雙歧桿菌四聯活菌片聯合氨基水楊酸治療潰瘍性結腸炎的系統評價及Meta分析

羅燁，趙國楨，馬秋曉，李高見，劉欣妍，朱泠霏，李博*（1.北京市中醫藥研究所，北京 100010；2.首都醫科大學附屬北京中醫醫院，北京 100010；.北京中醫藥大學，北京 100029；.中國中醫科學院西苑醫院，北京 100091）

潰瘍性結腸炎（UC）是一種炎癥性腸病（IBD），臨床表現包括黏液膿血便、腹痛、里急后重等，分為活動期和緩解期，活動期包括輕、中、重度，重度可危及生命[1]。一般認為UC 病因與遺傳易感性、腸道菌群失衡、腸黏膜免疫紊亂等有關[2-3]。我國發病率為0.41/10 萬～2.05/10萬[4-7]，年入院率在過去30年中顯著增加[8]，這可能與城市化帶來的抗菌藥物使用增加、早期微生物暴露、污染、飲食西式化等變化有關，腸道微生物多樣性降低而UC 易感性增高[9]。

輕中度UC 的治療以抗炎與免疫調節為主，氨基水楊酸（ASAs）為一線用藥，但在部分患者中存在引發胰腺炎、肝毒性等不良反應及依從性差等問題[10]。腸道菌群失調與UC 密切相關[3]，益生菌逐漸廣泛應用于臨床。雙歧桿菌四聯活菌片（TVB）是由嬰兒雙歧桿菌、嗜酸乳桿菌、糞腸球菌、蠟樣芽孢桿菌組成的新型微生態制劑，已有較多隨機對照試驗顯示了TVB 對UC 的治療作用[11-24]，但至今尚無針對TVB 聯合ASAs 治療UC 的系統評價發表。因此，本研究擬采用Meta分析評價TVB 聯合ASAs 治療輕中度活動期UC的有效性和安全性。

1 資料與方法

1.1 納入標準

研究類型：隨機對照試驗（RCT）；研究對象：符合輕或中度活動期UC 診斷標準[25]；干預措施：對照組單獨口服ASAs；試驗組在此基礎上加用TVB，兩組療程一致。主要結局指標：Mayo 評分。次要結局指標：① 臨床總有效率[25]；② 炎癥因子水平：腫瘤壞死因子-α（TNF-α）、白介素-8（IL-8）、超敏C 反應蛋白（hsCRP）；③ 外周T淋巴細胞亞群：CD4＋、CD4＋/CD8＋；④ 脂質過氧化損傷水平：氧化低密度脂蛋白（ox-LDL）、過氧化脂質（LPO）；⑤ 不良反應發生率。

1.2 排除標準

① 診斷或納入、排除標準不明；② 干預措施中使用其他微生態制劑治療者；③ 數據錯誤或缺失；④ 重復發表的文獻。

1.3 文獻檢索

計算機檢索PubMed、EMbase、Cochrane Library、SinoMed、CNKI、VIP、WanFang、Clinicaltrials 數據庫及谷歌學術搜尋，檢索時間均為建庫至2021年9月22日。中文檢索詞：雙歧桿菌四聯活菌片、思連康、潰瘍性結腸炎、潰結；英文檢索詞：tetragenous viable Bifidobacterium tablets、tetralogy of viable tablets、Bifidobacterium Tetrad combined、Bifidobacterium quadruple live bacteria、Idiopathic Proctocolitis、Ulcerative Colitis、Colitis Gravis 等，英文檢索策略：（（tetralogy Viable Bifidobacterium）OR（tetralogy of viable tablets）OR（Bifidobacterium Tetrad combined）OR（Bifidobacterium quadruple live bacteria）OR（Bifidobacterium，Lactobacillus，Enterococcus and Bacilus）OR（viable bifidobacterium quadruple））and（（Idiopathic Proctocolitis）or（Ulcerative Colitis）or（Colitis Gravis）or（Inflammatory Bowel Disease，Ulcerative Colitis Type）or（Colitis，Ulcerative））。

1.4 文獻篩選與資料提取

由兩名研究員按納排標準獨立使用EndNote 20篩選文獻、提取資料，交叉核對。如有分歧，由第三位研究者裁決。提取內容：第一作者、發表時間、試驗樣本量、平均年齡、性別、干預措施、療程、結局指標、不良反應、其他偏倚情況。對于文獻中未提及的內容，嘗試以郵件詢問第一作者。

1.5 文獻質量評價

由兩名研究員采用Cochrane Handbook 5.1.0中的偏倚風險評價工具獨立評估質量，如有分歧，咨詢第三方。評估包含內容：隨機序列生成和分配隱藏的方法、對研究者、受試者和結局評估者盲法的實施、結局數據的完整性、有無選擇性報告結果、有無其他偏倚。

1.6 統計分析

采用RevMan 5.3 軟件進行Meta 分析。計數資料以相對危險度（risk ratio，RR）表示，計量資料采用均數差（MD）或標準化均數差（SMD）表示，置信區間值為95%。I2檢驗評價異質性，I2≤50%或P＞0.1，表明同質性較好，采用固定效應模型；反之采用隨機效應模型。采用“逐篇剔除文獻”的方式進行敏感性分析，必要時行亞組分析，尋找異質性來源。對含10 項以上研究的結局指標行發表偏倚分析。以P＜0.05 為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 文獻檢索流程

初檢索獲得文獻446 篇，中文文獻391 篇，英文文獻55 篇，經逐層篩選，納入14 篇文獻[11-24]，均為期刊論文。文獻篩選過程見圖1。

圖1 文獻篩選流程圖Fig 1 Screening of literature

2.2 納入文獻基本特征及偏倚風險評價

14 篇文獻發表于2011年至2021年，總病例1123 例，試驗組564 例，對照組559 例，兩組基線具可比性，見表1。偏倚風險評價結果見圖2。研究均提及隨機，3 項[11-13]未提及隨機方法，評價為不清楚；其余使用隨機數字法，為低風險。均未提及分配隱藏。均未對TVB 進行模擬，無法施盲，實施偏倚為高風險。3 項[13，20-21]結局指標為客觀指標，測量偏倚為低風險，其余均涉及含主觀因素評價，為不清楚。1 項[14]提及病例脫落，試驗組4 例，對照組2 例，未報告脫落原因，失訪偏倚為不清楚，其余未報道，為低風險。研究方法所列結局與結果報告一致，報告偏倚為低風險。5 項[15，18，20，23-24]受省部級及以上課題資金資助，其他偏倚為低風險，其余為不清楚。

表1 納入文獻的基本特征Tab 1 Basic characteristics of the included literatures

圖2 納入文獻的偏倚風險評估Fig 2 Risk-of-bias of included literatures

2.3 Meta 分析結果

2.3.1 Mayo 評分 納入4 項研究[13，18，22，24]，異質性I2＝95%，P＜0.000 01，采用隨機效應模型，Mayo 評分試驗組顯著低于對照組[RR＝－1.47，95%CI＝（－2.60，－0.34），P＝0.01]，見圖3。行敏感性分析，排除文獻[13，24]后I2＝0%，P＝0.62，患者年齡為主要差異，可能為異質性來源，分為年齡＜45 歲亞組與年齡≥45 歲組，前者RR值明顯降低。

圖3 Mayo 評分的森林圖Fig 3 Forest plot of Mayo scores

2.3.2 臨床總有效率 11 項研究[11-12，14-19，22-24]報告了臨床總有效率，無明顯異質性（I2＝29%，P＝0.17），采用固定效應模型。試驗組臨床總有效率優于對照組[RR＝1.21，95%CI＝（1.14，1.27），P＜0.000 01]，見圖4。

圖4 臨床總有效率的森林圖Fig 4 Forest plot of total clinical effective rate

2.3.3 炎癥因子水平

①hs-CRP：納入3 項研究[16-17，19]，無明顯異質性I2＝0%，P＝0.38，采用固定效應模型。試驗組hs-CRP 降低[RR＝－1.69，95%CI＝（－1.97， －1.41），P＜0.000 01]，見圖5。

圖5 hs-CRP 的森林圖Fig 5 Forest plot of hs-CRP

②IL-8：納入8 項研究[11-12，15-17，19，21-22]，異質性I2＝84%，P＜0.000 01，采用隨機效應模型。與對照組相比，試驗組IL-8 下降[RR＝－1.44，95%CI＝（－1.88，－1.01），P＜0.000 01]，見圖6。行敏感性分析，排除文獻[11-12]后I2＝0%，P＝0.59，給藥劑量存在明顯差異，文獻[11-12]為TVB 1.0 g/次 tid，其余為TVB 1.5 g/次 tid。按給藥劑量分為兩個亞組，TVB 1.5 g/次 tid 亞組同質性較好（I2＝0%，P＝0.59），差異具有統計學意義[RR＝－1.75，95%CI＝（－1.95， －1.55），P＜0.000 01]。TVB 1.0 g/次tid 亞組示I2＝75%，P＝0.04，異質性較大，考慮存在其他因素。文獻[12]病程明顯較文獻[11]長，病程也可能為異質性來源。

圖6 IL-8 的森林圖Fig 6 Forest plot of IL-8

③TNF-α：納入6 項研究[12，15-16，19，21，24]，異質性I2＝90%，P＜0.00001，逐一排查文獻異質性無明顯改變，采用隨機效應模型，試驗組TNF-α降低[RR＝－2.27，95%CI＝（－3.09，－1.18），P＜0.000 01]，見圖7。

圖7 TNF-α 的森林圖Fig 7 Forest plot of TNF-α

2.3.4 外周T 淋巴細胞亞群水平

①CD4＋：納入3 項研究[15，19，21]，異質性I2＝59%，P＝0.09，剔除金洋[21]后I2＝0%，P＝0.78，對比發現文獻[21]病程較長，異質性來源可能與病程有關。采用隨機效應模型，試驗組CD4＋升高[RR＝3.34，95%CI＝（2.15，4.54），P＜0.000 01]，見圖8。

圖8 CD4＋的森林圖Fig 8 Forest plot of CD4＋

②CD4＋/CD8＋：納入3 項研究[15，19，21]，異質性I2＝80%，P＝0.007，剔除文獻[21]后I2＝0%，P＝0.39，結合CD4＋結果，考慮病程可能為異質性來源。采用隨機效應模型，試驗組CD4＋/CD8＋升高[RR＝0.25，95%CI＝（0.14，0.35），P＜0.000 01]，見圖9。

圖9 CD4＋/CD8＋的森林圖Fig 9 Forest plot of CD4＋/CD8＋

2.3.5 脂質過氧化損傷水平

①ox-LDL：納入3 項研究[14，19，23]，異質性I2＝0%，P＝0.59，試驗組ox-LDL明顯降低[RR＝－14.49，95%CI＝（－17.21， －11.77），P＜0.000 01]，見圖10。

圖10 ox-LDL 的森林圖Fig 10 Forest plot of oxLDL

②LPO：納入3 項研究[14，19，23]，異質性I2＝0%，P＝0.71，試驗組LPO 明顯降低[RR＝－6.67，95%CI＝（－7.59，－5.75），P＜0.00001]，見圖11。

圖11 LPO 的森林圖Fig 11 Forest plot of LPO

2.3.6 不良反應發生率 10 項研究[13-20，22，24]報告了不良反應，3 項[13，15，20]無明顯不良反應，7項[14，16-19，22，24]報告了具體發生率（I2＝11%，P＝0.35）。試驗組不良反應發生率趨向更低，但無統計學差異[RR＝0.58，95%CI＝（0.33，1.04），P＝0.07]，見圖12。

圖12 不良反應發生率的森林圖Fig 12 Forest plot of incidence of adverse effect

2.3.7 發表偏倚 臨床總有效率漏斗圖左右不完全對稱，Egger’s 回歸分析提示t＝3.91，P＝0.011 ＜0.05，具有潛在發表偏倚。進一步行剪補法，固定效應模型計算合并效應量OR點和可信區間在剪補前后分別為－5.154（－5.185，－5.123），－5.411（－5.439，－5.382），結論穩健。見圖13。

圖13 臨床總有效率的漏斗圖（A）和Egger’s 回歸圖（B）Fig 13 Funnel diagram（A）and Egger’s regression（B）of total clinical effective rate

3 討論

3.1 本研究的主要發現

結果顯示，TVB 聯合ASAs 治療UC 的有效性可能優于單獨使用ASAs，能有效改善患者Mayo 評分及臨床總有效率，降低炎性因子水平，平衡外周T 淋巴細胞亞群，減輕脂質過氧化，從而改善臨床表現，提高生活質量，且不良反應發生率有降低趨勢，具有良好的安全性。給藥劑量為1.5 g/次 tid po 可能療效更佳，對于年齡年齡＜45 歲及病程較長的患者改善力度更大。

這一結果與既往研究大致相符。益生菌聯合ASAs 可提高臨床有效率，減少復發率，降低炎癥因子水平[26-29]。益生菌單獨用藥也有一定療效。一項Meta 分析發現益生菌和ASAs 的維持效果無明顯差異[30]，兩項Meta 分析對比了益生菌和安慰劑，顯示益生菌對UC 具有緩解效果[31-32]，另一項納入22 項RCTs 的Meta 分析認為一般益生菌可能無法明顯誘導UC 緩解，但仍指出，復合益生菌制劑VSL#8 可能緩解癥狀[33]。與新型制劑TVB 相比，由長雙歧桿菌、保加利亞乳酸桿菌、嗜熱鏈球菌組成的雙歧桿菌三聯活菌片是目前更通用的益生菌制劑，研究顯示，TVB 可更好地恢復UC 腸道生物屏障[34]。

Mayo 評分為國際公認的UC 疾病活動度量化指標，故本研究選取Mayo 評分為主要觀察指標，結果發現與單獨使用ASAs 相比，TVB 聯合ASAs 可有效降低Mayo 評分，且年齡＜45 歲的患者可能降低更明顯。hs-CRP、IL-8、TNF-α等炎癥因子水平與病灶炎性反應程度成正相關，結果顯示，TVB 聯合ASAs 治療UC 具有更好的抗炎作用，IL-8 指標提示給藥劑量以TVB 1.5 g/次tid po可能療效更佳。此外，TVB 聯合ASAs 在調節T淋巴細胞亞群方面具有良好作用。UC 中浸潤腸黏膜的吞噬細胞催化形成過量活性氧簇（ROS）[35]，氧化不飽和脂肪酸而產生ox-LDL、LPO 等過氧化物[36]，破壞腸黏膜。結果示TVB 聯合ASAs 可降低脂質過氧化水平，減輕損傷。本研究也關注了患者生活質量改善情況，臨床總有效率是評價患者便次、血便、腹痛、里急后重及腸鏡表現的有效指標，結果示聯用TVB 與ASAs 有助于緩解UC 臨床癥狀及腸鏡表現，提高生活質量。

TVB 治療UC 的機制可能與直接調節腸道菌群、調控免疫應答、抑制炎癥與脂質過氧化有關。腸道菌群參與免疫系統的構建和調節、阻止病原入侵，維持腸道內穩態[37-38]。UC 患者通常存在菌群失調，多樣性及穩定性降低，可能是免疫紊亂的啟動因素之一。致病菌及代謝物過度激活免疫應答，產生IL-6、IL-8、TNF-α等促炎因子，廣泛調控炎癥細胞，破壞黏膜屏障[39-40]。部分致病菌如大腸埃希菌、鏈球菌間接激活NF-κB 通路，引發持久的局部炎癥[41]。異常升高的炎癥介質同時可導致T 淋巴細胞應答紊亂，CD4＋/CD8＋亞群失調，從而導致異常免疫反應[42]；也可觸發ROS過量生成[43]，影響細胞膜通透性。TVB 可糾正腸道菌群失調，增加益生菌產生乙酸、乳酸等，改善屏障穩定性[10]，降低通透性[44]，并拮抗致病菌；蠟樣芽孢桿菌抑制需氧菌生長，減輕其對黏膜上皮的侵襲，下調促炎因子，并調節T 細胞應答及脂質過氧化，從而緩解炎癥、減輕損傷。

3.2 研究的局限性

本研究首次對TVB 聯合ASAs 治療UC 進行系統評價，患者總量較大，且針對不同年齡、不同給藥劑量進行亞組分析，嚴謹分析異質性，使結果更可靠。與既往系統評價相比，結局指標納入T 淋巴細胞亞群及脂質過氧化相關數據，為益生菌對其影響提供參考。同時存在以下不足：

① 本研究雖進行了對灰色和英文文獻的檢索，但篩查后無符合納排條件的文獻，可能導致潛在的發表偏倚。② 本研究納入的對照組干預措施給藥劑型及劑量存在差異，可能對結果產生影響。③ 在結局指標的選擇上，僅4 篇文獻[13，18，22，24]選擇國際公認的結局Mayo 評分，其余文獻多采用臨床總有效率為結局指標，雖指出總有效率評判以共識[25]為標準，但仍存在主觀影響，可能產生測量偏倚。臨床總有效率也顯示出潛在發表偏倚，這可能與該指標的主觀影響有關。

3.3 結論

臨床治療UC 可選擇ASAs 聯用TVB，TVB使用劑量為1.5 g/次tid po 可能取得更好的療效，針對年齡＜45 歲或病程時間較長的患者改善效果可能更明顯。建議今后開展大樣本RCT，注意分配方案的隱藏，對試驗者及受試者設盲，采用國際公認結局指標驗證上述結論。