當歸補血湯對荷瘤小鼠腫瘤生長抑制作用的Meta分析

王寶泉 張培彤 劉吟宇

惡性腫瘤又稱癌癥，是一種病因復雜、以細胞異常分裂增殖為主要表現的疾病，其發病部位可遍及全身，病理組織學分型多樣，生存期相對較短[1]。在中醫古文獻中，積聚、癥瘕、鼓脹、癭瘤等疾病的癥候與其相類似。治療方面，現代醫學主要采用手術、化學治療、放射治療、分子靶向治療、細胞免疫治療等，其雖有確定的治療效果，但也給患者帶來了不同程度的毒副作用和不良反應[2]。中醫藥治療腫瘤療效確切，且能夠起到減毒增效、穩定腫瘤病灶的作用[3]。當歸補血湯為中醫“補法”代表方，而有關補益劑的抗腫瘤效果尚未確定，部分學者認為其會促進腫瘤生長，也有學者認為其可延長患者生存期，提高生活質量[4]。

為研究當歸補血湯對腫瘤生長的抑制作用，運用循證醫學方法，檢索整理研究對象為荷瘤小鼠，主要干預措施為當歸補血湯的隨機對照動物實驗研究進行Meta分析，系統評價干預措施的有效性，并通過探索異質性提出新假說，以期更好的指導臨床試驗。

1 資料與方法

1.1 數據來源

檢索中國知識資源總庫(CNKI)、中國學術期刊數據庫(萬方數據)、中文科技期刊數據庫(重慶維普)、中國生物醫學文獻數據庫(CBMdisc)、PubMed、Embase、Cochrane Library中當歸補血湯干預荷瘤小鼠腫瘤生長的隨機對照動物實驗研究，檢索范圍均為建庫至2022年5月。制定主題詞與自由詞，中文數據庫采用專業檢索。以萬方為例，檢索策略如下：“(當歸補血湯OR當歸補血湯加味OR芪歸OR黃芪當歸湯)AND(腫瘤OR抗腫瘤OR癌)”。英文數據庫采用主題詞檢索，檢索策略為“#1 Search:(Chinese Angelicae Decoction)OR(DangguiBuxueTang)OR(DangguiBuxueDecoction)OR(Angelic enrich blood soup)OR(Angelicae Sinensis Decoction);#2 Search:(tumor)OR(the anti-tumor effect)OR(cancer)OR(Neoplasms);#3 Search:#1 AND #2”。

1.2 納入標準與排除標準

納入標準：(1)文獻類型：隨機對照動物實驗；(2)主要干預措施：當歸補血湯或當歸補血湯加味；(3)研究對象：荷瘤小鼠，其動物品系，性別，年齡，荷瘤模型，致瘤部位不限；(4)結局指標：瘤重或瘤體積。

排除標準：(1)未報告主要結局指標標準差；(2)未報告組內小鼠數量；(3)相同實驗重復發表；(4)實驗組小鼠數量∶對照組小鼠數量>3∶2。

1.3 文獻篩選

兩位研究員獨立對檢索到的文獻進行篩選，采用EndNotex9軟件進行文獻管理，依次通過閱讀標題、閱讀摘要、閱讀全文進行篩選。期間嚴格遵守納入標準和排除標準，如有分歧討論解決或交由第三方仲裁。

1.4 資料提取

對符合標準、最終納入的文獻入組編號，采用EndNotex9軟件進行文獻管理。由兩位研究者獨立按照預先設定的“文獻特征表”進行資料的提取，提取項目包括：作者、年份、小鼠品系、性別、荷瘤模型、致瘤部位、組內數量、干預措施、劑量、化療情況、療程、相關結局指標。

1.5 文獻質量評價

兩位研究者獨立按照SYRCLE工具[5]進行質量評價，主要評價條目如下：(1)隨機序列產生；(2)基線特征；(3)隱蔽分組；(4)隨機化動物安置；(5)盲法(飼養員與研究者)；(6)隨機性結果評估；(7)盲法(結局評價者)；(8)結局數據不完整；(9)選擇性報告結果；(10)其他偏倚。某條目評價為“是”，該項加1分，評價為“否”或“不確定”不得分，統計各研究質量評分結果。

1.6 Meta分析

采用Cochrane協作網提供的RevMan 5.3軟件進行Meta分析。根據已有研究結果，為了更好地解釋干預效應，將實驗組干預措施產生的效應與對照組自身的效應進行比較[6]，輸入RevMan 5.3軟件前，對各組原始數據進行換算處理，采用正態化均數差(NMD)作為效應尺度。按照DBD劑量的不同進行分組，并進行異質性檢驗，各組內若I2>50%，P<0.1視為存在統計學異質性，采用隨機效應模型，對存在較大異質性的組別運用逐篇剔除文獻法探尋異質性來源；若I2<50%，P>0.1視為不存在統計學異質性，采用固定效應模型。對納入的所有比較繪制漏斗圖評價潛在的發表偏倚。采用改變效應模型及逐篇剔除文獻法進行敏感性檢驗，以評估Meta分析結果穩定性。

1.7 分層Meta分析

按照以下標準對所有比較進行分層Meta分析：DBD劑量、文章質量評分、小鼠品系、化療情況、荷瘤模型、療程。將分層標準內各組NMD(%)結果作為效應量，代表治療組改善占對照組結局的比例。各組之間通過分割異質性和用自由度為n-1的χ2分布(n為組數)進行差異顯著性評估[7]。為避免多重比較的假陽性風險，采用比固定效應模型更加保守的隨機效應模型進行檢驗，將檢驗水準設定為P<0.005。

2 結果

2.1 文獻檢索及篩選

初檢得到相關文獻1089篇，其中包括中文文獻872篇、英文文獻217篇。嚴格按照納入排除標準進行篩選，最終納入14篇文獻進行Meta分析，具體信息如圖1。

圖1 文獻篩選流程圖

2.2 納入文獻特征及質量評分結果

文獻基本特征：共納入14篇文獻[8-21]，在表中按順序對其進行編號，其具體特征見表1，根據上述分層Meta分析要求，將研究中分組按主要特征的不同進行拆分，共得到組間差異僅為DBD干預的30個不同比較。根據DBD生藥劑量的不同，將其分為4～8 g/kg、8～12 g/kg、12～16 g/kg、16～32 g/kg、32～64 g/kg五組進行Meta分析。

表1 納入文獻特征表

各組根據生藥重量進行劑量換算，1號、4號文獻因未提供DBD濃縮提取物與生藥重量換算比例，故劑量為不明，僅取其組內DBD劑量相對較高的比較參與匯總及其他特征的分層Meta分析。結局指標僅提取直接反映腫瘤生長抑制情況的瘤重或瘤體積，因瘤體生長較不規則，按目前方法[22]估算體積較直接稱取瘤重精確性下降，故首選瘤重作為結局指標。

質量評價結果：其中位質量評分為4.5，大部分未得分條目因未提供明確信息被評為“不確定”。13號文獻稱瘤重與測生命延長率相關敘述矛盾，故條目(6)、(8)評為“否”。1、3、4號文獻因測瘤體積為主要結局指標，受主觀干擾較大，故條目(7)評為“否”。未控制各組間小鼠性別均衡的文獻，條目(10)均評為“否”，具體見表2。

表2 偏倚風險評價表

2.3 Meta分析結果

2.3.1 劑量4～8 g/kg組 共納入6個比較，剔除3號文獻相應比較后，組內I2由88%降為0%，故確定其為組內異質性來源。異質性檢驗得(P=0.74，I2=0%)，采用固定效應模型進行合并，Meta分析結果顯示，劑量4～8 g/kg DBD可對荷瘤小鼠腫瘤生長產生抑制作用[NMD(%)=-10.71，95%CI(-17.49,-3.92)，P=0.002]，具體見圖2。

圖2 4～8 g/kg組森林圖

2.3.2 劑量8～12 g/kg組 共納入4個比較，異質性檢驗得(P=0.39，I2=1%)，故采用固定效應模型進行合并，Meta分析結果顯示，劑量8～12 g/kg DBD可對荷瘤小鼠腫瘤生長產生抑制作用[NMD(%)=-18.42，95%CI(-36.40,-0.44)，P=0.04]，具體見圖3。

圖3 8～12 g/kg組森林圖

2.3.3 劑量12～16 g/kg組 共納入7個比較，異質性檢驗得(P=0.11，I2=42%)，故采用固定效應模型進行合并，Meta分析結果顯示，劑量12～16 g/kg DBD可對荷瘤小鼠腫瘤生長產生抑制作用[NMD(%)=-30.75，95%CI(-38.59,-22.91)，P<0.00001]，具體見圖4。

圖4 12～16 g/kg組森林圖

2.3.4 劑量16～32 g/kg組 共納入7個比較，異質性檢驗得(P<0.00001，I2=84%)，故采用隨機效應模型進行合并，Meta分析結果顯示，劑量16～32 g/kg DBD可對荷瘤小鼠腫瘤生長產生抑制作用[NMD(%)=-36.98，95%CI(-55.19,-18.76)，P<0.00001]，具體見圖5。

圖5 16～32 g/kg組森林圖

2.3.5 劑量32～64 g/kg組 共納入2個比較，異質性檢驗得(P=0.08，I2=68%)，故采用隨機效應模型進行合并，Meta分析結果顯示，劑量32～64 g/kg DBD可對荷瘤小鼠腫瘤生長產生抑制作用[NMD(%)=-57.78，95%CI(-78.30,-37.26)，P<0.00001]，具體見圖6。

圖6 32～64 g/kg組森林圖

2.3.6 發表偏倚及敏感性檢驗 對所有比較匯總后繪制漏斗圖，可見其左右兩側較為對稱，故可說明本次研究不存在發表偏倚，詳見圖7。對上述5組Meta分析結果進行敏感性檢驗，發現8～12 g/kg組結果較不穩定，尚需補充進一步研究以確定結果。其余組別經更換效應模型、逐篇剔除文獻后，結果均無顯著改變，較為穩定，可說明Meta分析結果可信度較高。見圖7。

圖7 漏斗圖

2.4 分層Meta分析結果

由前所述方法對所有比較在不同研究特征的維度下進行分層Meta分析，匯總結果后發現：在劑量范圍(χ2=26.90，df=4，P<0.0001)、質量評分(χ2=16.75，df=4，P<0.002)維度下的研究分類解釋了大部分總異質性來源(χ2=154.64，df=29，P<0.00001)。

劑量方面(χ2=26.90，df=4，P<0.0001)，可見在目前已研究的所有劑量范圍內，DBD均有抑制荷瘤小鼠腫瘤生長作用，且隨劑量增高，效應量增大，兩變量間存在交互作用，詳見表3。

表3 劑量—效應量關系表

質量評分方面(χ2=16.75，df=4，P<0.002)，質量評分為3時，DBD效果較不確定，且質量評分越高，效應量越小，P值達到檢驗標準，詳見表4。

表4 質量評分—效應量關系表

其余特征維度下，P值均未達到檢驗標準，不能說明小鼠品系(χ2=0.97，df=3，P=0.81)、化療情況(χ2=2.11，df=2，P=0.35)、療程(χ2=0.01，df=2，P=0.99)的變化，對效應量產生影響；荷瘤模型(χ2=9.86，df=3，P=0.02)維度下，小鼠結腸癌模型效應量有升高的趨勢，但未達檢驗水準，其相應維度與效應量關系見表5。

表5 小鼠品系、化療情況、荷瘤模型、療程—效應量關系表

3 討論

受人口老齡化加速、生活方式及環境轉變的影響，我國惡性腫瘤的發病和死亡人數預計將在未來幾十年內持續上升[23]。現代醫學治療惡性腫瘤的各種方法有其適用條件[2]，且會不同程度地給患者帶來毒副作用和不良反應，對患者生活質量產生影響[24]。中醫藥治療惡性腫瘤具有適用范圍廣、不良反應小等特點，是腫瘤綜合治療中不可或缺的一環。關于病因，現代醫學認為其與化學因素、飲食與運動因素、感染因素、輻射因素、遺傳因素、物理因素等有關。其發病誘因較為復雜，在個體層面上探明導致惡性腫瘤發生的原因幾乎不可能。中醫學認為惡性腫瘤多起病于正氣虧虛，后由外感毒邪、內傷情志、勞倦失和等因素引發，終而形成寒、熱、毒、濕、痰、瘀等不同證型。當歸補血湯出自李東垣《內外傷辨惑論》，由黃芪、當歸按5∶1比例配合而成。據有關藥理研究顯示[25],當歸補血湯在抗腫瘤方面，具有改善血流變、抗損傷、誘導細胞自噬、抑制腫瘤內皮細胞增殖、增強免疫功能等多方面作用。黃芪性甘溫，善補心、脾、肺等臟，可益氣補血，增強臟腑功能。當歸性甘辛溫，可活血補血，行血中之氣。《圣濟總錄》：“瘤之為義，留置而不去也，氣血流行不失其常……瘤所以生。”按中醫學理論，二藥和之補其虛損、行其氣血，從而起到益氣導滯、消瘤化積之功。

本研究存在的不足：(1)納入文獻質量評分普遍不高，在隨機序列產生、基線特征、隱蔽分組、飼養員盲法應用條目上所有文獻均未得分。(2)本研究效應量隨文獻質量評分的升高而減小。平衡考慮評分為4、5、6的三個組別，不認為劑量作為混雜因素對質量評分分層結果產生巨大干擾，故DBD真實抑制腫瘤生長效果可能低于本研究結果。故今后仍有必要開展更多實驗設計科學、嚴謹，且遵守報告規范的高質量動物實驗研究，進一步檢驗、校正本研究結果，以更好地推動研究成果向臨床轉化。