康艾注射液聯(lián)合TACE 治療原發(fā)性肝癌的Meta 分析

馬 驍, 何 璇, 李浩田, 魏士長, 鄒亞峰, 趙艷玲*

(1.成都中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院,中藥材標(biāo)準(zhǔn)化教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,四川 成都611137；2.成都市新都區(qū)石板灘鎮(zhèn)衛(wèi)生院,四川 成都610511；3.中國人民解放軍總醫(yī)院第五醫(yī)學(xué)中心藥學(xué)部,北京100039)

肝癌是世界五大常見惡性腫瘤之一,位居癌癥致死原因的第三位,年均診斷病例約70 萬例,原發(fā)性肝癌占肝癌總發(fā)生數(shù)的90%,其中55%發(fā)生在我國［1］,手術(shù)與肝移植是常用治療手段,但由于它起病隱匿,目前僅有30%的病例可在早期診斷,大多經(jīng)確診后已是中晚期,難以根治［2］。肝動脈插管栓塞化療術(shù)(TACE) 是目前非手術(shù)治療肝癌的首選方法,國內(nèi)外多項(xiàng)循證醫(yī)學(xué)研究均證實(shí)它與化療、手術(shù)相比具有創(chuàng)傷面積小、效果穩(wěn)定、恢復(fù)快速的特點(diǎn),同時(shí)副作用也較少［3］,但它并不能完全阻斷腫瘤環(huán)境血液供應(yīng),并會導(dǎo)致肝門靜脈對腫瘤細(xì)胞代償性供血效應(yīng)的增加,故仍有一定局限性, 并且多次進(jìn)行也會導(dǎo)致肝功能迅速惡化［4］。

原發(fā)性肝癌在中醫(yī)屬于“癥瘕積聚” 的范疇,正氣虧虛是其發(fā)生基礎(chǔ),濕熱病邪外感、久治不愈、蘊(yùn)結(jié)癌毒則是重要誘因［5］。康艾注射液具有益氣扶正、解毒抗癌的功效,臨床常用于原發(fā)性肝癌的輔助治療［6］,近年來已有許多關(guān)于它聯(lián)合TACE 的臨床研究［7-8］,而且有少量研究采用Meta分析,但缺少亞組分析,難以明確干預(yù)措施劑量、療程等因素與病情之間的關(guān)系,同時(shí)對安全性系統(tǒng)分析涉及較少。因此,本研究采用Meta 分析,對康艾注射液聯(lián)合TACE 治療原發(fā)性肝癌的療效及不良反應(yīng)進(jìn)行系統(tǒng)評價(jià),并進(jìn)一步通過亞組分析為其臨床合理、安全、有效應(yīng)用提供參考。

1 方法

1.1 文獻(xiàn)檢索 檢索CNKI、萬方、維普(VIP)、中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)(CBM)4 個(gè)中文數(shù)據(jù)庫,以及Pubmed、Embase、Cochrane Library 3 個(gè)英文數(shù)據(jù)庫,時(shí)間從建庫起至2018 年12 月,完成對文獻(xiàn)的預(yù)搜索、搜索與收集工作。根據(jù)PICOS 原則,在檢索時(shí)將研究題目分解為P(原發(fā)性肝癌)、I(康艾注射液與TACE)、C(TACE)、S(隨機(jī)對照試驗(yàn)),以“康艾注射液+TACE+原發(fā)性肝癌” 為主題詞預(yù)檢索中英文數(shù)據(jù)庫,并根據(jù)結(jié)果與匹配情況進(jìn)一步優(yōu)化檢索策略,進(jìn)行最終檢索與收集文獻(xiàn)。

1.2 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

1.2.1 納入標(biāo)準(zhǔn) ①與隨機(jī)對照試驗(yàn)相關(guān)的研究文獻(xiàn)；②原發(fā)性肝癌的病情診斷經(jīng)過臨床、病理學(xué)、細(xì)胞學(xué)證實(shí)或影像學(xué)檢查,有明顯的TNM 分期、BCLC 分級或肝功能Child-Pugh 分級；③觀察組為康艾注射液聯(lián)合TACE,對照組為單用TACE或伴隨后續(xù)保肝治療。

1.2.2 排除標(biāo)準(zhǔn) ①非隨機(jī)對照試驗(yàn)(包括個(gè)案報(bào)道、文獻(xiàn)綜述、動物實(shí)驗(yàn)、前后對照研究等)；②重復(fù)發(fā)表的學(xué)術(shù)論文或會議文章,學(xué)位論文與期刊論文重復(fù)者酌情使用報(bào)道詳細(xì)的相應(yīng)文獻(xiàn)；③結(jié)局療效評定不全面、不規(guī)范或未具體公布準(zhǔn)確結(jié)果的相關(guān)文獻(xiàn)；④觀察組給藥情況不明確,對照組未用TACE 或用其他中藥聯(lián)合TACE 進(jìn)行干預(yù)；⑤對原發(fā)性肝癌的報(bào)道未提及TNM 分期、BCLC 分級或肝功能Child-Pugh 分級的文獻(xiàn)。

1.3 數(shù)據(jù)提取 將文獻(xiàn)進(jìn)行整理匯總,嚴(yán)格按照Cochrane 協(xié)作網(wǎng)的系統(tǒng)評價(jià)工作手冊相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選與評估,并提取出患者基線情況、給藥信息、療效指標(biāo)等信息。

1.4 方法質(zhì)量評價(jià) 參照Cochrane 協(xié)助網(wǎng)制訂隨機(jī)對照試驗(yàn)質(zhì)量評估標(biāo)準(zhǔn),采用隨機(jī)方法、分配隱藏、實(shí)施者與參與者雙盲、結(jié)局評估盲法、不完整結(jié)局?jǐn)?shù)據(jù)、選擇性報(bào)告、其他偏倚7 個(gè)維度的評價(jià)項(xiàng)目,對納入文獻(xiàn)質(zhì)量進(jìn)行評價(jià),明確其偏倚情況與結(jié)果可靠性。

1.5 統(tǒng)計(jì)方法 采用Revman 5.3 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析,二分類變量采用相對危險(xiǎn)度(RR),連續(xù)性變量采用平均差值(MD)。若合并的數(shù)據(jù)無明顯異質(zhì)性(P≥0.10,I2≤50%),采用固定效應(yīng)模型；異質(zhì)性明顯(P≤0.10,I2≥50%),采用隨機(jī)效應(yīng)模型。然后,針對文獻(xiàn)數(shù)量充分的指標(biāo)采用漏斗圖,用于分析是否存在發(fā)表偏倚。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索與篩選 共檢索出1 253 篇相關(guān)文獻(xiàn),在初步排除重復(fù)文獻(xiàn)747 篇及綜述或評論、不相關(guān)研究419 篇后,共收集到87 篇進(jìn)行全文評價(jià),再通過閱讀全文,按照納入、排除標(biāo)準(zhǔn)篩選出符合Meta 分析的12 篇［9-20］。流程見圖1。

2.2 納入研究基本特征 12 項(xiàng)研究中原發(fā)性肝癌患者有747 例,其中觀察組381 例,對照組366例；單個(gè)隨機(jī)對照試驗(yàn)樣本量最多80 例,最少50例；年齡18 ～72 歲；均報(bào)道了患者診斷情況,處于Ⅱ～Ⅳ期,肝功能分級Child A ～Child C；療程14～60 d。見表1。

圖1 文獻(xiàn)檢索與篩選流程Fig.1 Literature retrieval and screening process

表1 納入研究基本特征Tab.1 Basic characteristics of included studies

2.3 納入研究質(zhì)量評價(jià) 12 項(xiàng)研究均提及隨機(jī)分配組別,其中5 項(xiàng)采用隨機(jī)數(shù)字表或隨機(jī)信封方法,而1 項(xiàng)以入院順序作為隨機(jī)方法,具有高風(fēng)險(xiǎn)；5 項(xiàng)采用正確的分配隱藏相關(guān)方法；11 項(xiàng)對研究指標(biāo)進(jìn)行充分報(bào)道；2 項(xiàng)數(shù)據(jù)可能不完整；1 項(xiàng)未按照研究方法對指標(biāo)進(jìn)行充分說明,存在選擇性報(bào)道的風(fēng)險(xiǎn),同時(shí)可能有其他偏倚；所有研究均未采用雙盲法及對結(jié)局評價(jià)實(shí)施盲法。見圖2。

2.4 主要結(jié)局指標(biāo)Meta 分析

圖2 納入研究質(zhì)量評價(jià)Fig.2 Quality evaluation of included studies

2.4.1 有效率 所有研究均報(bào)道了有效率(完全緩解+部分緩解),由于各項(xiàng)研究之間無明顯異質(zhì)性(P＝0.67,I2＝0),故采用固定效應(yīng)模型,結(jié)果見圖3,可知觀察組有效率顯著高于對照組［RR ＝1.41,95%CI(1.23,1.63),P＜0.000 01］。

圖3 有效率Meta 分析Fig.3 Meta-analysis of effective rates

2.4.2 KPS 評分 4 項(xiàng)研究報(bào)道了KPS 評分,由于各項(xiàng)研究之間無明顯異質(zhì)性(P ＝0.90,I2＝0),故采用固定效應(yīng)模型,結(jié)果見圖4,可知觀察組與對照組相比可顯著提高KPS 評分 ［RR ＝2.10,95%CI(1.49,2.95),P＜0.000 1］。

圖4 KPS 評分Meta 分析Fig.4 Meta-analysis of KPS scores

2.5 次要結(jié)局指標(biāo)Meta 分析 3 項(xiàng)研究報(bào)道了CD3、CD4 細(xì)胞活性,2 項(xiàng)研究報(bào)道了CD8、NK細(xì)胞活性,由于CD4、CD8 細(xì)胞活性之間無明顯異質(zhì)性(P ＝0.70,I2＝0；P ＝0.49,I2＝0),故采用固定效應(yīng)模型；CD3、NK 細(xì)胞活性之間有明顯異質(zhì)性(P ＝0.002,I2＝84%；P ＝0.05,I2＝73%),故采用隨機(jī)效應(yīng)模型,結(jié)果見圖5,可知觀察組與對照組相比可顯著提高T 淋巴細(xì)胞亞群(CD3、CD4、CD8) ［RR ＝7.30,95%CI(3.75,11.02),P ＝0.000 1；RR ＝4.07,95%CI(3.03,5.11),P＜0.000 01；RR ＝3.88,95%CI(2.60,5.16),P＜0.000 01］、 NK 細(xì) 胞 ［RR ＝8.00, 95%CI(5.21,10.80),P＜0.000 01］ 活性。

圖5 細(xì)胞活性Meta 分析Fig.5 Meta-analysis of cell viabilities

2.6 給藥劑量與療程亞組分析 本研究將給藥劑量分為30 ～40、50 ～60 mL 2 個(gè)亞組,同時(shí)將療程分為14～28、30～60 d 2 個(gè)亞組,由于各亞組之間無明顯異質(zhì)性,故采用固定效應(yīng)模型(P ＝0.93,P ＝0.59,P ＝0.97,P ＝0.71,I2＝0),結(jié)果見圖6,可知在30～40 mL 給藥劑量下與觀察組與對照組相比有提高有效率的趨勢,但差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義［RR＝1.18,95%CI(0.97,1.43),P ＝0.09］,而在50～60 mL 下有顯著性差異［RR ＝1.79,95%CI(1.26,2.54),P ＝0.001］；在14 ～28、30 ～60 d療程下觀察組與對照組相比可顯著提高有效率［RR ＝1.20, 95%CI (1.00, 1.45), P ＝0.05；RR＝1.65,95%CI(1.33,2.05),P＜0.000 01］。

2.7 安全性分析

2.7.1 一般不良反應(yīng) 分別有8、4、3、2 項(xiàng)研究報(bào)道惡心嘔吐、腹痛、發(fā)熱、神經(jīng)毒性,由于各項(xiàng)研究之間無明顯異質(zhì)性(P ＝0.10,I2＝42%；P ＝0.15,I2＝43%；P ＝0.65,I2＝0；P ＝0.49,I2＝0),故采用固定效應(yīng)模型,結(jié)果見圖7,可知觀察組惡心嘔吐、腹痛發(fā)生率顯著低于對照組［RR ＝0.79,95%CI(0.66,0.94), P ＝0.009； RR ＝0.64,95%CI(0.47,0.88), P ＝0.006］, 而發(fā)熱、神經(jīng)毒性發(fā)生率無顯著性差異［RR ＝0.76,95%CI(0.48,1.22),P ＝0.26；RR ＝0.58,95%CI(0.14,2.32),P ＝0.44］。

2.7.2 血液學(xué)毒性 分別有3、5、3、3 項(xiàng)研究報(bào)道了血液學(xué)毒性,由于各項(xiàng)研究之間無明顯異質(zhì)性,故采用固定效應(yīng)模型,結(jié)果見表2,可知觀察組較對照組可顯著降低血液毒性(P＜0.000 1) 及白細(xì)胞、血紅蛋白減少(P＜0.05) 發(fā)生率,但對血小板減少發(fā)生率無顯著影響(P＞0.05)。

2.7.3 肝功能損傷 分別5、2、2 項(xiàng)研究報(bào)道了肝功能損傷,由于各項(xiàng)研究之間無明顯異質(zhì)性,故采用固定效應(yīng)模型,結(jié)果見表3,可知觀察組較對照組可顯著降低肝功能異常 (P ＜0.000 01) 及ALT 異常、膽紅素升高(P＜0.05) 發(fā)生率。

2.7.4 腎功能損傷 分別2、2、2 項(xiàng)研究報(bào)道了腎功能損傷,由于各項(xiàng)研究之間無明顯異質(zhì)性,故采用固定效應(yīng)模型,結(jié)果見表4,可知觀察組、對照組在腎功能異常、尿素氮異常、肌酐異常發(fā)生率方面均無顯著性差異(P＞0.05)。

圖6 給藥劑量與療程亞組分析Fig.6 Subgroup analysis of administration dosages and therapeutic courses

表2 康艾注射液聯(lián)合TACE 對血液學(xué)毒性的影響Tab.2 Effect of Kangai Injection combined with TACE on hematologic toxicity

表3 康艾注射液聯(lián)合TACE 對肝功能損傷的影響Tab.3 Effect of Kangai Injection combined with TACE on hepatic impairment

圖7 一般不良反應(yīng)Meta 分析Fig.7 Meta-analysis of of general adverse reactions

表4 康艾注射液聯(lián)合TACE 對腎功能損傷的影響Tab.4 Effect of Kangai Injection combined with TACE on renal impairment

2.8 發(fā)表偏倚分析 以有效率為指標(biāo),繪制漏斗圖分析潛在的發(fā)表偏倚情況,結(jié)果見圖8,可知存在一定發(fā)表偏倚。

3 討論

康艾注射液由黃芪、人參、苦參素組成,臨床常用于原發(fā)性肝癌、肺癌、直腸癌、胃癌等惡性腫瘤的治療,尤其在治療原發(fā)性肝癌方面,不僅能抑制腫瘤細(xì)胞的生長,提高機(jī)體免疫力,同時(shí)還可減輕化療所導(dǎo)致的不良反應(yīng),進(jìn)而提高患者生活質(zhì)量［21］。現(xiàn)代研究表明,方中黃芪可明顯抑制小鼠移植性腫瘤S-肝癌生長,并通過改善T 細(xì)胞活性,提高CD3,調(diào)節(jié)CD4 與CD8 比例來增強(qiáng)機(jī)體免疫力,從而達(dá)到抑制腫瘤增殖的目的［22］；人參中的皂苷類成分Rg3 能有效抑制人肝癌細(xì)胞的生長,可能作用與阻滯腫瘤細(xì)胞G0/G1 期過渡階段,降低肝癌細(xì)胞侵襲與轉(zhuǎn)移過程中重要蛋白PCNA、MMP-9 表達(dá)密切相關(guān)［23］；苦參素可通過促進(jìn)腫瘤細(xì)胞凋亡、阻滯細(xì)胞周期蛋白D1 表達(dá)等途徑,從而有效抑制人肝癌細(xì)胞HepG2 增殖［24］。

圖8 有效率漏斗圖Fig.8 Funnel plot for effective rates

目前,盡管部分臨床與基礎(chǔ)研究均顯示康艾注射液聯(lián)合TACE 是有效延遲原發(fā)性肝癌進(jìn)程的重要手段,也有相關(guān)循證藥學(xué)研究為相關(guān)治療提供高證據(jù)級別的支撐,但缺乏對給藥劑量、療程等因素的分析,而且鮮有涉及安全性分析,難以為臨床應(yīng)用提供直接指導(dǎo)。 本研究發(fā)現(xiàn), 康艾注射液聯(lián)合TACE 相較于單用TACE 可顯著增加有效率和KPS評分,同時(shí)提高T 細(xì)胞亞群(CD3、CD4、CD8)、NK 細(xì)胞活性,在50～60 mL、30～60 d 條件下療效更明顯,而且一般不良反應(yīng)、血液學(xué)毒性、肝功能損傷發(fā)生率更低,安全性更高。

然而,本研究仍有著局限性。首先,納入文獻(xiàn)中隨機(jī)對照試驗(yàn)在質(zhì)量評估方面均存在偏倚風(fēng)險(xiǎn),所提供的細(xì)節(jié)內(nèi)容(如隨機(jī)化方法、分配隱藏、盲法、數(shù)據(jù)完整性、選擇性報(bào)道等) 信息不足,對所得結(jié)果的證據(jù)力度存在一定影響；其次,由于部分隨機(jī)對照試驗(yàn)對安全性指標(biāo)的描述不夠細(xì)致,難以對其作進(jìn)一步亞組分析來明確具體特征；最后,由于納入文獻(xiàn)中隨訪等條件的限制,故缺少長期生存指標(biāo)(如總生存期、無進(jìn)展生存期) 的報(bào)道,難以分析長期受益情況,整體有效性評價(jià)尚有缺陷。因此,建議今后臨床導(dǎo)致試驗(yàn)可采用大樣本、多中心、 隨機(jī)、 雙盲等高質(zhì)量方法進(jìn)行設(shè)計(jì)［25］,并結(jié)合康艾注射液聯(lián)合TACE 在給藥劑量、療程、不良反應(yīng)發(fā)生率方面的特征,嚴(yán)格隨訪并采集長期有效性指標(biāo),從而獲取聯(lián)合用藥治療原發(fā)性肝癌的高水平證據(jù),為進(jìn)一步臨床實(shí)踐提供指導(dǎo)。