安络化纤丸联合恩替卡韦治疗乙型肝炎肝硬化的系统评价Δ

张莹雪，孙凤霞，李晓玲

(1.首都医科大学附属北京中医医院感染科，北京 100010；2.北京中医药大学研究生院，北京 100029)

1 资料与方法

1.1 纳入与排除标准

纳入标准：(1)研究类型为随机对照试验。(2)研究对象为符合《慢性乙型肝炎防治指南(2019年版)》[3]中乙型肝炎肝硬化诊断标准的患者。(3)干预措施为安络化纤丸联合恩替卡韦。(4)对照措施为恩替卡韦。(5)结局指标包括肝纤维化指标[透明质酸(HA)、层粘连蛋白(LN)、Ⅲ型前胶原(PC-Ⅲ)及Ⅳ型胶原蛋白(Ⅳ-C)]、影像学指标[门静脉内径、脾厚度、门静脉内径改善率、脾静脉内径改善率]和不良反应等。

排除标准：抄袭或者剽窃的文献；重复发表的文献；重要数据缺失，无法进行分析的文献；非中英文文献。

1.2 文献检索策略

检索中国知网(CNKI)、万方数据库(Wanfang Data)、维普数据库(VIP)、中国生物医学文献数据库(CBM)、PubMed、Embase及the Cochrane Library，截止时间为2021年11月6日。结合PICOS原则，在检索时将研究关键词分解为“P：乙肝肝硬化”“I：安络化纤丸+恩替卡韦”“C：恩替卡韦”“O：肝硬化指标、影像学指标、不良反应”和“S：随机对照试验”。因此，进一步以“乙肝”“乙型肝炎”“肝硬化”“安络化纤丸”“恩替卡韦”和“随机”为中文检索词；以“entecavir”“anluohuaxian”“hepatitis B”和“cirrhosis”为英文检索词，以不同的组合方式进行检索，各数据库交叉检索，避免重复和遗漏。

1.3 资料提取

提取的资料主要包括研究者信息(姓名、发表时间)、研究信息(样本量、患者年龄、诊断、干预措施、疗程和结局指标等)。由2名研究者独立完成并交叉核对，如果存在分歧，则与第3名研究者讨论决定。

1.4 质量评价

质量评价严格按照Cochrane协作网的偏倚风险评估工具执行。共7个条目：随机序列生成、随机序列隐藏、受试者及研究人员的盲法、结局评价者盲法、结局数据的完整性、选择性结局报告及其他偏倚，并针对每条目的偏倚做出判断，评价纳入研究的方法学质量。由2名研究者独立完成并交叉核对，产生分歧时，与第3名研究者讨论决定。

1.5 统计学方法

采用RevMan 5.3统计软件进行数据分析。计数资料用相对危险度(RR)及其95%置信区间(CI)表示，计量资料用均数差(MD)及其95%CI表示。若异质性检验结果为P>0.10时，多个研究的异质性无统计学意义；若P≤0.10，多个研究的异质性有统计学意义。通过I2分析各研究间的异质性，I2≤25%，异质性较小，采用固定效应模型；25%75%，则认为其为高异质性，不进行效应量合并，对其进行描述性分析，并通过亚组分析和回归分析，尽量找出异质性来源[7]。当纳入文献数量≥10篇时，绘制倒漏斗图，分析判断纳入研究发表偏倚情况。

2 结果

2.1 文献筛选流程与结果

根据检索策略检索出169篇文献，排除重复文献并进行逐层筛选后，最终纳入26篇文献进行分析，见图1。

图1 文献筛选流程与结果

2.2 纳入文献的基本特征

最终纳入26篇文献[8-33]，共2 663例患者(研究组患者1 339例，对照组患者1 324例)。纳入文献的基本特征见表1。

表1 纳入文献的基本特征

2.3 纳入研究的质量评价

纳入的26项研究均为低至中度偏倚风险，部分研究是否采用分配隐藏及盲法不清楚。纳入研究的偏倚风险图见图2。

图2 纳入研究的偏倚风险图

2.4 Meta分析结果

2.4.1 HA：23项研究[8-9，12-18，20-33]报告了治疗后的HA水平，异质性检验显示，P<0.001，I2=98%，异质性过高，不建议合并。为了寻找异质性来源，将各项研究的样本量、平均年龄、平均病程和疗程作为自变量进行亚组分析，异质性结果均未见明显改变。对不同分期进行亚组分析，代偿期亚组共纳入4项研究[9，14，23，28]，失代偿期亚组共纳入4项研究[20-22，26]，其余研究未进行分期。结果显示，代偿期和失代偿期亚组中各研究间的异质性均明显降低(P=0.17，I2=40%；P=0.85，I2=0%)，未进行分期的研究异质性仍高，且将代偿期与失代偿期合并后，异质性明显升高(P<0.001，I2=97%)，故采用随机效应模型。Meta分析结果显示，代偿期研究组患者的HA水平明显低于对照组(MD=-59.97，95%CI=-68.15～-51.79)，失代偿期研究组患者的HA水平也明显低于对照组(MD=-145.04，95%CI=-154.92～-135.17)，差异均有统计学意义(P<0.05)，见图3。

2.4.2 LN：23项研究[8-9，12-18，20-33]报告了治疗后的LN水平，异质性检验显示，P<0.001，I2=97%，异质性过高，不建议合并。为了寻找异质性来源，将各项研究的样本量、平均年龄、平均病程和疗程作为自变量进行亚组分析，异质性结果均未见明显改变。对不同分期进行亚组分析，代偿期亚组共纳入4项研究[9，14，23，28]，失代偿期亚组共纳入4项研究[20-22，26]，其余研究未进行分期。结果显示，代偿期亚组中各研究间的异质性仍高(P<0.001，I2=94%)，对其进行敏感性分析，发现删除文献[28]后该组的异质性明显降低(P=0.2，I2=37%)，采用随机效应模型，Meta分析结果显示，代偿期研究组患者的LN水平明显低于对照组(MD=-62.20，95%CI=-78.15～-46.25)，差异有统计学意义(P<0.05)；失代偿期亚组中各研究间的异质性有所降低(P=0.003，I2=79%)，对其进行敏感性分析，发现删除文献[20]后该组的异质性降低(P=0.07，I2=62%)，采用随机效应模型，Meta分析结果显示，失代偿期研究组患者的LN水平明显低于对照组(MD=-86.38，95%CI=-105.77～-66.98)，差异有统计学意义(P<0.05)，见图4。

A.23篇文献；B.亚组分析

2.4.3 PC-Ⅲ：21项研究[8-9，12-18，21-30，32-33]报告了治疗后的PC-Ⅲ水平，异质性检验显示，P<0.001，I2=99%，异质性过高，不建议合并。为了寻找异质性来源，将各项研究的样本量、平均年龄、平均病程和疗程作为自变量进行亚组分析，异质性结果均未见明显改变。对不同分期进行亚组分析，代偿期亚组共纳入4项研究[9，14，23，28]，失代偿期亚组共纳入3项研究[21-22，26]，其余研究未进行分期。结果显示，代偿期亚组中各研究间的异质性仍高(P<0.001，I2=100%)，敏感性分析未对结果产生影响，仅对其进行描述性分析，4项研究的结果均提示，代偿期研究组患者的PC-Ⅲ水平明显优于对照组，差异有统计学意义(P<0.05)；失代偿期亚组中各研究间的异质性明显降低(P=0.73，I2=0%)，采用随机效应模型，Meta分析结果显示，失代偿期研究组患者的PC-Ⅲ水平明显低于对照组(MD=-131.05，95%CI=-142.53～-119.56)，差异有统计学意义(P<0.05)，见图5。

A.21篇文献；B.亚组分析

2.4.4 Ⅳ-C：17项研究[9，12-13，16-17，20-28，30,32-33]报告了治疗后的Ⅳ-C水平，异质性检验显示，P<0.001，I2=96%，异质性过高，不建议合并。为了寻找异质性来源，将各项研究的样本量、平均年龄、平均病程和疗程作为自变量进行亚组分析，异质性结果均未见明显改变。对不同分期进行亚组分析，代偿期亚组共纳入3项研究[9，23，28]，失代偿期亚组共纳入4项研究[20-22，26]，其余研究未进行分期。结果显示，代偿期亚组各研究间的异质性仍高(P<0.001，I2=91%)，对其进行敏感性分析，发现删除文献[28]后该组的异质性明显降低(P=0.28，I2=15%)，采用随机效应模型，Meta分析结果显示，代偿期研究组患者的Ⅳ-C水平明显低于对照组(MD=-48.02，95%CI=-54.19～-41.85)，差异有统计学意义(P<0.05)；失代偿期亚组各研究间的异质性稍有降低(P<0.001，I2=89%)，对其进行敏感性分析，发现删除文献[20]后该组的异质性明显降低(P=0.15，I2=48%)，采用随机效应模型，Meta分析结果显示，失代偿期研究组患者的Ⅳ-C水平明显低于对照组(MD=-108.22，95%CI=-122.49～-93.95)，差异有统计学意义(P<0.05)，见图6。

A.17篇文献；B.亚组分析

2.4.5 门静脉内径：8项研究[8-11，14-15，24-25]报告了治疗后的门脉内径，异质性检验显示，P<0.001，I2=86%，敏感性分析发现，删除文献[9]和文献[15]后该组的异质性明显降低(P=0.005，I2=70%)，采用随机效应模型，Meta分析结果显示，研究组患者的门静脉内径明显小于对照组(MD=-0.07，95%CI=-0.14～-0.01)，差异有统计学意义(P<0.05)，见图7。

A.8篇文献；B.剔除2篇文献后

2.4.6 脾厚度：3项研究[9，24-25]报告了治疗后的脾厚度，异质性检验显示，P=0.2，I2=13%，采用固定效应模型，Meta分析结果显示，研究组患者的脾厚度明显小于对照组(MD=-3.28，95%CI=-4.10～-2.46)，差异有统计学意义(P<0.05)，见图8。

图8 两组患者脾厚度比较的Meta分析森林图

2.4.7 门静脉内径改善率：3项研究[13，16，29]报告了治疗后的门静脉内径改善率，异质性检验显示，P=0.33，I2=9%，采用固定效应模型，Meta分析结果显示，研究组患者的门静脉内径改善率明显高于对照组(RR=1.55，95%CI=1.37～1.75)，差异有统计学意义(P<0.05)，见图9。

图9 两组患者门静脉内径改善率比较的Meta分析森林图

2.4.8 脾静脉内径改善率：3项研究[13，16，29]报告了治疗后的脾静脉内径改善率，异质性检验显示，P=0.96，I2=0%，采用固定效应模型，Meta分析结果显示，研究组患者的脾静脉内径改善率明显高于对照组(RR=1.77，95%CI=1.52～2.06)，差异有统计学意义(P<0.05)，见图10。

图10 两组患者脾静脉内径改善率比较的Meta分析森林图

2.4.9 不良反应：10篇文献[9，13，15-16，18-19，21，29，31，33]报告了不良反应。其中，1篇文献[15]报告研究组患者出现不良反应2例，对照组患者出现不良反应8例，具体不详。1篇文献[31]报告研究组患者出现发热及恶心各2例，关节酸痛1例；对照组患者出现发热、关节酸痛、恶心各1例，两组患者不良反应发生率的差异无统计学意义(P>0.05)。1篇文献[33]报告研究组患者白细胞减少、血红蛋白降低和恶心呕吐的发生率明显优于对照组，差异有统计学意义(P<0.05)。其余7篇文献提及两组患者均未发生严重的不良反应。

2.4.10 发表偏倚：选择本研究中数据较多的指标HA绘制倒漏斗图，评估发表偏倚，结果显示，倒漏斗图散点左右分布不对称，提示纳入研究存在发表偏倚的可能性，也可能与纳入的研究多为小样本、方法学质量偏低等有关，见图11。

图11 HA比较的倒漏斗图

3 讨论

安络化纤丸由地黄、三七、水蛭、僵蚕、地龙、白术、郁金、牛黄、瓦楞子、牡丹皮、大黄、生麦芽、鸡内金和水牛角浓缩粉等组成[34]。方中，三七、地黄、水牛角、水蛭、牡丹皮、郁金和大黄凉血活血化瘀；僵蚕、地龙、牛黄和瓦楞子软坚散结通络；白术、生麦芽和鸡内金理气健脾养肝，培护正气；诸药合用，共奏健脾养肝、凉血活血、软坚散结之功。现代药理学研究结果表明，安络化纤丸能够疏通肝脏血流，消除肝脏炎症，促进肝纤维降解和吸收[35]。

本次Meta分析结果显示，安络化纤丸与恩替卡韦联合应用方案在降低乙型肝炎肝硬化代偿期HA、LN、Ⅳ-C水平以及失代偿期HA、LN、PC-Ⅲ、Ⅳ-C水平，缩小门静脉直径、脾厚度，提高门静脉内径改善率及脾静脉内径改善率方面，均明显优于单用恩替卡韦治疗，差异均有统计学意义(P<0.05)。对代偿期患者的PC-Ⅲ水平进行描述性分析，4项研究的结果均提示治疗后研究组患者的PC-Ⅲ水平明显优于对照组，差异有统计学意义(P<0.05)。对不良反应进行描述性分析，发现安络化纤丸的安全性较高。本研究结果提示，联合用药在治疗肝硬化的过程中对于抗肝纤维化、延缓肝硬化有重要意义。

肝纤维化指标的Meta分析中，各研究间存在较大异质性，为了寻找异质性来源，将各项研究的样本量、平均年龄、平均病程、疗程和肝硬化分期作为自变量进行了亚组分析，通过不同分期的亚组分析发现，肝硬化代偿期及失代偿期亚组各研究间的异质性分别降低，未分期亚组各研究间的异质性仍高，且将代偿期与失代偿期合并后，异质性明显升高，提示分期很可能是异质性来源之一；其余亚组分析中异质性结果未见明显改变。LN与Ⅳ-C的亚组分析中均发现，代偿期亚组删除文献[28]、失代偿期亚组删除文献[20]后，其异质性明显降低，考虑可能与用药频次、疗程及患者肝纤维化程度不同有关。门静脉直径的分析中，敏感性分析提示异质性来源于文献[9]和文献[15]，考虑可能与患者年龄及对照组用药剂量有关。

本研究存在一定的局限性：(1)所纳入研究大部分为小样本、低质量研究，部分文献对于随机方法、分配隐藏及盲法报道不全；(2)纳入文献为公开发表的中英文文献，未将灰色文献及其他语言的文献纳入，可能存在偏倚；(3)所纳入的文献未对中医症状的改善进行描述，故本研究缺少中医症状相关的结局指标；(4)研究周期可能对结局产生影响，本研究未统一治疗的观察时间、用药频次和药量，可能会对研究结论产生影响。

综上所述，本研究采用Meta分析对安络化纤丸联合恩替卡韦治疗乙型肝炎肝硬化的临床随机对照试验的研究结果进行合并分析，为安络化纤丸的临床应用提供了较好的依据。但现有的研究还不够完善，期待将来有更多高质量的多中心、随机、双盲对照的临床试验，并严格按照研究方案实施，对随机方案的产生、分配隐藏、盲法、结局指标、不良反应和随访等进行详细报告，以期更好地服务临床。