牟金金,楊敏,柳汝明,周俊翔,唐堯(1.四川大學華西醫院藥劑科,成都市610041;2.四川大學華西藥學院,成都市 610041)
結核病是由結核分枝桿菌引起的重大傳染病,嚴重危害人類健康。我國是世界上22個結核病高負擔國家之一,患者人數居全球第二,其中耐多藥結核病疫情非常嚴重[1]。結核治療周期長,患者依從性難以保證,在我國由于治療不當或經濟困難引起耐藥患者高達46%。因此,縮短抗結核治療療程,改善患者預后意義重大。Nnoaham等[2]的Meta分析示,低維生素D水平與活動性結核發生風險的增加相關。維生素D的代謝產物1,25-二羥維生素D,是重要的免疫調節物,它通過激活巨噬細胞及影響免疫應答來提高滅菌的能力[3]。且有研究表明,干擾素(IFN)-γ和腫瘤壞死因子(TNF)依賴的維生素D誘導產生的一種抗菌肽LL-37能抑制結核桿菌生長[4]。因此,維生素D輔助治療可能為提高抗結核療效提供一種新思路。最近有一項新的維生素D聯合標準方案治療結核的隨機對照試驗(RCT)發表,但不同的RCT研究中某些療效指標結果并不完全一致。本文將對維生素D輔助治療肺結核的療效和安全性進行系統評價,以進一步了解和認識維生素D在結核治療中的價值。
1.1.1 研究類型 維生素D輔助治療結核的RCT,無論是否采用盲法。研究文獻為全文文獻。語種限制為中文和英文。
1.1.2 研究對象 納入新診斷的涂陽肺結核初治患者,尚未開始服用抗結核藥物或服用時間不超過1周,年齡、性別不限。
1.1.3 干預措施 試驗組采用標準方案聯合維生素D治療,對照組在標準方案的基礎上加用安慰劑。維生素D劑型、用法用量不限。初治標準方案:(1)每日用藥方案:強化期,異煙肼、利福平、吡嗪酰胺和乙胺丁醇,頓服,2個月;鞏固期,異煙肼、利福平,頓服,4個月。簡寫2HRZE/4HR。(2)間歇用藥方案:強化期,異煙肼、利福平、吡嗪酰胺和乙胺丁醇,隔日1次或每周3次,2個月;鞏固期,異煙肼、利福平,隔日1次或每周3次,4 個月。簡寫 2H3R3Z3E3/4H3R3[5,6],或次選方案 2RHZE/6HE[6]。排除試驗組為含維生素D的復合制劑研究。
1.1.4 結局指標 痰培養和/或痰涂片陰轉率、痰培養陰轉時間及不良反應。
計算機檢索PubMed、Cochrane圖書館、EMbase和美國科學信息研究所引文數據庫(SCI),中文科技期刊全文數據庫(CNKI)、維普中文科技期刊數據庫(VIP)、中國生物醫學文獻數據庫(CBM),檢索年限均為建庫時間至2011年2月;手工檢索其他相關雜志。中文檢索詞為“維生素D”、“結核”等,英文檢索詞為“Vitamin D”,“Cholecalciferol”,“Ergocalciferols”,“Mycobacterium Infections”,“Tuerculosis”,“randomized controlled trial”等。
數據提取由2名評價員按預先設計的表格進行,必要時盡量聯系原文獻作者確定試驗過程,對文獻的質量評價和資料提取采用交叉核對,如遇分歧通過討論或由第三者判定。根據《Cochrane系統評價員手冊》推薦的偏倚風險評價工具對納入研究產生偏倚的可能性進行評估[7]。
采用RevMan 5.0軟件對本系統評價關注的指標進行描述。先合并臨床同質的研究,如各研究間無統計學異質性(P>0.1)采用固定效應模型分析,否則應先分析異質性來源,若無明顯臨床異質性且無法找到確定的統計學異質性來源時,可采用隨機效應模型分析;如果存在明顯的臨床或方法學異質性或提供的數據不全,不能進行Meta分析時,則進行描述性分析。對連續性變量采用均數差(MD)及其95%可信區間(CI)表示,對分類變量采用相對危險度(RR)及其95%CI表示。若主要測量指標納入5項以上的研究,采用倒漏斗圖評估發表偏倚,同時進行敏感性分析。
初檢得347篇相關文獻,均為英文文獻,通過閱讀文題、摘要及全文后,排除重復文獻46篇,共有9項RCT研究,最后符合納入標準的RCT文獻只有2篇[8,9]。2篇文獻的納入/排除標準詳見表1。

表1 2篇文獻的納入/排除標準Tab 1 Inclusion and exclusion criteria for 2 literatures
2.2.1 納入研究的基本情況 2個RCT納入患者的平均年齡均在30歲左右,一項研究[9]納入的患者中血清25(OH)D3濃度低于正常值下限(75 nmol·L-1)者在試驗組和對照組中均占95%以上;另一項研究[8]試驗前未測血清25(OH)D3濃度,述有71.6%的患者處于低營養水平,具體評價方法不詳,但是2項研究基線均可比,納入研究的基本情況詳見表2。

表2 納入研究的基本情況Tab 2 General information of included studies
2.2.2 方法學質量 納入的2個研究產生偏倚的可能性分別是中度、低度,方法學質量評價詳見表3。另Martineau[9]研究中試驗組失訪3人,對照組失訪6人,但詳細報告了失訪原因,且不影響基線的可比性;該研究采用了效力分析(PP分析),筆者將以意向性治療(ITT)分析作敏感性檢測。Nursyam[8]研究中無失訪和/或退出情況。2項研究均未提及患者依從性情況。因納入研究太少,故未進行發表偏倚的分析。

表3 納入研究的方法學質量評價Tab 3 Methodological quality of included studies
2.3.1 6周和8周痰涂片陰轉率 2個RCT均報道了6周和8周的痰涂片陰轉例數,合并6周效應量時研究間異質性檢驗P=0.10,I2=63%,采用隨機效應模型,結果顯示維生素D組較安慰劑組在治療第6周時痰涂片陰轉率差異無統計學意義[RR=1.17,95%CI(0.87,1.58),P=0.30],詳見圖1。8周時2項研究間同質性好(P=0.77,I2=0),采用固定效應模型,結果顯示涂片陰轉率2組差異亦無統計學意義,詳見圖2。
2.3.2 痰培養陰轉率和平均痰培養陰轉時間 只有Martineau[9]做了痰培養檢查并報道了2、4、6、8周的痰培養陰轉率以及平均痰培養陰轉時間(從化療開始至培養陰性的時間,培養陰性時間為最后一次培養陽性和第1次出現陰性的中間時點)。試驗組與對照組相比,結果均無統計學意義。其中,平均痰培養陰轉時間試驗組和對照組分別為36 d和43.5 d[MD=-7.50,95%CI(-15.67,0.67),P=0.07]。用COX比例風險模型進行多因素分析,發現維生素D受體(VDR)基因多態性TaqI位點為tt基因型患者中維生素D組與安慰劑組的風險比HR為8.09,差異有統計學意義[95%CI(1.36,48.01),P=0.02],維生素D組陰轉率高。TaqI位點TT、Tt基因型和FokI位點FF、Ft、tt基因型患者的痰培養陰轉率2組比較差異無統計學意義。


2.3.3 不良反應 Nursyam[8]未詳細報道不良反應,文獻未提示有嚴重不良反應發生。Martineau[9]研究中一般不良事件和嚴重不良反應發生率,2組比較差異均無統計學意義[RR=1.14,95%CI(0.81,1.60),P=0.11;RR=3.45,95%CI(0.74,16.04),P=0.45]。關于高鈣血癥,Martineau[9]研究試驗組71例中有3例患者因可能與維生素D相關的不良反應停藥,有2例血鈣濃度傾向性偏高,分別為2.68、2.72 mmol·L-1。Nursyam[8]研究過程監測了患者血鈣水平,但未提及有高鈣血癥發生。
2.4.1 Martineau[9]研究分析痰涂片和痰培養陰轉的結果時均未采用ITT分析,按不利于試驗組的最壞情況(Worst case scenario analysis)保守處理補齊9例(試驗組3/4.6%,對照組6/8.6%)缺失數據后,與PP分析結果一致,因此相應結果較可靠。
2.4.2 6周痰涂片陰轉率合并時,異質性檢驗P=0.10,I2=63%,若采用固定效應模型分析,結果未發生逆轉[RR=1.13,95%CI(0.94,1.37),P=0.19]。
本研究表明,維生素D聯合標準方案用于輔助治療肺結核時痰涂片、痰培養陰轉率和陰轉時間,較之安慰劑均未顯示具有統計學意義的優勢;不良反應2組比較差異無統計學意義。
本研究納入RCT太少,樣本量小;Nursyam[8]研究隨機方法和分配隱藏均不清楚,存在相對高的選擇性偏倚而可能夸大效應;在結局指標選擇方面,因為痰培養陰轉否與結核治療遠期療效相關,是結核治療失敗或復發的獨立危險因子,而痰涂片不是,其敏感性和特異性較痰培養低[10]。因此,痰培養陰轉率作為療效判斷指標更加可靠,同時可以延長隨訪時間,以治療失敗率和復發率作為終點指標;因為結核治療周期長,試驗中可能受較多混雜因素影響,患者依從性也是影響結果的一個重要因素,趙良義等[11]對河北省胸科醫院1年的結核病患者用藥依從性調查分析顯示依從率僅為54%,有46%的患者未能堅持規范治療,而2項研究均未述及,對于患者依從性,可以采用依從性量表等方法進行評估,再應用正確的統計學方法,如COX風險比例模型進行多因素分析。上述因素均會影響結果的真實性,因此尚待更多更高質量的RCT以提供更充分的證據,現有多項在研RCT(NCT00366470,NCT00507000)。
本文納入的研究均為英文文獻,Martineau[9]研究提示療效與種族和VDR基因型相關,VDR基因多態性在一定程度上存在著人種間和地域間的差異[11],因此對于維生素D輔助治療肺結核是否優于安慰劑,及哪些人群能從中受益應常規推薦使用,國內可開展高質量、多中心、大樣本的RCT,其結論對我國肺結核患者的意義會更大[12]。
[1]衛生部疾病預防控制局/醫政司.中國結核病防治規劃實施工作指南[S].2008:3.
[2]Nnoaham KE,Clarke A.Low serum vitamin D levels and tuberculosis:a systematic review and meta-analysis[J].International Journal of Epidemiology,2008,37(1):113.
[3]楊本付,韓長磊.維生素D受體基因多態性與肺結核關系的Meta分析[J].中國熱帶醫學,2006,6(8):1 347.
[4]Martineau AR,Wilkinson KA,Newton SM,et al.IFN-γ-and TNF-independent vitamin D-inducible human suppression of mycobacteria:the role of cathelicidin LL-37[J].J Immunol,2007,178(11):7 190.
[5]陸再英,鐘南山.內科學[M].第7版.北京:人民衛生出版社,2008:56.
[6]Tuberculosis Coalition for Technical Assistance.International Standards for Tuberculosis Care(ISTC)[J].The Lancet Infection Disease,2006:11(6):710.
[7]Higgins JPT,Green S.Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions Version 5.0.2[updated September 2009].The Cochrane Collaboration,2009[EB/OL].http://www.cochrane-handbook.org.2011-03-03.
[8]Nursyam EW,Amin Z,Rumende CM.The effect of vitamin D as supplementary treatment in patients with moderately advanced pulmonary tuberculous lesion[J].Acta Med Indones,2006,38(1):3.
[9]Martineau AR,Timms PM,Bothamley GH,et al.Highdose vitamin D3during intensive-phase antimicrobiatreatment of pulmonary tuberculosis:a double-blind randomised controlled trial[J].Lancet,2011,377(9 761):242.
[10]Benator D,Bhattacharya M,Bozeman L,et al.Rifaentine and isoniazid once a week versus rifampicin and isoniazid twice a week for treatment of drug-susceptible pulmonary tuberculosis in HIV-negative patients:a randomised clinical trial[J].Lancet,2002,360(9 332):528.
[11]趙良義,謝曉燕,沈顏紅,等.結核病患者用藥依從性的調查分析[J].中國藥房,2005,16(17):1 311.
[12]馮福民,郭 梅,郝金奇,等.維生素D受體基因多態性與漢族人肺結核發病的關系[J].山東醫藥,2009,49(45):4.