骨肽注射劑治療原發性骨質疏松癥的Meta分析

楊杰 孫宇 陳崇民*

1.遼寧中醫藥大學，遼寧 沈陽 110000 2.沈陽市骨科醫院，遼寧 沈陽 110000

原發性骨質疏松癥(primary osteoporosis，POP)是一種以骨質量降低、骨的微結構被破壞，使骨脆性增加、易發生骨折為主要特征的全身性骨疾病[1]。在臨床主要以慢性腰背部疼痛、骨折、畸形為表現形式[2]。流行病調查[3]顯示在我國中老年人中的發病率逐漸增高，治療率低，一旦骨折，不易愈合，后果嚴重。在病因學的研究中顯示，骨質疏松可能與雌激素[4]、雄激素[5]、甲狀旁腺素[6]等多種激素及遺傳、細胞因子、營養、物理因素、生活習慣息息相關[7-11]，而普遍又對骨質疏松缺乏全面的認識[12]，以至于不能及早的接受診斷與治療。目前臨床上對于骨質疏松的患者，藥物治療比其他的治療方式更具有優勢。骨肽注射劑(注射用骨肽，粉針劑；骨肽注射液，水針劑)是臨床上治療骨質疏松的常用復方制劑之一，其含有多種肽類的骨代謝因子，具有治療骨質疏松癥、促進骨折愈合、抗炎、鎮痛作用[13-15]，近年來也被多用于治療骨性關節炎[16]。本文采用Meta分析，對骨肽注射液治療骨質疏松的臨床隨機對照試驗(randomized controlled trials，RCT)的有效性、不同部位骨密度值的變化進行系統評價。

1 資料與方法

1.1 檢索策略

以“骨肽注射劑”“骨肽”“骨肽與骨質疏松”為中文檢索詞，以“Primary Osteoporosis”“ Ossotide Injection for osteoporosis”“Ossotide for Injection”為英文檢索詞，構建檢索式，系統地對CBM、CNKI、PubMed、Springer、Embase databases、Cochrane Library、中國科技論文統計與分析網、會議論文、專利、維普、萬方等中英文數據庫進行主題、題名、關鍵詞檢索，并使用百度學術搜索引擎檢索相關資料。檢索任務由兩名研究人員獨立進行，保證檢索結果的全面性，防止漏檢。

1.2 納入與排除標準

1.2.1研究類型：以“骨肽注射劑”作為治療原發性骨質疏松的主要干預措施，或僅以“骨肽注射劑”作為對照組的干預措施，并有完整的相關數據記錄，所有納入的病例均符合隨機或半隨機對照試驗，可無盲法干預，文獻納入選擇截止到2018年8月。

1.2.2研究對象：所有納入研究的患者均符合《中國人原發性骨質疏松癥診斷標準》[17]中骨質疏松的診斷標準，納入研究的患者均具有腰背部疼痛、全身疼痛、關節酸脹疼痛為主的臨床表現，并經過骨科、康復等相關科室通過測量骨密度、骨礦物質含量測定、X線掃描等檢查確診為原發性骨質疏松的患者。

1.2.3干預措施：觀察組(試驗組、骨肽組)和對照組在基線一直的條件下，觀察組或單獨使用“骨肽注射劑”或在對照組干預(口服葡萄糖酸鈣、鈣爾奇D片、降鈣素針、碳酸鈣片、阿法骨化醇片、骨仙靈片、阿侖膦酸鈉、維生素D、理療等)的基礎上使用“骨肽注射劑”，觀察并比較在治療期后兩組患者的各項指標變化，以及患者臨床癥狀表現。

1.2.4納入標準：①所有納入的文獻均符合臨床RCT試驗，可不使用盲法，文種限中英文;②納入研究的患者均符合原發性骨質疏松的診斷標準;③文獻總結并評價了骨肽注射劑與老年人骨質疏松之間的關聯;④納入文獻的患者平均年齡在60歲以上;⑤文獻中具有足夠的數據來支持評價;⑥納入研究的患者均以全身疼痛、腰背疼痛、關節疼痛為主要表現。

1.2.5排除標準：①非臨床RCT試驗、基礎性研究，非中文、英文文獻;②不符合原發性骨質疏松的診斷標準;③具有由骨質疏松導致骨折或因骨折后導致骨質疏松的文獻;④具有嚴重的臟腑功能疾病;⑤長期服用其他有關藥物治療;⑥干預措施非骨肽注射劑;⑦臨床綜述、臨床報道;⑧不以骨肽注射劑為主要干預措施。

1.2.6剔除標準：對于已納入的文獻，仔細研讀復篩，若符合下列任意一條，則予以剔除：①納入文獻符合排除標準中的任意一條;②已納入的文獻數據報道不全;③文獻內容重復;④合并其他疾病(如風濕、骨折等)。

1.2.7結局指標：主要比較觀察組和對照組的總有效率(總有效率=顯效率+有效率)以及比較治療前后不同部位的骨密度值(bone mineral density，BMD)來評價藥物的相關療效。可參照《原發性骨質疏松癥臨床診療指南》[18]、王瑋琦等[19]治療骨質疏松的療效標準。

1.3 數據提取與質量評價

所有文獻均由兩名研究者依據納入標準和排除標準進行納入和排除。通過閱讀下載文獻的題名、摘要進行初步篩查，排除與骨肽注射劑治療原發性骨質疏松癥無關的文獻，以第一作者、發表年份、研究設計、對照方法、治療部位、男女比例、樣本例數、觀察指標、結局指標、不良反應等作為提取內容，信息不全的文獻可以聯系作者獲取數據。數據提取后交叉核對內容，用Office系列中的Excel制作保存，若有分歧，尋求老師或相關專家作為第三方協助。對于入選文獻的質量評價選用NOS(Newcastle-Ottawa Scale)評分法[20-21]，該評分包括了3個方面8個項目：研究人群的選擇(4項)、組間可比性的選擇(1項)、暴露因素的測量(3項)，除組間可比性為2顆星以外，其余每項均為1顆星，7顆以上為高質量，4～6顆為中等質量，0～3顆為低質量。

1.4 統計學方法

采用Revman 5.3、Stata/IC 15.0、R語言進行Meta分析。首先進行Q檢驗(α=0.1)，計算統計量P和I2。當P>0.1說明無異質性，可選用固定效應模型；P<0.1說明存在明顯異質性，用I2來評價其異質性大小，分析異質性產生的原因，進行描述性分析。另可采用下列方法來解決異質性：①嚴格按照P-I-C-O進行納入研究;②對于分類變量可進行亞組分析，對于連續變量進行Meta回歸分析;③使用敏感性分析、Begg’s秩相關或Egger線性相關尋找異質性來源的文獻[22];④計算合并統計量(不推薦);⑤選用隨機效應模型。計數資料使用優勢比(OR)、風險比(RR)以及95%置信區間(95%CI)作分析；計量資料使用加權均數差(WMD)、標準化均差(SMD)、95%置信區間(95%CI)作分析。使用漏斗圖進行發表偏倚分析[23]。

2 結果

2.1 文獻檢索結果

參照檢索策略在各個數據庫檢索文獻，通過閱讀初步篩查出中文文獻696篇，英文文獻3篇;再通過納入和排除標準初步納入39篇中文文獻，英文0篇；再次精讀文獻最終納入文獻20篇[24-43]，文獻來源及研究地點均為中國。文獻納入流程(見圖1)。

圖1 納入文獻流程圖Fig.1 The flow chart of the incorporate documents

2.2 納入文獻的基本特征

最終納入的20篇文獻中，受試者共2 230例，觀察組1 127例，對照組1 103例，文獻具有一致性。其中核心期刊5篇[25, 27, 36-37, 40]，6篇[27-30, 39, 43]提到隨機方法，1篇[42]使用單盲的方法，1篇[39]碩士學位論文，16篇[24-26, 28-29, 31, 33-38, 40-43]文獻總結了總有效率，10篇[24, 27-28, 30, 32, 34, 36, 38-40]測定了腰椎骨密度，6篇[28, 30, 32, 34, 36, 38]測定了髖關節骨密度，6篇[25, 27-28, 35, 38, 40]提到藥物不良反應，1篇[35]測定的BMD值缺失，其余未有不完整數據報告(見圖2)。

圖2 納入文獻特征圖Fig.2 Characteristic chart of incorporated documents

2.3 方法學質量評價

使用Cochrane系統評價偏倚風險評價工具[44], 從以下7個方面對納入文獻進行質量評價：①隨機序列產生是否充分; ②是否隱藏分配; ③是否采用盲法干預; ④是否采用盲法評估；⑤是否有選擇性報告；⑥是否有發表偏倚；⑦是否有其他偏倚(見圖3)。另采取NOS評分對文獻質量進行評價(見圖4)。

2.4 結局指標分析

2.4.1總有效率的分析結果：納入文獻中有16篇文獻進行了總有效率統計(見圖5)。圖中分析顯示Chi2=16.98，I2=12%，P=0.32>0.1，提示所納入文獻具有同質性，采取固定效應模型進行分析，并進行效應量合并，OR=6.17，95%CI[4.74，8.04]，P<0.00001，結果顯示其差異有統計學意義。合并效應值后，觀察組總有效率為90.36 %，明顯大于對照組的64.42 %。以Stata 15.0軟件做總有效率累積變量分析可以看出，以年代作為累積變量，結果顯示，對于骨肽注射劑治療原發性骨質疏松的數據分布總體趨于對稱，但Meta結果并不穩定。在2014年的2項病例研究中，其結果相對較為穩定，總體上表明使用骨肽治療原發性骨質疏松癥需要進一步做臨床研究(見圖6)。

圖3 風險評估圖Fig.3 Risk assessment chart

圖4 NOS評分圖Fig.4 NOS score map

圖5 森林圖-總有效率Fig.5 Forest map-total efficiency

圖6 總有效率累積變量分析Fig.6 Cumulative variable analysis of total efficiency

2.4.2腰椎骨密度的分析結果：納入的文獻中有10篇文獻進行了腰椎骨密度的測定(見圖7)，對其進行定量分析圖中分析顯示，Chi2=5.65，I2=0%，P=0.77>0.1，說明所納入的文獻具有同質性，考慮到各文獻中采取的測量腰椎骨密度的設備及測量誤差，故結果采用合并效應量SMD(標準化均數差)表示，SMD=0.04，95%CI[-0.09,0.18]，Z=0.63，P=0.53>0.05。結果顯示，10篇文獻中所納入的觀察組(n=440)和對照組(n=436)，兩組患者在治療前腰椎骨密度上統計學無差異，具有可比性。治療后腰椎骨密度的測定(見圖8)，圖中分析顯示，Chi2=38.15，I2=76%，P=0.003，納入的文獻具有較大的異質性，針對此異質性對納入的文獻進行亞組分析。

2.4.2.1亞組分析及敏感性分析：通過“剪補方法”對所納入文獻進行亞組分析(圖9)；對所納入的文獻進行隨機效應模型敏感性分析(圖10)；進行Galbraith異質性檢驗分析(圖11)，結果顯示，有兩篇文獻[24, 39]與其余文獻存在異質性，精讀出現異質性的全文，并未尋及可進行亞組分類的變量，故繼續對所納入的文獻進行Meta回歸分析尋找異質性來源。

2.4.2.2Meta回歸分析：考慮到可能影響結果的因素有治療期(A)、平均年齡(B)、每篇文獻的樣本總量(C)及不同廠家和骨肽粉針劑與水針劑的換算單位可能不同，故不作為納入協變量(A、B、C)進行Meta回歸分析，分析結果(見圖12～ 14)。對Meta回歸結果進行Permute(蒙特卡羅法)運算校正(Permutations=5000)，綜上結果顯示， ES a，t=1.99，P>|t|=0.093<0.1(調整α=0.1)；運算校正后P=0.076<0.1，說明協變量a對回歸方程的擬合影響最大，協變量a可能是產生異質性的主要因素，也就是說治療期是影響治療后腰椎骨密度的主要原因，但對比其他納入文獻而言，治療期并不能作為分組因素，需要樣本量更大、治療天數多樣化的RCT臨床試驗才能確定。另外，根據亞組分析結果(圖9)雖然所納入的文獻異質性較高，但是根據“剪補”分組的方法，分出亞組1和亞組2，亞組1中Chi2=7.82，df=7(P=0.35>0.1)I2=10%，P=0.001<0.05；亞組2中Chi2=2.18，df=1(P=0.14>0.1)I2=54%，P<0.00001，仍可說明治療后2個亞組的觀察組和對照組之間相比，其差異具有統計學意義。合并效應值后利用變異系數CV%(變異度越小說明結果越趨于穩定)來比較治療后觀察組和對照組的差異程度，亞組1結果顯示觀察組CV%=14.78%<對照組CV%=15.47%；亞組2結果顯示觀察組CV%=8.84%<對照組CV%=9.62%，說明觀察組的效果穩定性要優于對照組。

圖7 森林圖(治療前腰椎骨密度)Fig.7 Forest map (bone mineral density of the lumbar spine before the treatment)

圖8 森林圖(治療后腰椎骨密度)Fig.8 Forest map (bone mineral density of the lumbar spine after the treatment)

圖11 Galbraith異質性檢驗分析Fig.11 Galbraith heterogeneity analysis

圖12 Meta回歸分析圖Fig.12 Meta regression analysis chart

圖13 Meta回歸結果Fig.13 Meta regression results

圖14 Permute運算校正Fig.14 Operational correction of permute

2.4.3髖部骨密度的分析結果：納入的文獻中有6篇進行了髖部骨密度測定(見圖15)，進行定量分析后，圖中顯示，Chi2=1.30，I2=0%，P=0.94>0.1，表明具有同質性，仍采用合并效應量SMD=-0.01，95%CI[-0.17,0.15]，Z=0.15，P=0.88>0.05，說明6篇文獻中的觀察組(n=299)與對照組(n=299)，兩組患者在治療前髖部骨密度上具有可比性，統計學顯示無差異。治療后髖部骨密度情況(見圖16)，Chi2=4.31，I2=0%，P=0.51>0.1，具有同質性；合并效應量SMD=0.18，95%CI[0.02,0.34]，Z=2.20，P=0.03<0.05，說明兩組患者在治療后髖部骨密度上有統計學意義。合并效應值后顯示觀察組CV %=19.36 %<對照組CV %=20.7 %，說明觀察組的效果穩定性要優于對照組。

2.4.4不良反應分析結果：在納入的20篇文獻中，共有6篇文獻報道了不良反應，由于部分文獻對照組不良反應例數報道不詳，故未做Meta分析。許鵬等[27]報道在觀察組30例患者中有2例患者出現一過性皮疹，對癥處理后緩解；趙剛等[40]報道在觀察組35例患者中有1例出現低度過熱現象，經減慢輸液速度，靜脈滴注地塞米松5 mg后，癥狀緩解；楊大鵬[38]報道在觀察組48例患者中有1例出現注射部位疼痛，未提及如何處理；孫燕等[28]報道在觀察組60例患者中出現2例肝功能異常、3例發熱、3例皮疹，未提及如何處理；廖化波等[25]在觀察組250例患者中出現2例便秘、4例頭昏、8例惡心、3例皮疹，觀察組(6.8 %)不良反應率低于對照組(40 %)，但未提及不良反應如何處理；1篇[34]文獻未收集到不良反應反饋，其余文獻均未提及不良反應。綜上所述，骨肽注射劑的臨床安全性較高，適用于治療原發性骨質疏松。

2.5 發表偏倚

分析觀察組和對照組總有效率在治療原發性骨質疏松的發表偏倚上，納入文獻的分布基本對稱(見圖17～ 20)。其Begg’s檢驗中Pr>|Z|=0.418提示不存在明顯的偏倚情況；Egger檢驗中slope(斜率)P>|t|=0.002，bias(偏倚)P>|t|=0.208>0.1說明納入的文獻不存在明顯的發表偏倚。

3 討論

本次Meta分析主要針對骨肽注射劑治療原發性骨質疏松癥的總有效率、腰椎骨密度、髖部骨密度進行系統評價，分析患者的治療周期，可以發現所納入的文獻中患者的治療周期各不相同(15～180 d)。基于原文獻的數據并分析，可以看出在15～30 d應用骨肽注射劑可以有效改善患者因骨質疏松而引起的不適癥狀，使患者VAS痛覺評分減低、NRS數字分級評分減低、骨痛評分減低等；另一方面，鑒于骨密度是一個長期的緩慢變化過程[45]，可能是因為患者對骨肽注射劑的敏感性不同，或者由于對照或其他基礎藥物作用，亦或是倫理學因素使觀察組和對照組不能單純使用治療劑和安慰劑，導致最后文獻報道其治療期30～180 d不等，故根據納入文獻的報道以及本次Meta分析結果，可初步認為在使用骨肽注射劑治療原發性骨質疏松癥時，患者骨密度可能在(69±18.69)d時出現骨密度的改變；所納入的文獻中還有一些其他的指標，如不同部位骨礦物質濃度、骨代謝指標BAP、血清學的各種促進或抑制骨質活動的因子、尿DPD的測定以及用藥后不良反應報道、治療期結束后的隨訪期限等，對于上述指標各文獻報道指標參差不齊，不能納入作Meta分析來輔助評價骨肽注射劑的治療效果。

原發性骨質疏松癥作為臨床常見的全身骨代謝障礙疾病之一[46]，其發病隱匿，往往在其引起全身疼痛、骨折等并發癥時才會被發現。據不完全統計，我國骨質疏松患者的患病率在6.6%～19.3%，平均13%[47]，發病率逐年增高，越來越受到更多人的重視。治療原發性骨質疏松癥的方法也是多種多樣，大體上可分為針灸治療[48]、中藥治療[49]、物理治療[50]、西藥治療[51]、中西醫結合治療[52]等。骨肽注射液是一種復方制劑，含有鈣、磷、無機鹽、氨基酸等多種微量物質[53]，可以使成骨細胞增殖，調節骨代謝，并促進新骨生成，也可以使TGF-β1表達含量增高誘導骨髓間充質干細胞多向分化[54-55]。作為注射劑可不經過肝臟及消化系統直接進入身體組織血管，不受到消化液的影響，有效減輕口服藥物帶來的胃腸道刺激癥狀，但也有應激性大、導致電解質紊亂等局限性。近年來，使用骨肽注射劑治療原發性骨質疏松的臨床研究報道逐漸增加，但其研究樣本量均不大，組間差異也較大，仍缺乏高質量、全面指標測定、大樣本、多中心的臨床RCT試驗的數據支持，使研究結論更加全面可靠。

4 總結與展望

圖17 觀察組與對照組總有效率漏斗圖Fig.17 Funnel chart of total effective rate in observation group and treatment group

圖18 觀察組與對照組總有效率Egger檢驗Fig.18 Egger test of total effective rate in observation group and treatment group

圖19 觀察組與對照組總有效率Egger檢驗Fig.19 Egger test of total effective rate in observation group and treatment group

圖20 觀察組與對照組總有效率Begg’s檢驗Fig.20 Begg’s test of total effective rate in observation group and treatment group

本研究納入的20篇文獻中，缺少外文文獻，可能造成選擇偏倚。納入的研究中均采用隨機對照的方法，1篇采用盲法，5篇提到隨訪，每篇文獻納入的樣本量較少，測量次數較少，導致納入文獻的總體質量不高。從本次的Meta分析結果來看，骨肽注射劑可以作為用于臨床治療原發性骨質疏松癥的首選藥物，但在臨床隨機分組、盲法實施、病例樣本數、各部位骨密度的含量、其他骨代謝指標、隨訪情況以及不良反應發生情況方面的報道需進一步加強，盡可能做到全面報道，為臨床用藥和循證醫學提供可靠的依據。