邢 帥 張盼盼 邵旭鵬 陸佳敏 范開亮△
(1.山東中醫(yī)藥大學附屬醫(yī)院,山東 濟南 250014;2.山東省濟南市章丘區(qū)中醫(yī)醫(yī)院,山東 濟南 250200;3.山東中醫(yī)藥大學,山東 濟南 250355)
膿毒癥是因機體遭受感染引發(fā)反應(yīng)失調(diào)導致危及生命的器官功能損傷[1]。膿毒性休克是在此基礎(chǔ)上進行性加重,引起循環(huán)衰竭及多器官功能障礙,其發(fā)病機制十分復雜,其發(fā)生發(fā)展多與炎癥反應(yīng)失衡、免疫功能紊亂、凝血功能障礙、細菌內(nèi)毒素(LPS)移位等病理因素及存在的基礎(chǔ)疾病有關(guān)[2]。目前,臨床對于膿毒性休克患者常通過積極液體復蘇、機械通氣、足量的抗生素、正性肌力藥物、營養(yǎng)支持及應(yīng)用糖皮質(zhì)激素等治療[1],可有效地降低膿毒性休克的死亡率。
膿毒性休克屬于中醫(yī)學“厥證”“脫證”“厥脫證”等范疇[3],參附注射液具有回陽救逆、益氣固脫的功效,適用于陽氣暴脫的厥脫證,可緩解臟器功能損傷,增強機體免疫力,常用于治療重癥感染疾病。多項臨床研究表明[4-5],盡早應(yīng)用參附注射液可以減少升壓藥物的使用,并能夠有效糾正循環(huán)衰竭及休克狀態(tài),減少多臟器衰竭的發(fā)生率。本研究采用Meta 分析方法探討膿毒性休克患者應(yīng)用參附注射液對其早期(治療后24 h)血流動力學的影響,為參附注射液在改善膿毒性休克血流動力學方面提供證據(jù)支持及參考。
1)納入標準:參照《中國膿毒癥/膿毒性休克急診治療指南(2018)》[2],對于性別及年齡不設(shè)限。干預措施:對照組根據(jù)指南使用常規(guī)治療,觀察組(參附組)在對照組的基礎(chǔ)上加用參附注射液。對照組及觀察組均給予PICCO 進行血流動力學監(jiān)測。結(jié)局指標:監(jiān)測兩組在治療24 h 后心指數(shù)(CI)、體循環(huán)血管阻力指數(shù)(SVRI)、血管外肺水指數(shù)(EVLWI)、平均動脈壓(MAP)、血乳酸(Lac)、中心靜脈壓(CVP)的變化。研究類型均為RCT 研究,納入研究的文獻語言限定為中文、英文文獻,所有研究分配方案隱藏及盲法不限。2)排除標準:動物實驗等基礎(chǔ)性研究;文獻綜述類、經(jīng)驗或個案報道等文章;重復發(fā)表的文章;研究指標前后不一致的研究;無法獲取數(shù)據(jù)資料的研究。
中文檢索式為(“膿毒性休克” OR “感染性休克” OR “膿毒癥休克”)AND(“參附注射液”),英文檢索式為(“Septic Shock”)OR(“Shen-Fu” AND “shenfu”)。2 位研究者分別檢索中國知網(wǎng)(CNKI)、維普中文科技期刊(VIP)、中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫(CBM)、萬方數(shù)據(jù)(WanFang)、PubMed、The Cochrane Library 等數(shù)據(jù)庫中關(guān)于參附注射液治療膿毒性休克的隨機對照研究,檢索時間限定為自建庫以來至2023年1月31日。
根據(jù)所檢索的文獻,由2位研究者分別通過去除重復文獻、閱讀題目、摘要及全文確定所納入的最終文獻研究,在篩選過程中,若存在異議,2位研究者通過商議決定,若無法達成共識,請第三方介入?yún)f(xié)助解決。提取的資料主要包括第一作者、發(fā)表年限、年齡、樣本量、干預措施及結(jié)局指標(CI、SVRI、EVLWI、MAP、Lac、CVP)。
采用Cochrane 偏倚風險評估工具對所納入的9 篇文獻研究進行質(zhì)量評價,評價的內(nèi)容包括:1)隨機分配方案的應(yīng)用;2)分配隱藏的實施;3)是否采用盲法;4)研究結(jié)果的選擇性報告;5)數(shù)據(jù)完整性;6)其他偏倚來源。根據(jù)評價的標準,最終分為高風險(H)、低風險(L)、不清楚(U)3 個等級,分別對應(yīng)實施方法錯誤、實施方法正確及缺少對本部分的描述。
使用Review Manger5.3 軟件對所提取的數(shù)據(jù)進行Meta分析,本研究的結(jié)局指標均為計量資料,屬于連續(xù)性變量,故采用均數(shù)差(MD)或標準均數(shù)差(SMD)及其95%的置信區(qū)間(95%CI)表示。先對納入的研究進行異質(zhì)性檢驗,當P>0.1,I2≤50%時表明所納入的研究之間異質(zhì)性不明顯,采用固定效應(yīng)模型;當P≤0.1,I2>50%時表明所納入的研究之間存在異質(zhì)性,則采用隨機效應(yīng)模型,通過漏斗圖檢驗納入研究之間的發(fā)表偏倚。
通過上述中英文檢索式共檢索出462 篇文獻,去除重復文獻,剔除動物實驗、綜述及Meta 分析,經(jīng)過閱讀文獻摘要及全文最終納入9 篇RCT 研究,均為中文研究,納入病例總數(shù)為629例,觀察組為323例,對照組為306例。文獻篩選流程和結(jié)果見圖1。

圖1 Meta分析納入文獻篩選流程圖
在所納入的文獻中提取基本資料,包括文獻的作者、各組樣本量、干預措施、對照措施、結(jié)局指等。結(jié)果見表1。

表1 納入研究基本情況表
9篇RCT研究均為隨機對照試驗,其中2篇按照隨機數(shù)字表進行分組,1 篇按隨機信封法進行分組,6 篇未說明其采用的具體隨機方案。3 篇提及分配隱藏和盲法,均沒有數(shù)據(jù)缺失、選擇性報道和其他偏倚等情況。見圖2、圖3。

圖2 9篇文獻偏倚風險比例圖

圖3 9篇文獻偏倚風險總結(jié)圖
2.4.1 兩組CI 比較 7 篇[7,9-14]納入研究的文獻提供了觀察組和對照組的結(jié)局指標CI。從森林圖可以得出兩組CI 的基線期差值無異質(zhì)性(I2= 0%,P=0.78),選擇固定效應(yīng)合并基線期的效應(yīng)量,結(jié)果見圖4。在增加CI方面,觀察組優(yōu)于對照組,差異有統(tǒng)計學意義[MD=0.3,95%CI(0.27,0.33),P<0.000 01]。

圖4 觀察組與對照組CI Meta分析森林圖
2.4.2 兩組SVRI 比較 7 篇[6,8-13]納入研究的文獻提供了觀察組和對照組的結(jié)局指標SVRI。從森林圖可以得出兩組SVRI的基線期差值存在異質(zhì)性(I2=78%,P=0.000 1),故采用隨機效應(yīng)合并基線期的效應(yīng)量,結(jié)果見圖5。在增加SVRI方面,觀察組優(yōu)于對照組,差異有統(tǒng)計學意義[MD=63.36,95%CI(3.77,122.94),P=0.04]。

圖5 觀察組與對照組SVRI Meta分析森林圖
2.4.3 兩組EVLWI 比較 6 篇[6-10,13]納入研究的文獻提供了觀察組和對照組的結(jié)局指標EVLWI。從森林圖可以得出兩組EVLWI 的基線期差值存在中度異質(zhì)性(I2=51%,P=0.07),故采用隨機效應(yīng)合并基線期的效應(yīng)量,結(jié)果見圖6。在降低EVLWI方面,觀察組優(yōu)于對照組,差異有統(tǒng)計學意義[MD=-0.52,95%CI(-0.94,-0.10),P=0.02]。

圖6 觀察組與對照組EVLWI Meta分析森林圖
2.4.4 兩組MAP 比較 3 篇[9,11,13]納入研究的文獻提供了觀察組和對照組的結(jié)局指標MAP。從森林圖可以得出兩組MAP 的基線期差值無異質(zhì)性(I2=0%,P=0.88),故采用固定效應(yīng)合并基線期的效應(yīng)量,結(jié)果見圖7。在增加MAP方面,觀察組要優(yōu)于對照組,差異有統(tǒng)計學意義[MD=2.52,95%CI(0.99,4.06),P=0.001]。

圖7 觀察組與對照組MAP Meta分析森林圖
2.4.5 兩組Lac 比較 8 篇[6-13]納入研究的文獻提供了觀察組和對照組的結(jié)局指標Lac。從森林圖可以得出兩組Lac 的基線期差值存在異質(zhì)性(I2=93%,P<0.000 01),故采用隨機效應(yīng)合并基線期的效應(yīng)量,結(jié)果見圖8。在降低Lac 方面,觀察組要優(yōu)于對照組,差異有統(tǒng)計學意義[MD = -0.81,95%CI(-1.31,-0.31),P=0.001]。

圖8 觀察組與對照組Lac Meta分析森林圖
2.4.6 兩組CVP 比較 3 篇[6,8,13]納入研究的文獻提供了觀察組和對照組的結(jié)局指標CVP。從森林圖可以得出兩組CVP 的基線期差異存在異質(zhì)性(I2=98%,P<0.000 01),故采用隨機效應(yīng)合并基線期的效應(yīng)量,結(jié)果見圖9。在降低CVP 方面,觀察組要優(yōu)于對照組,差異有統(tǒng)計學意義[MD=-7.20,95%CI(-10.34,-4.07),P<0.000 01]。
2.4.7 敏感性分析 Meta 分析示SVRI、EVLWI、Lac、CVP 的異質(zhì)性較高,I2分別為78%、51%、93%、98%,通過逐一剔除單項研究并合并其他研究,發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性無明顯下降,敏感性分析提示結(jié)果較穩(wěn)健。在納入的9篇文獻中,有2篇[7,13]文獻在給藥方式上為參附注射液持續(xù)泵入,3 篇[9,11,14]文獻其參附注射液給藥方式為100 mL,每12小時1次,4篇[6,8,10,12]文獻其參附注射液給藥方式為100 mL,每日1 次。針對給藥方式對結(jié)局指標是否存在影響做了敏感性分析,統(tǒng)計結(jié)果無明顯變化,提示較穩(wěn)健。
2.4.8 發(fā)表偏倚 在血流動力學評估中CI 具有重要的監(jiān)測意義,故對其進行發(fā)表偏倚檢驗,關(guān)于CI 的研究共納入7 篇[7,9-14],檢驗是否存在發(fā)表偏倚。見圖10,通過漏斗圖分析,各研究點基本呈現(xiàn)對稱分布,可以說明該Meta分析存在發(fā)表偏倚的可能性較低。

圖10 發(fā)表偏倚漏斗圖
目前膿毒性休克死亡率仍高達40%以上[15],膿毒性休克仍舊是ICU 的主要死亡原因之一,多臟器衰竭和頑固性低血壓是膿毒性休克的主要表現(xiàn),而早期加強血流動力學支持,盡早地改善組織灌注,能有效降低膿毒性休克患者的病死率[16]。隨著對膿毒癥認識的增加,尤其是在積極的液體復蘇下及時應(yīng)用抗生素、機械通氣、營養(yǎng)支持以及連續(xù)腎臟替代等措施,使得膿毒癥的治療取得了較好的效果,但有相關(guān)研究指出,接近一半的膿毒性休克患者出現(xiàn)心功能不全,其病死率高達70%以上,炎癥反應(yīng)、內(nèi)皮細胞功能失衡、氧化應(yīng)激等均可引起心功能不全[17]。
參附湯具有回陽救逆、益氣固脫的功效,參附注射液是在參附湯基礎(chǔ)上通過化學合成而來,主要成分為紅參和黑附片的提取物人參總皂苷及烏頭類生物堿[18]。人參總皂苷具有強心苷類藥物特性,通過對心肌細胞Na+-K+-ATP 酶的抑制,提高心肌細胞內(nèi)Ca2+濃度,增強心肌收縮力。人參總皂苷還具有促進前列腺素合成及釋放的作用,通過使血管擴張,達到改善機體微循環(huán)的作用[19]。烏頭類生物堿通過興奮心臟β 受體,增加房室及交感神經(jīng)興奮性,提高心輸出量及平均動脈壓,從而糾正膿毒性休克[20]。現(xiàn)代藥理研究表明[21],參附注射液可清除細菌產(chǎn)生的內(nèi)毒素,減輕毛細管通透性升高引起的組織水腫,提高應(yīng)激反應(yīng)時機體糖皮質(zhì)激素濃度,增強抗炎效果,對多臟器功能衰竭的改善有一定作用。參附注射液能夠抑制膿毒性休克后心肌組織核因子的激活、減少血管緊張素Ⅱ的分泌、抑制腫瘤壞死因子的蛋白表達,且抑制程度與參附注射液的用量成正比關(guān)系[22]。研究顯示[23],早期液體復蘇時聯(lián)合應(yīng)用參附注射液不但能夠有效提高復蘇成功率,而且能夠防止因應(yīng)用大劑量血管活性藥物造成腎臟血管收縮導致的腎功能不全,還具有半衰期相對較長、心律失常發(fā)生率低等優(yōu)點。通過提高組織灌注壓、促進氧代謝、清除自由基等“多靶作用”減輕組織細胞炎癥刺激,避免組織細胞結(jié)構(gòu)破壞,從而改善器官功能[24]。
PICCO 作為一種微創(chuàng)式的血流動力學監(jiān)測技術(shù),比無創(chuàng)監(jiān)測方式更加精確,通過及時測量相關(guān)血流動力學參數(shù),更方便容量管理及血管活性藥物的滴定。本研究系統(tǒng)檢索了膿毒性休克患者應(yīng)用參附注射液的相關(guān)文獻,最終納入9 篇文獻進行了Meta 分析,均為RCT 研究。結(jié)果顯示,膿毒性休克患者在常規(guī)治療的基礎(chǔ)上早期應(yīng)用參附注射液能夠有效增加CI、SVRI、MAP,降低CVP、EVLWI、LAC,差異均有統(tǒng)計學意義。提示常規(guī)治療聯(lián)合參附注射液能更好地改善膿毒性休克患者的早期血流動力學。
本研究存在以下的局限性:1)納入的所有研究均為國內(nèi)研究,可能存在發(fā)表偏倚;2)納入的研究均為單中心RCT;3)僅納入9 篇RCT 研究,納入的實驗研究及樣本量較少;4)部分結(jié)局指標的異質(zhì)性較大。
綜上所述,早期應(yīng)用參附注射液能夠有效地增加膿毒性休克患者的CI、SVRI、MAP,降低CVP、EVLWI及Lac,對膿毒性休克患者的早期血流動力學具有一定的改善,可為臨床應(yīng)用參附注射液治療膿毒性休克提供參考,后續(xù)還需納入更多數(shù)量、更高質(zhì)量的研究予以驗證。