甲潑尼龍與地塞米松治療突發性耳聾療效比較的Meta分析

高占梅 宋 揚 劉 華 文昌隆 孫海洋

(1.河北省唐山市工人醫院耳鼻喉科，河北唐山 063000；2.哈爾濱醫科大學，哈爾濱 150000；3.滄州渤海專修學院解剖教研室， 河北滄州 061000)

突發性耳聾是一種不明原因導致感音神經性損傷而引起的耳聾，又稱為神經性耳聾或特發性耳聾。其發病具有發病時間短，病情進展快的特點。數分鐘、數小時、數天內聽力出現明顯下降，表現為至少在相連的兩個頻率聽力下降20 db以上[1]。而早期發現并且積極治療，能夠改善突發性耳聾的預后，因此，早期的藥物治療是突發性耳聾治療的重要一環。目前突發性耳聾的治療多采用糖皮質激素治療，近年來針對激素治療突發性耳聾的研究尤其是甲潑尼龍與地塞米松治療突發性耳聾療效對比的研究不斷增多，但結果方面卻存在較大差異。循證醫學中的Meta分析能夠將多個相同類型的研究進行系統綜合及定量分析，適合對這些差異進行處理。本研究通過使用該方法，以期對兩種藥物分別治療突發性耳聾的療效得出科學的結果，為突發性耳聾治療藥物的科學選擇提供幫助。

1 資料與方法

1.1 文獻的納入、排除標準

納入標準：①文獻僅限于公開發表的關于甲潑尼龍與地塞米松治療突發性耳聾的病例-對照研究；②不限語種；③文獻中可以提取明確的分組，即甲潑尼龍治療突發性耳聾為試驗組，地塞米松治療為對照組；④文獻有明確的突發性耳聾診斷標準；⑤文獻有明確的突發性耳聾療效評價標準；⑥文獻中的數據準確，并且可以計算風險比(risk ratio,RR)及95%可信區間(95%CI)；⑦文獻有重復發表或者重復的數據時，選擇最新發表的文章及數據。

排除標準：①與本次研究不相關的文獻；②文獻未設置相應的對照組；③沒有明確突發性耳聾的診斷標準；④沒有明確的突發性耳聾療效評價標準；⑤文獻中數據的計算存在問題；⑥文獻中沒有說明數據的來源；⑦文獻統計學方法使用不當。

1.2 文獻檢索

檢索的數據庫包括中國知網、萬方、維普、CBM、PubMed、Medline、Embase、Cochrane等中英文數據庫。檢索關鍵詞圍繞甲潑尼龍、methylprednisolone、地塞米松、dexamethasone、突發性耳聾、sudden deafness的相關名稱或者別稱制定了檢索式，以中文檢索的中國知網為例，其中一個檢索式如下：[(SU=地塞米松 OR SU=可的松 OR SU=甲氟烯索) AND (SU=甲潑尼龍 OR SU=甲強龍 OR SU=甲基潑尼松龍 OR SU=甲基氫化潑尼松)]AND (SU=突發性耳聾 OR SU=感音性耳聾 OR SU=感音神經性耳聾 OR SU=特發性耳聾)。

檢索時間為自數據庫建庫以來至2018年1月。

檢索范圍包括關鍵詞、題名、摘要。

1.3 數據提取和質量評價

數據提取包括作者、發表時間、診斷及療效標準、試驗組激素給藥方式、對照組激素給藥方式、試驗組總有效數、試驗組總例數、對照組總有效數、對照組總例數。其中甲潑尼龍治療組即試驗組，地塞米松治療組即對照組，總有效例數=痊愈例數+顯效例數+有效例數，總有效例數+無效例數=總例數。

質量評估由兩名質量評價員對文獻進行評估，本次研究選用紐卡斯爾-渥太華量表(Newcastle-Ottawa Scale，NOS)進行評分[2]，滿分9分，如果文獻質量較高則分數應高于5分。

1.4 統計學方法

使用RevMan 5.3軟件進行Meta分析，RR值和95%CI作為本次研究的效應指標，異質性檢驗的指標選用I2和P值，應用Cochrane系統評價的標準[3]:0～40%輕度異質性，40%～60%中度異質性，50%～90%較大異質性，75%～100%很大異質性。I2≤50%，其異質性可以接受，選擇固定效應模型；I2>50%，選用隨機效應模型。同時針對異質性的原因進行亞組分析，采用靈敏度檢驗檢測結果可信性。使用Stata 12.0軟件，用Egger’s法進行發表偏倚的定量評估。以P<0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 文獻檢索結果及數據提取

本次研究共檢索到文獻521篇，通過其他資源未獲得相關文獻，通過篩選最終納入22篇文獻[4-25]，流程圖詳見圖1。共收集病例數2 232例，其中甲潑尼龍治療組1 120例、地塞米松治療組1 112例。詳見表1、2。根據NOS量表所進行的文獻質量評估中，得分5分者有2篇[11,14]，6分者有7篇[8,10,13,16,21,23,25]，7分者有13篇[4-7,9,12,15,17-20,22,24]。本次研究的文獻質量情況尚可。

2.2 異質性檢驗及Meta分析結果

試驗組與對照組之間異質性檢驗結果為χ2=45.27(P=0.02，I2=54%)。I2>50%，因此選用隨機效應模型。兩組治療突發性耳聾的療效比較，Z=4.91(P<0.000 01)、RR(95%CI)：1.20(1.12～1.29)，差異有統計學意義(P<0.05)。即甲潑尼龍在治療突發性耳聾的療效上優于地塞米松(圖2)。

圖1 文獻篩選流程圖Fig.1 Flow diagram for the study selection process

表1 納入文獻的基本信息Tab.1 Basic information in literature

表2 納入文獻的數據信息Tab.2 Data of literature

圖2 試驗組與對照組治療突發性耳聾療效比較的Meta分析——森林圖Fig.2 Comparison between experimental group and control group in the treatment of sudden deafness: a Meta analysis-forest plot

2.3 亞組分析

在亞組分析中筆者按照一般資料中激素給藥方式進行了分組，分為全身用藥組(二組皆全身用藥)，局部用藥組(二組皆局部用藥)，局部全身組(試驗組局部用藥，對照組全身用藥)，全身局部組(試驗組全身用藥，對照組局部用藥)，混合組(試驗組用藥包括全身用藥和局部用藥)。結果示全身用藥組Z=5.23(P<0.000 01)、RR(95%CI)：1.28(1.17～1.41)，差異有統計學意義(P<0.05)。局部用藥組Z=5.99(P<0.000 01)、RR(95%CI)：1.30(1.19～1.42)，差異有統計學意義(P<0.05)。全身局部組Z=2.25(P=0.02)、RR(95%CI)：1.43(1.05～1.96)，差異有統計學意義(P<0.05)。詳見表3。

表3 亞組分析結果Tab.3 Result of subgroup analysis

2.4 靈敏度分析

本次靈敏度分析選擇剔除質量評價較低的文獻，將隨機效應模型改為固定效應模型，根據質量評估的結果，將分數≤5分的低質量文獻[11,14]進行剔除，結果為Z=5.13(P<0.000 01)、RR(95%CI)：1.21(1.13～1.31)，差異有統計學意義(P<0.05)。在剔除低質量文獻基礎上，將隨機效應模型改為固定效應模型，結果為Z=6.83(P<0.000 01)、RR(95%CI)：1.19(1.13～1.26)，差異仍有統計學意義(P<0.05)。

2.5 發表偏倚評估

使用Stata 12.0軟件用Egger’s法進行發表偏倚的定量評估，結果顯示：差異具有統計學意義(t=2.73，P=0.013)。提示存在發表偏倚。若存在發表偏倚時，可以使用剪補法以增補虛擬文獻的方式來評估發表偏倚對Meta分析結果的影響程度。如果在這一過程中，合并的效應量無明顯變化，則說明Meta分析結果穩定。本次研究，添加文獻之前，合并的效應量RR(95%CI)：1.20(1.12～1.29)。在添加7個文獻(方塊部分為新添的虛擬文獻)后，發表偏倚被糾正，合并的效應量顯示RR(95%CI)：1.14(1.06～1.23)。合并的效應量變化不大，差異仍具有統計學意義(P<0.05)。提示發表偏倚對結果影響不大，Meta分析的結果穩定(圖3)。

3 討論

比較甲潑尼龍與地塞米松治療突發性耳聾的療效，本研究根據納入排除標準共納入22篇文獻，筆者根據這些文獻進行了Meta分析。

圖3 試驗組與對照組治療突發性耳聾療效比較的Meta分析——剪補法后的漏斗圖Fig.3 Comparison between experimental group and control group in the treatment of sudden deafness: >a Meta analysis-The funnel plot after the shear method

結果顯示甲潑尼龍治療組的治療效果好于地塞米松治療組。而由于納入文獻數量較多，各文獻之間存在一些區別，因此筆者根據文獻的特征進行了亞組分析。文獻中最主要的區別在于激素給藥方式的不同，通過亞組分析顯示全身用藥組與局部用藥組的差異有統計學意義(P<0.05)，這提示當兩組使用相同激素用藥方式時，所產生的療效，甲潑尼龍優于地塞米松。全身局部組，差異有統計學意義(P<0.05)，提示甲潑尼龍全身給藥的療效優于地塞米松局部給藥的療效。但這一結果僅由1個研究佐證，可信度不高。而局部全身組差異無統計學意義(P>0.05)，這一結果的研究個數為7個，可信度較高，這提示試驗組與對照組雖然使用了不同的激素給藥方式，但二者之間的療效差異無統計學意義。這也與Lai[26]所得出的結果相同。關于22篇文獻的特征還有很多，比如用藥劑量的問題，但這些文獻用藥劑量存在很多差異，不能進行有效的分組即無法進行亞組分析。還有如療效評定時間等問題，都無法進行亞組分析。另外，由于耳后給藥、鼓室內給藥都屬于局部給藥的范疇，但納入的文獻中不能很好地進行分組。比如文獻[10]，試驗組耳后給藥，對照組鼓室內給藥。文獻[22]中試驗組與對照組皆為鼓室內給藥。這些文獻的數量不足以進行亞組分析。這些問題待相關文獻數量足夠時，再次進行Meta分析可能會得出更準確的結果。

靈敏度分析中，剔除低質量文獻、改變統計學效應模型，差異仍具有統計學意義(P<0.05)。而發表偏倚評估顯示本次發表偏倚影響結果的可能性較低。

當然本次研究還存在一些不足，比如需要更多的因素進行分組，以進行亞組分析的問題，尚需更多的文獻進行支持。

綜上所述，甲潑尼龍治療突發性耳聾的療效優于地塞米松。

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