雷公藤多苷治療糖尿病腎臟病臨床療效及安全性的Meta分析

張夢久，柳紅芳，郭燕，史揚

(北京中醫藥大學，北京 100029)

糖尿病腎臟病(diabetes kidney disease，DKD)是糖尿病最主要、最常見的微血管并發癥,是引起終末期腎臟疾病，甚至死亡的主要原因之一[1]。根據流行病學統計，預計到2030年，世界范圍內的糖尿病患者將達到3.66億，而DKD患者將超過1億[2]。目前DKD的病因和發病機制尚不十分明確,主要包括代謝紊亂、腎臟血流動力學改變和遺傳易感性等方面，隨著炎癥反應、氧化應激、足細胞損傷等機制研究的深入[3]，DKD的治療也從基礎的控制血壓、血糖、血脂、改善腎臟血流動力學轉向探索抗炎、免疫抑制、保護足細胞、改善氧化應激等新型治療手段[4]。

雷公藤為衛矛科、雷公藤屬植物雷公藤的根，大毒，性涼，味辛、苦，其藥理作用最早記錄于《神農本草經》中，屬于“從腎論治藥物”，具有祛風除濕、解毒消腫、殺蟲止癢、通絡止痛等功效[5]。雷公藤多苷(tripterysium glycosides，TG)為雷公藤的提取物，研究表明，TG通過抑制炎癥細胞因子及相關通路、改善氧化應激、保護足細胞及腎小球內皮功能等多條途徑降低蛋白尿、改善腎小球硬化和間質纖維化[6]，現廣泛應用于腎臟疾病(DKD、腎小球腎炎、腎病綜合征等)的治療[7]。但2012年國家藥品安全檢測中心報告其不良反應較多，尤以藥物性肝損傷顯著，還涉及腎臟、血液及生殖系統的損害[8]。董一珠等[9]通過收集雷公藤成分性質的多個靶點，應用“靶點-通路”進行拓撲分析發現，雷公藤的毒性作用可能與藥物代謝酶及細胞凋亡有關。本研究主要評估TG治療DKD的臨床療效和安全性，為循證醫學提供最新證據，給臨床醫師用藥提供最新參考。

1 資料與方法

本Meta分析在PROSPERO官網注冊，注冊號CRD42018115905。

1.1納入與排除標準

1.1.1納入標準 ①研究類型：公開發表的國內外隨機對照試驗(randomized controlled trial,RCT)，不受盲法限制，語種限定為中文或英文。②研究對象：糖尿病患者診斷標準符合WHO 1999年診斷標準[10]，DKD患者診斷標準符合Mogensen診斷標準[11]，DKD分期不限。③干預措施：對照組采用基礎治療，試驗組加用TG。基礎治療包括飲食、運動、降糖、降壓、調脂、抗凝、利尿等，或使用其他陽性藥物包括黃葵膠囊/血管緊張素轉換酶抑制劑/血管緊張素Ⅱ受體拮抗劑(angiotonin Ⅱ receptor blocker,ARB)等藥物。④結局指標：主要結局指標包括24 h尿蛋白定量、血白蛋白、血肌酐、血尿素氮。次要結局指標包括丙氨酸轉氨酶、血白細胞計數。

1.1.2排除標準 ①重復發表、數據不全、無法獲取全文的研究；②試驗設計不嚴謹、統計方法不恰當的研究；③合并發熱、感染、癌癥、嚴重的心肝肺疾病患者。

1.2檢索策略 檢索中國知網、萬方、維普、Cochrane Libarary、PubMed、Embase、Web of Science數據庫，檢索時間為建庫至2018年12月7日。中文檢索詞：糖尿病腎病、糖尿病腎臟病、雷公藤。英文檢索詞：Diabetic Nephropathies，Diabetic Kidney Disease，Diabetic Renal Disease，Leigong Teng，Tripterygium，Thundergod Vine。檢索方式為主題檢索與自由詞檢索相結合。

1.3文獻篩選與數據提取 兩名研究員根據納入與排除標準，獨立篩選文獻，按照數據提取表各自提取數據，并交叉核對。任何分歧都將由第三位研究員解決。數據提取表包括以下內容。①文獻的基本特征：標題、作者、出版年份、出版國家、作者聯系方式；②研究方法：隨機方案，分配隱藏，盲法，數據完整性，選擇性報告，其他偏倚；③研究對象特征：樣本量、性別、年齡；④干預措施：具體用藥，劑量，療程，隨訪；⑤結局指標：治療前后數據資料；⑥其他相關數據。如信息不完整，將聯系原始作者以獲取必要的數據資料。

1.4文獻質量評價 采用Cochrane偏倚風險評估工具進行方法學質量評價：①隨機序列的產生；②分配方案的隱藏；③盲法的使用，包括對研究者、受試者、結果評價者施盲；④結局數據的完整性，是否有失訪及退出；⑤是否選擇性報告；⑥是否存在其他偏倚。每條標準按照“是”“否”“不清楚”來劃分，對納入的研究進行“高風險”“低風險”“風險不確定”的判斷。

1.5統計學方法 采用RevMan 5.3軟件進行統計分析，二分類變量采用相對危險度(risk ratio,RR)為效應量，連續性變量采用均數差(mean difference,MD)為效應量，當對同一干預措施的測量單位/方法相同時，采用加權均數差(weighted mean difference,WMD)，否則采用標準化均數差(standardized mean difference,SMD)，區間估計采用95%置信區間(confidence interval,CI)。采用χ2檢驗對納入的研究進行異質性分析，若I2<50%，P>0.1，表明各研究間無異質性，采用固定效應模型合并效應量，否則采用隨機效應模型合并效應量，并根據可能導致異質性的因素進行亞組分析。若各試驗間存在統計學異質性，而無臨床異質性或差異無統計學意義，則采用隨機效應模型合并效應量。若異質性過大或無法尋求異質性來源，則采用描述性分析。采用漏斗圖進行發表偏倚的檢測。針對研究的特征或類型進行敏感性分析。

2 結 果

2.1文獻篩選流程 共檢索文獻1 396篇，剔除重復文獻，再閱讀文題、摘要篩選，最后閱讀全文復篩，最終納入文獻16篇[12-27]，均為中文文獻，發表年份為2005—2016年。見圖1。

2.2納入研究的基線特征 納入的16個RCT均在中國進行，共973例患者，其中試驗組523例，對照組450例，有2項RCT未報告患者年齡和性別。納入的研究中有7項RCT[13,17-18,22,24,26-27]采用TG與常規治療做對照，有6項RCT[12,14,16,19-20,25]采用TG+ARB與ARB做對照，有1項RCT[23]采用TG與ARB做對照，有2項RCT[15,21]采用TG+黃葵膠囊與黃葵膠囊做對照。有1項RCT[17]的試驗組采用低、中、高劑量的亞組。療程為2～6個月。見表1。

2.3方法學質量評價 納入的16篇RCT中僅 3篇提及隨機分組的方法為隨機數字表，其余均以“隨機”字樣描述，16篇RCT均未提及隨機分配方案的隱藏、盲法、是否有選擇性報告及其他偏倚。1例 RCT[12]提及個例患者因不良反應而退出試驗。見圖2。

2.4Meta分析結果

2.4.124 h尿蛋白定量 16項RCT[12-27]報告了24 h尿蛋白定量值(均為治療終點值)，其中1項RCT[17]設計了TG的低、中、高劑量的試驗亞組。共973例患者，其中試驗組523例，對照組450例。各研究間存在統計學異質性(P<0.000 01，I2=71%),采用隨機效應模型合并效應量，結果顯示，試驗組24 h尿蛋白定量明顯低于對照組(SMD=-0.78,95%CI-1.03～-0.54，P<0.000 01),見圖3。16項RCT中，有1項RCT[17]TG劑量為20 mg/d，3項RCT[12,15,17]TG劑量為30 mg/d，2項RCT[17,25]TG劑量為40 mg/d，5項RCT[14,22-23,26-27]TG劑量為60 mg/d，1項RCT[20]

圖1 文獻篩選流程圖

表1 納入研究的基線信息

研究樣本量(試驗組/對照組)性別(試驗組/對照組)(男:女)年齡(試驗組/對照組)(歲)干預措施試驗組對照組療程結局指標刁兵[12]30/3017:13/16:1457.83±8.17/54.40±7.99TG 10 mg tid+氯沙坦50 mg qd氯沙坦50 mg qd3個月①②③⑤刁占帥等[13]33/3218:15/15:1756.3±11.6/55.9±12.1TG 20 mg tid(3個月后改為10 mg tid)常規治療6個月①⑤⑥趙潤英等[14]23/2314:9/13:1037.5±19.9/59.4±6.2TG 20 mg tid+纈沙坦160 mg qd纈沙坦160 mg qd3個月①②④⑤⑥杜先鳳等[15]34/3018:16/15:1548.85±8.13/49.36±6.97TG 10 mg tid+黃葵膠囊5粒 tid黃葵膠囊5粒 tid2個月①②③④⑥賀海東等[16]31/2915:16/16:1358.2±10.83/59.80±11.43TG 20 mg tid(2個月后改為10 mg tid)+纈沙坦80～160 mg qd纈沙坦80～160 mg qd6個月①②④⑤聶春巖等[17](低劑量:中劑量:高劑量)20/20/20/2112:8/14:7/11:8/14:760.3±8.9/62.1±10.2/61.3±9.9/60.8±10.1TG 20 mg(低)、 30 mg(中)、40 mg(高) qd常規治療3個月①②③⑤⑥石詠軍等[18]23/2010:13/8:1249.4±13.2/49.2±13.8TG 20 mg tid(2個月后改為10 mg tid)常規治療6個月①②④⑤王美玲等[19]52/3038:14/19:1152/49.6TG 20 mg tid(2個月后改為20 mg qd)+纈沙坦160 mg qd纈沙坦160 mg qd6個月①②④⑤⑥吳采忠[20]32/3020:12/19:1148.0±25.6/49.6±26.2TG 40 mg tid+替米沙坦 80 mg bid替米沙坦 80 mg bid3個月①②④⑤徐小君等[21]63/6342:21/40:2358.6±5.4/59.4±6.2TG 40 mg tid(1個月后改為20 mg tid)+黃葵膠囊5粒 tid黃葵膠囊5粒 tid2個月①②③④殷章紅等[22]15/157:8/9:656.83±12.55/56.57±10.75TG 20 mg tid常規治療2個月①②④⑤⑥張長明等[23]30/30--TG 1.0 mg/(kg·d)科素亞50 mg qd2個月①②③④⑤⑥鄭曉鵬[24]30/3018:12/16:1461.24±12.83/58.73±11.92TG 1.0 mg/(kg·d)2個月后改0.5 mg/(kg·d)常規治療6個月①②③④⑤⑥陳浩等[25]25/2512:13/11:1457.3±11.6/56.9±12.1TG 40 mg qd+厄貝沙坦片150 mg qd厄貝沙坦片150 mg qd3個月①②③④⑤李法鵬等[26]12/12--TG 20 mg tid常規治療6個月①②④⑤⑥龍艷等[27]30/3018:12/16:1457.5±10.3/55.4±11.2TG 20 mg tid常規治療6個月①②④⑤⑥

TG：雷公藤多苷；qd：每日1次；bid：每日2次；tid：每日3次；-：文獻未提及；結局指標：①24 h尿蛋白定量；②血肌酐；③血尿素氮；④血白蛋白；⑤丙氨酸轉氨酶；⑥血白細胞計數

圖2 方法學質量評價圖

TG劑量為120 mg/d，其余RCT服藥期間均有過劑量調整。將未有過劑量調整的RCT按服用劑量不同進行亞組處理，結果顯示：TG 30 mg/d組，各研究間無統計學異質性(P=0.37，I2=0%)，試驗組24 h尿蛋白定量值低于對照組(SMD=-0.38,95%CI-0.69～-0.07，P=0.02)；TG 40 mg/d組中，各研究間無統計學異質性(P=0.96,I2=0%)，試驗組24 h尿蛋白定量值低于對照組(SMD=-0.47,95%CI-0.89～-0.05，P=0.03)；TG 60 mg/d組中，各研究間存在統計學異質性(P=0.05,I2=57%)，試驗組24 h尿蛋白定量值低于對照組(SMD=-1.30,95%CI-1.76～-0.83，P<0.000 01)。見圖4。

2.4.2血白蛋白 13項RCT[14-16,18-27]報告了血白蛋白值，試驗組400例，對照組367例，各研究間存在統計學異質性(P=0.000 3，I2=67%)，采用隨機效應模型合并效應量，結果顯示，試驗組血白蛋白明顯高于對照組(SMD=0.61,95%CI0.34～0.87，P<0.000 01)，見圖5。

2.4.3血肌酐 15項RCT[12,14-27]報告了血肌酐值，試驗組490例，對照組460例，各研究間存在統計學異質性(P<0.000 01，I2=89%)，采用隨機效應模型合并效應量，結果顯示，試驗組血肌酐值低于對照組(SMD=-0.44,95%CI-0.85～-0.03，P=0.04)，見圖6。

圖3 試驗組和對照組24 h尿蛋白定量森林圖

圖4 試驗組和對照組24 h尿蛋白定量亞組森林圖

2.4.4血尿素氮 7項RCT[12,15,17,21,23-25]報告了血尿素氮值，試驗組272例，對照組271例，各研究間無統計學異質性(P=0.83，I2=0%)，采用固定效應模型合并效應量，結果顯示，試驗組血尿素氮低于對照組(WMD=-0.30,95%CI-0.59～-0.01，P=0.04)，見圖7。

圖5 試驗組和對照組血白蛋白森林圖

圖6 試驗組和對照組血肌酐森林圖

圖7 試驗組和對照組血尿素氮森林圖

2.4.5丙氨酸轉氨酶 14項RCT[12-14,16-20,22-27]報告了丙氨酸轉氨酶，試驗組426例，對照組399例，各研究間存在統計學的異質性(P<0.000 01，I2=81%)，采用隨機效應模型合并效應量，結果顯示，試驗組和對照組丙氨酸轉氨酶比較差異無統計學意義(SMD=0.26,95%CI-0.06～0.59，P=0.11)，見圖8。

2.4.6血白細胞計數 10項RCT[13-15,17,19,22-24,26-27]報告了血白細胞計數，試驗組319例，對照組295例，各研究間存在統計學的異質性(P<0.000 1，I2=72%)，采用隨機效應模型合并效應量。結果顯示試驗組和對照組白細胞計數比較差異無統計學意義(WMD=-0.29,95%CI-0.72～0.14，P=0.18)，見圖9。

2.5不良反應 13篇RCT中有13篇[12,14-22,24-26]報告了不良反應，其中11篇[12,14-21,25,26]報告了不良反應的類型和例數，2篇[22,24]報告未發生不良反應，3篇[13,23,27]未提及不良反應。共納入830例患者，其中試驗組430例，42例發生不良反應，發生率為9.77%，對照組400例，18例發生不良反應，發生率為4.5%。不良反應主要包括肝功能異常(4.65%)、胃腸道反應(3.02%)、月經紊亂(1.40%)、白細胞減少(1.16%)。各研究間無統計學異質性(P=0.49，I2=0%)，采用固定效應模型合并效應量，結果顯示，試驗組不良反應發生率高于對照組(RR=1.97,95%CI1.22～3.19，P=0.006)，見圖10。

2.6敏感性分析 本研究納入的16篇RCT[12-27]方法學質量均較低，均未提及隨機分配方案的隱藏、盲法，故未能進行敏感性分析。

2.7發表偏倚檢測 以24 h尿蛋白定量為指標繪制漏斗圖，共納入16個RCT[12-27]，結果顯示各RCT基本分布于漏斗圖的頂部，且向中間集中，少數RCT分布偏遠，呈偏態分布，提示可能存在發表偏倚，無統計學意義的研究結果可能未被發表。見圖11。

3 討 論

中藥雷公藤為雷公藤屬植物雷公藤的根，TG則是從雷公藤根提取和精制的混合物，主要包括倍半萜生物堿、雷公藤總內酯、雷公藤內酯醇等多種成分[28]，具有抗炎、抗菌、免疫調控等功效，是臨床上比較常用的免疫調節藥物[29]。TG可以通過多條途徑治療DKD，黃燕如等[30]研究發現，TG可以下調小鼠腎臟組織磷酸化信號通路的關鍵信號因子磷酸化p38促分絲裂原活化的蛋白酶表達，抑制炎癥信號通路，從而改善腎組織的炎癥損傷。凌厲等[31]通過檢測糖尿病腎病大鼠足細胞Nephrin蛋白的表達，表明TG干預后Nephrin蛋白表達增強，從而改變足細胞的結構保護腎臟。常保超[32]研究發現，TG可以抑制大鼠腎臟組織的Wnt/β聯蛋白的信號通路活化，使轉化生長因子-β、β聯蛋白、Wnt-1、磷酸化糖原合成酶激酶及核因子κB表達明顯減少，改善腎小球基膜，減輕腎臟損害,從而延緩DKD的進展。

圖8 試驗組和對照組丙氨酸轉氨酶森林圖

圖9 試驗組和對照組血白細胞森林圖

圖10 試驗組和對照組不良反應森林圖

SMD：標準化均數差

本Meta分析共納入16篇RCT，973例患者。結果顯示：相對于常規治療和單獨應用ARB或黃葵膠囊藥物，加服TG治療DKD能顯著降低24 h尿蛋白定量，提高血白蛋白水平，根據服用劑量進行亞組分析顯示TG口服劑量>30 mg/d時能明顯降低24 h尿蛋白定量，且在30～60 mg/d的劑量范圍內，隨著藥物劑量的增大，降低24 h尿蛋白定量的效果越顯著，但TG口服劑量為60 mg/d和120 mg/d時，降低24 h尿蛋白定量的效果差別不大。試驗組加服TG能夠降低DKD病患者血肌酐和血尿素氮，在一定程度上可改善腎功能，延緩腎功能的惡化。試驗組與對照組丙氨酸轉氨酶、血白細胞計數比較差異無統計學意義(P>0.05)，試驗組不良反應發生率高于對照組，但不良反應癥狀均較輕，予停藥或對癥治療后均可恢復。

本Meta分析的創新點：①目前TG仍是臨床治療DKD的優勢中藥提取物，關于其臨床療效與不良反應的大數據統計Meta分析已過于陳舊，不能給臨床醫師提供最新的參考依據，且有諸多納入標準限制，為此本研究實施了更新、更全面、更符合臨床實際的薈萃分析。②本研究首次創新性的將TG服用劑量作亞組分析，觀察不同劑量條件下的24 h尿蛋白定量改善值，雖然存在服用藥物時間不齊的臨床限制，但本研究納入的579例患者仍可以粗略的為臨床醫師提供劑量上的參考。③本研究結果與既往研究存在出入，既往研究認為TG對DKD患者的腎功能無改善作用[33]，但本研究結果證實試驗組在降低血肌酐、降低血尿素氮方面優于對照組，即TG在一定程度上可延緩腎功能的惡化。

本研究仍存在以下局限性：①方法學質量低下，僅3篇RCT描述了隨機序列的產生，對于分配方案的隱藏、盲法，16篇RCT均未提及，并可能存在一定的發表偏倚。②對于臨床一線用藥且能夠降低蛋白尿的血管緊張素轉換酶抑制劑/ARB類藥物，有些研究的對照組并未提及是否應用。③TG為中藥雷公藤的提取物，目前主要是國內應用廣泛，國內期刊可見大量報道，而國外則缺乏研究，本研究雖檢索了中英文數據庫，但最后納入的973例受試者均為中國人，受到地域、飲食等環境因素影響。以上因素均可能影響本研究結論的真實性和可靠性。

綜上所述，聯合TG治療DKD的臨床療效肯定，安全性相當，為臨床醫師在治療方案的選擇上提供了一定的證據支持。但仍期待更多高質量、大樣本、多中心的隨機雙盲對照試驗，為二次評價提供更加準確客觀的循證醫學結論。