機器人與腹腔鏡手術治療胃癌的圍手術期效果Meta分析*

胡 軍，沈藝南，章曉禎，郭成祥

(1.杭州市富陽區中醫院，杭州 浙江，311400；2.浙江大學醫學院附屬第二醫院)

近二十年來，腹腔鏡技術依靠其獨特的微創優勢，在胃癌的外科治療中已得到越來越多的認可[1]，尤其早期胃癌，腹腔鏡胃切除術(laparoscopic gastrectomy，LG)已成為首選治療術式。然而，腹腔鏡技術存在其自身的限制與不足，如手術器械操作靈活性較差，顯示界面為二維成像，有效操作范圍受限等。隨著機器人技術的引入，這一局面逐漸被打開。機器人手術系統使得手術操作更加精準、細膩，尤其分離結扎小血管、吻合細小管腔方面具有很大優勢，另一方面，其視覺方向為由下向上，而不是傳統開腹手術的由上而下，更利于暴露臟面組織[1]。目前，已有大量文獻對比分析了機器人胃切除術(robotic gastrectomy，RG)與LG之間的優劣性。但既往相關研究多為單中心、回顧性研究，且納入樣本量較小，最終導致證據強度不足。因此，我們認為有必要進行一項Meta分析，對RG及LG在圍手術期效果方面進行全方位的比較。

1 資料與方法

1.1 檢索策略 檢索PubMed、Embase、Cochrane Library、中國知網、中國生物醫學文獻數據庫、萬方數字化期刊全文數據庫及中文科技期刊全文數據庫，時間限定為2017年12月前，檢索語種為中英文，中文檢索式為：“機器人OR達芬奇”、“腹腔鏡”、“胃切除術”；英文檢索式為：”robotic OR da Vinci” AND “gastrectomy” AND “cancer OR carcinoma” AND “laparoscopic”。

1.2 納入與排除標準

1.2.1 納入標準 (1)原始資料為已公開發表的文獻；(2)原始文獻為設計良好的隨機對照研究或高質量的非隨機對照研究；(3)術后均經病理組織學證實為胃癌；(4)文獻至少包含4項評價原始數據。

1.2.2 排除標準 (1)研究目的不是比較RG與LG的療效；(2)無法提取足夠數據；(3)重復發表、信息量少、質量差；(4)可能存在其他影響預后的治療因素。

1.3 資料提取與質量評價

1.3.1 資料提取 按已制定的納入與排除標準進行文獻篩選。對可能符合納入標準的文獻進行全文閱讀，以確定是否符合納入標準。按事先設計的表格進行數據提取，提取內容包括：(1)一般資料：題目、作者、發表日期、文獻來源等；(2)研究特征：病例數、性別比、年齡、身體質量指數(body mass index，BMI)、TNM分期；(3)結局指標為手術時間、術中出血量、清掃淋巴結數量、術后排氣時間、術后進食時間、術后住院時間、術后并發癥、近端與遠端切緣距離。

1.3.2 質量評價 研究質量的評價是評估單個研究在設計、實施與分析過程中，防止或減少偏倚、系統誤差的情況。采用Newcastle-Ottawa Scale標準進行評分，對非隨機對照研究臨床試驗進行質量評估。

1.4 統計學處理 采用Cochrane協作網提供的RevMan 5.3統計軟件進行Meta分析。首先對多個研究結果進行異質性檢驗，若多個同類研究具有同質性(P>0.10，I2<50%)，則使用固定效應模型計算合并統計量。如果經過這些分析后，仍存在異質性，則使用隨機效應模型進行分析。數值變量采用均數差(mean difference，MD)或標準化均數差(standardized mean difference，SMD)。各效應量均以95%可信區間(confidence interval，CI)表示。使用漏斗圖觀察Meta分析結果是否存在偏倚，如發表偏倚或其他偏倚。對Meta分析結果進行敏感性分析，以觀察是否穩定、可靠。

2 結 果

2.1 納入文獻的一般情況 根據上述納入與排除標準，最終納入30篇[1-30]，共收集病例9 889例，其中RG組2 950例，LG組6 939例。兩組患者性別、年齡、BMI、TNM分期等差異無統計學意義，見表1。納入文獻的質量評分見表2。

2.2 Meta分析結果

2.2.1 手術時間 29篇文獻[1-25,27-30]均報道了手術時間，Meta分析結果顯示I2=93%，具有異質性，采取隨機效應模型分析，結果示：RG組手術時間長于LG組(MD=38.76，95% CI=30.45～47.06，P<0.05)，見圖1。

2.2.2 術中出血量 25篇文獻[1-20,22-23,25,28-29]報道了術中出血量，Meta分析結果顯示I2=95%，具有異質性，采取隨機效應模型分析，結果示：RG組的術中出血量少于LG組(MD=-37.25，95% CI=-49.20～-25.31，P<0.05)，見圖2。

2.2.3 淋巴結清掃數量 18篇文獻[1-2,4,6,8-9,13,15,19-21,23-25,27-30]報道了淋巴結清掃數量，Meta分析結果顯示I2=85%，具有異質性，采取隨機效應模型分析，結果示：RG組淋巴結清掃數量多于LG組(MD=2.19，95% CI=0.59～3.80，P<0.05)，見圖3。

2.2.4 術后住院時間 26篇文獻[1-14,18-25,27-30]報道了術后住院時間，Meta分析結果顯示I2=86%，具有異質性，采取隨機效應模型分析，結果示：RG組術后住院時間短于LG組(MD=-0.77，95% CI=-1.25～-0.29，P<0.05)，見圖4。

2.2.5 首次排氣時間 16篇文獻[1-2,7,13,19,23-25,27-30]報道了首次排氣時間，Meta分析結果顯示I2=61%，具有異質性，采取隨機效應模型分析，結果示：RG組術后首次排氣時間短于LG組(MD=-0.13，95% CI=-0.24～-0.03，P<0.05)，見圖5。

2.2.6 首次進食時間 14篇文獻報道[1-2,5-9,13,21,23,25,27,29-30]了首次進食時間，Meta分析結果顯示I2=44%，具有同質性，采取固定效應模型分析，結果示：RG組術后進食時間短于LG組(MD=-0.17，95% CI=-0.30～-0.04，P<0.05)，見圖6。

2.2.7 近端切緣距離 11篇文獻[1,4-6,8,14-15,19,21,23-24]報道了近端切緣距離，Meta分析結果顯示I2=70%，具有異質性，采取隨機效應模型分析，結果示：兩組近端切緣差異無統計學意義(MD=0.02，95% CI=-0.25～0.29，P>0.05)，見圖7。

2.2.8 遠端切緣距離 11篇文獻[1,4-6,8,14-15,19,21,23-24]報道了遠端切緣距離，Meta分析結果顯示I2=79%，具有異質性，采取隨機效應模型分析，結果示：兩組遠端切緣差異無統計學意義(MD=0.17，95% CI=-0.31～0.65，P>0.05)，見圖8。

2.2.9 術后并發癥 28篇文獻[1-28]報道了術后并發癥，Meta分析結果顯示I2=17%，具有同質性，采取固定效應模型分析，結果示：兩組術后并發癥差異無統計學意義(OR=0.91，95% CI=0.76～1.09，P>0.05)，見圖9。

2.2.10 中轉率 4篇文獻[4,13,22,27]報道了中轉率，Meta分析結果顯示I2=75%，具有異質性，采取隨機效應模型分析，結果示：兩組中轉率差異無統計學意義(OR=2.00，95% CI=0.27～14.77，P>0.05)，見圖10。

2.2.11 病死率 10篇文獻[1-2,8,13,20,22,25-28]報道了病死率，Meta分析結果顯示I2=0，具有同質性，采取固定效應模型分析，結果示：兩組術后病死率差異無統計學意義(OR=1.07，95% CI=0.63～1.81，P>0.05)，見圖11。

2.3 發表偏倚 以漏斗圖分析發表偏倚，顯示圖中散點均分布在漏斗內(95% CI)，且多處于“倒漏斗”的上部，基底部較少，表明發表偏倚對結果可靠性的影響較小(圖12)。

2.4 敏感性分析 對以上Meta分析結果進行敏感性分析，排除質量較差、數據變異較大及樣本量較小的文獻后，各觀察指標未發生轉移且變化較小，可認為Meta分析結果較可靠。

表1 納入文獻的一般特征

作者年份國家分組例數(n)性別(n)男女年齡(歲)BMI(kg/m2)TNM分期(n)ⅠⅡⅢKazutaka等[27]2017日本RG31518912654.5±12.623.6±3.12543031LG52532719859.3±11.923.5±2.94416420滕達等[29]2017中國RG41291258.0±11.224.25±2.062411LG58401859.0±9.8 24.64±2.8102622Seung等[28]2017韓國RG1739875-23.6±3.21432010LG511335176-23.7±3.14413931Shen等[23]2016中國RG93751854.1±12.024.1±3.4-LG3302498160.5±11.024.0±4.3-Kim等[24]2016韓國RG87464154.5±11.623.9±3.3-LG28817011858.3±11.823.9±3.0-Cianchi等[25]2016意大利RG30141673.0±18.227.0±6.8-LG41192274.0±18.526.0±6.5-Nakauchi等[26]2016日本RG84483664.0±16.022.6±5.7-LG43730713068.0±17.021.8±5.5-Lee等[10]2015韓國RG133854853.6±13.223.2±2.71011517LG26715411359.2±11.723.7±2.82183217李鵬等[2]2015中國RG126705656.7±9.9 21.4±3.8-LG124646057.0±10.622.2±3.7-Han等[21]2015韓國RG68313756.8±10.524.3±3.3-LG68323657.9±11.523.8±3.6-Park等[22]2015韓國RG148777150.6±8.3 22.7±2.4-LG66236925349.8±11.522.8±3.0-Huang等[20]2014中國RG72403267.7±15.124.1±3.3-LG73423166.0±13.524.2±3.3-Junfeng等[1]2014中國RG120903054.7±10.121.8±2.8293655LG39427611854.7±10.121.6±2.811598187劉江等[4]2014中國RG100594166.4±5.7 22.7±1.8-LG100633767.8±4.8 23.1±1.2-

續表1

作者年份國家分組例數(n)性別(n)男女年齡(歲)BMI(kg/m2)TNM分期(n)ⅠⅡⅢNoshiro等[11]2014日本RG2114766.0±10.022.8±3.1-LG1601025869.0±12.021.8±2.8-Kim等[12]2014韓國RG1721036955.2±13.023.6±2.9-LG48129418761.3±11.921.2±2.1-劉馳[5]2013中國RG4841751.8±10.521.2±2.114527LG4840854.3±6.5 21.3±2.715524趙坤等[7]2013中國RG3022871.8±5.7 23.6±1.6-LG3023772.4±5.2 23.9±1.8-Hyun等[15]2012韓國RG38251354.2±12.723.8±2.63053LG83552860.3±12.323.8±2.96797Yoon等[19]2012韓國RG36181853.9±11.723.2±2.52532LG65313456.9±12.323.6±3.45660Kim等[8]2012韓國RG43626517154.2±12.523.6±3.13505132LG86155031158.8±12 23.5±2.87179643Uyama等[9]2012日本RG25141161.6±11 22.6±3.12970LG2251566962.6±9.9 22.0±3.15573Kang等[18]2012韓國RG100633753.2±12.123.7±3.7-LG2821919158.8±12.423.6±3.5-張小磊等[6]2012中國RG97--22.5±3.6-LG70--21.7±2.1-Eom等[17]2012韓國RG3021952.824.2-LG62412157.924.1-Huang等[16]2012中國臺灣RG39192065.124.2±3.72973LG64432165.624.7±3.35590Woo等[14]2011日本RG23613610054.0±12.723.5±3.0-LG59136422758.3±11.623.5±3.0-Kim等[3]2010韓國RG1610653.8±15.621.3±3.4-LG1110157.9±13.125.3±2.5-Pugliese等[13]2010意大利RG16422841.0-86.0--LG48----Song等[30]2009韓國RG2081251.6±12.523.4±2.1-LG2014662.5±12.923.6±3.6-

表2 納入文獻質量評分

作者隊列的選擇1234可比性結果123總分Kazutaka等[27]*******7滕達等[29]******6Seung等[28]******6Shen等[23]*******7Kim等[24]******6Cianchi等[25]******6Nakauchi等[26]********8Lee等[10]********8李鵬等[2]******6Han等[21]*********9Park等[22]******6Huang等[20]*******7

續表2

作者隊列的選擇1234可比性結果123總分Junfeng等[1]*********9劉江等[4]*******7Noshiro等[11]*******7Kim等[12]******6劉馳[5]******6趙坤等[7]********8Hyun等[15]******6Yoon等[19]*******7Kim等[8]******6Uyama等[9]********8Kang等[18]******6張小磊等[6]*******7Eom等[17]******6Huang等[16]*******7Woo等[14]*********9Kim等[3]******6Pugliese等[13]*********9Song等[30]******6

圖1 RG組與LG組手術時間的比較

圖2 RG組與LG組術中出血量的比較

圖3 RG組與LG組淋巴結清掃數量的比較

圖4 RG組與LG組術后住院時間的比較

圖5 RG組與LG組術后首次排氣時間的比較

圖6 RG組與LG組術后進食時間的比較

圖7 RG組與LG組術后近端切緣距離的比較

圖8 RG組與LG組術后遠端切緣距離的比較

圖9 RG組與LG組術后并發癥發生率的比較

圖10 RG組與LG組術后中轉率的比較

3 討 論

經過十幾年的改進與發展，腹腔鏡胃癌根治術的可行性及安全性得到了肯定，而且表現出明顯的微創優勢，如創傷小、術中出血少、術后生活質量高、疼痛輕、康復快等[7]。但近年腹腔鏡的缺點也慢慢顯露出來，就在腹腔鏡胃癌手術進入一個瓶頸階段并難以突破自身局限時，達芬奇機器人系統應運而生。機器人作為高級腹腔鏡系統，以其獨有的優勢解決了諸多常規腹腔鏡手術的不足，其優勢主要體現在：(1)高清三維放大成像更好地顯示細小的解剖結構，更容易實現胃周血管的骨骼化，同時降低了淋巴結清掃難度、出血量。(2)具備7個方向自由度的仿真手腕，極大地提高了操作的靈活性，使常規腹腔鏡難度較大的縫合變得簡單方便，顯著降低了消化道重建難度[4]。

圖11 RG組與LG組術后病死率的比較

圖12 術后并發癥漏斗圖

研究表明，RG術中出血量少于LG，術后恢復也好于LG[5,31]。本研究中Meta分析結果也證實了上述結果。首先，在術中出血方面，RG的優勢相對明顯，而淋巴結清掃數量增多，表明其切除范圍更具徹底性。此外，術后住院時間、首次排氣時間及首次進食時間較LG縮短，原因可能是達芬奇機器人手術器械根據人體力學設計，更具可操控性，操作的靈活性從而得到極大提高，加之術野被放大10～15倍[5]，使胃周圍血管、淋巴結暴露更為清晰，大大降低了血管損傷率，并使淋巴結的辨認、采集更加容易、精確，患者損傷更小，從而縮短了恢復時間。此外，兩組近端切緣、遠端切緣、術后并發癥、中轉率及病死率差異均無統計學意義。手術時間長于腹腔鏡手術，原因可能在于以下方面，首先不同術者對手術時間的定義不同，且達芬奇機器人系統需消耗一定時間安裝機械臂[5,11,31]；另一方面，術者所處的學習曲線不同，從而造成了手術時間的差異。

綜上，通過本次Meta分析發現，RG治療胃癌，在取得與LG相同療效的情況下，其圍手術期效果更好。但由于本分析納入的研究多為回顧性研究，且研究質量參差不齊，個別研究樣本量太少，可能對結果的統計效能產生影響，從而產生一定的發表偏倚。因此尚需要更多的相關高質量的臨床研究，尤其前瞻性對照性研究，以期獲得更為可靠的證據。