,文獻篩選流程圖見圖1。
圖1 文獻篩選結(jié)果及流程
納入研究基本特征見表1。共納入17 篇RCTs,樣本量1 617 例(試驗組811 例,對照組806 例)。西醫(yī)常規(guī)治療包括調(diào)整血壓、控制血脂、吸氧、維持水電解質(zhì)及酸堿平衡、營養(yǎng)腦神經(jīng)、控制血糖等措施。14 項研究[8-17,20-21,23-24]為復(fù)元醒腦湯+西醫(yī)常規(guī)治療與西醫(yī)常規(guī)治療對比,1 項研究[18]為復(fù)元醒腦湯+西醫(yī)常規(guī)治療+依達拉奉注射液與西醫(yī)常規(guī)治療+依達拉奉注射液對比,2 項研究[19,22]為復(fù)元醒腦湯+西醫(yī)常規(guī)治療+銀杏達莫注射液與西醫(yī)常規(guī)治療+銀杏達莫注射液對比,基線資料均有可比性,差異無統(tǒng)計學(xué)意義?;€資料包括性別、年齡、樣本量、干預(yù)措施等。納入研究基本特征見表1。所有研究均使用了隨機分配,其中6項研究[8,10,12,15-16,18]報道了具體的隨機化方法,包括隨機數(shù)字表法;所有研究統(tǒng)計學(xué)方法均正確且結(jié)果完整。納入研究的質(zhì)量評價結(jié)果詳見圖2、圖3。
表1 納入研究基本特征
圖3 文獻質(zhì)量評價圖
2.3.1 總有效率分析 本研究納入的17 項研究有11項[10-13,16-19,21,23-24]報道了復(fù)元醒腦湯治療腦梗死總有效率,涉及樣本1 045 例,其中試驗組523 例,對照組522例,各研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(P=0.984,I2=0%),采用固定效應(yīng)模型進行Meta 分析。結(jié)果顯示,試驗組患者總有效率與對照組相比,差異有統(tǒng)計學(xué)意義[RR=1.23,95%CI(1.16,1.31),P<0.05]。詳見圖4。敏感性分析未發(fā)現(xiàn)導(dǎo)致異質(zhì)性的文獻,詳見圖5。
圖4 總有效率的Meta分析森林圖
圖5 總有效率的敏感性分析圖
2.3.2 NIHSS 分析 本研究納入的17 項研究有13項[8-10,12,14-18,20-22,24]以NIHSS 評分作為結(jié)局指標。涉及樣本1 197 例,其中試驗組601 例,對照組596 例,異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示,P<0.001,I2=96.2%,表明各研究間存在異質(zhì)性,故采用隨機效應(yīng)模型進行Meta 分析。結(jié)果顯示,試驗組患者NIHSS評分顯著低于對照組[加權(quán)均數(shù)差(WMD)=3.91,95%CI(2.55,5.27),P<0.05],詳見圖6。敏感性分析未發(fā)現(xiàn)導(dǎo)致異質(zhì)性的文章,推測異質(zhì)性來源可能與納入患者的年齡因素、部分納入患者合并糖尿病、試驗組復(fù)元醒腦湯劑量不同等因素有關(guān),詳見圖7。
圖6 NIHSS評分的Meta分析森林圖
圖7 NIHSS評分的敏感性分析圖
2.3.3 BI 量表分析 本研究納入的17 項研究有5項[8-9,15,17,20]以BI 量表作為結(jié)局指標。涉及樣本510例,其中試驗組255例,對照組255例,異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示,P=0.000,I2=87.7%,表明各研究間存在異質(zhì)性,故采用隨機效應(yīng)模型進行Meta 分析。結(jié)果顯示,試驗組患者BI 量表評分顯著高于對照組[WMD=-10.90,95%CI(-16.14,-5.66),P<0.05],詳見圖8。敏感性分析提示,異質(zhì)性可能來源于陳振翼[8],去掉陳振翼[8]的研究后,再次進行異質(zhì)性檢驗,結(jié)果顯示P=0.043,I2=63.2%,表明其研究可能是異質(zhì)性來源之一。但去掉該研究或異質(zhì)性雖然減小但仍偏大,說明異質(zhì)性的來源還可能與患者病程、年齡、是否合并糖尿病等其他因素有關(guān),詳見圖9。
圖8 BI量表評分的Meta分析森林圖
圖9 BI量表評分的敏感性分析圖
2.3.4 不良反應(yīng)發(fā)生率 本研究納入的17項研究有3項[12,19,22]報道了復(fù)元醒腦湯治療腦梗死的不良反應(yīng),涉及樣本233 例,其中試驗組117 例中有13 例產(chǎn)生了肝功能異?;蛭改c道不適的不良反應(yīng),對照組116 例中有服藥后不良反應(yīng)的24 例,各研究間不存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(P=0.05,I2=66.5%)。采用隨機效應(yīng)模型進行Meta 分析,結(jié)果顯示試驗組患者腦梗死不良反應(yīng)發(fā)生率與對照組相比較,差異無統(tǒng)計學(xué)意義[RR=0.46,95%CI(0.12,1.69),P>0.05],詳見圖10。
圖10 不良反應(yīng)發(fā)生率的Meta分析森林圖
繪制總有效率、NIHSS 評分的倒漏斗圖,詳見圖11、圖12。由結(jié)果可見,總有效率的倒漏斗圖中散點均落在倒漏斗范圍內(nèi),且圖像對稱性較好,提示存在發(fā)表偏倚或小樣本效應(yīng)風(fēng)險較??;NIHSS 評分的倒漏斗圖有較多散點落在倒漏斗范圍外,提示可能存在一定的發(fā)表偏移或小樣本效應(yīng)。其余指標的納入研究數(shù)量未達到10篇,故不制作倒漏斗圖。
圖11 總有效率的倒漏斗圖
圖12 NIHSS評分的倒漏斗圖
腦梗死是由于局部血管在短時間內(nèi)出現(xiàn)缺血缺氧導(dǎo)致腦組織出現(xiàn)損傷進而全身出現(xiàn)神經(jīng)系統(tǒng)功能障礙等癥狀的急性腦血管疾病,當梗死灶未得到有效修復(fù),伴隨局部腦損傷進一步發(fā)展可出現(xiàn)腦水腫、局限性微循環(huán)出血等癥狀,加劇顱腦微循環(huán)缺血。
研究發(fā)現(xiàn),中醫(yī)藥在早期治療及二級預(yù)防有較顯著的效果[1]。急性腦梗死的發(fā)生與風(fēng)、痰、瘀、虛等因素有關(guān),當痰瘀互結(jié)、熱而生風(fēng)時,即出現(xiàn)氣血上逆,夾痰夾火,蒙蔽清竅。復(fù)元醒腦湯有醒腦開竅、逐瘀化痰、泄熱息風(fēng)等功效,可針對中風(fēng)的病機發(fā)揮療效。實驗發(fā)現(xiàn),復(fù)元醒腦湯可通過調(diào)節(jié)急性腦梗死大鼠細胞周期蛋白E1、cell division 25 A、基質(zhì)細胞衍生因子、CXC 趨化因子受體4、血管內(nèi)皮生長因子等的表達,進而抑制微小RNA-503 基因、微小RNA-320 基因的表達,改善血管新生能力,促進腦梗死的修復(fù)以及側(cè)支循環(huán)的有效建立[25-30]。
復(fù)方醒腦湯治療腦梗死尚沒有充足循證醫(yī)學(xué)證據(jù)支持,所以本研究運用Meta 分析對中藥復(fù)方復(fù)元醒腦湯治療急性腦梗死的效果與安全性進行分析。NIHSS評分可用于評價急性腦卒中的神經(jīng)受損程度,根據(jù)其分數(shù)由低到高劃分為輕度、中度、中-重度及重度[1]。BI 指數(shù)是目前應(yīng)用較廣的評價腦梗死患者日常生活能力的功能結(jié)局指標,可量化急性腦梗死患者預(yù)后功能恢復(fù)情況,該量表滿分100 分,分數(shù)越低表明患者自理生活能力越差。中風(fēng)后患者的自理能力是評價腦梗死治療的重要指標,患者自理能力的恢復(fù)不僅可減少后續(xù)家庭的護理成本,更避免術(shù)后患者長期臥床導(dǎo)致的肺炎、靜脈血栓等并發(fā)癥的發(fā)生。故此研究將采用總有效率、NIHSS評分、BI量表評分及不良反應(yīng)發(fā)生率等作為觀察指標。
Meta 分析結(jié)果顯示:復(fù)元醒腦湯聯(lián)合西醫(yī)常規(guī)治療的總有效率[RR=1.23,95%CI(1.16,1.31),P<0.05]、NIHSS評分[WMD=3.91,95%CI(2.55,5.27),P<0.05]、BI 量表評分[WMD=-10.90,95%CI(-16.14,-5.66),P<0.05]均優(yōu)于對照組,差異均有統(tǒng)計學(xué)意義。不良反應(yīng)發(fā)生率[RR=0.46,95%CI(0.12,1.69),P>0.05],差異無統(tǒng)計學(xué)意義,提示復(fù)元醒腦湯聯(lián)合西醫(yī)常規(guī)治療可有效提高腦梗死總有效率、降低NIHSS評分,提高BI評分,且不影響不良反應(yīng)發(fā)生率。
本研究的局限性:1)納入文獻的方法學(xué)質(zhì)量低,11 篇未明確說明隨機分配的具體方法,大部分未說明分配隱藏及盲法的實施,導(dǎo)致結(jié)論可能出現(xiàn)偏倚。2)納入研究的樣本量少。3)大多數(shù)結(jié)局指標的結(jié)果異質(zhì)性較大,推測可能與患者的年齡、病程、是否合并糖尿病以及中藥的劑量和療程等因素有關(guān)。4)納入文獻中僅3 篇記錄試驗組和對照組不良反應(yīng)發(fā)生例數(shù)及種類,可能對復(fù)元醒腦湯治療腦梗死的安全性結(jié)論存在影響。