尹 玫,李思琦,王 洋,劉 悅,張 哲,楊關(guān)林*
(1.遼寧中醫(yī)藥大學(xué),遼寧 沈陽 116600;2.遼寧中醫(yī)藥大學(xué)附屬醫(yī)院,遼寧 沈陽 110032)
痰證為痰濁之邪滯留于體內(nèi)的病證,臨床上根據(jù)痰濁因、證部位及癥狀表現(xiàn)的不同,有風(fēng)痰、燥痰、濕痰、寒痰、熱痰等病證[1]?!鞍俨〗杂商底鞒纭?,有研究顯示痰證相關(guān)疾病可出現(xiàn)在多個(gè)系統(tǒng),如循環(huán)系統(tǒng)的冠狀動(dòng)脈粥樣硬化性心臟病、高血壓、急性心肌梗死;神經(jīng)系統(tǒng)的腦梗死、缺血性腦血管??;呼吸系統(tǒng)的肺惡性腫瘤、肺炎、COPD;內(nèi)分泌代謝系統(tǒng)的非胰島素依賴型糖尿病、代謝綜合征、高脂血癥;生殖系統(tǒng)的不孕癥等疾病[2]。構(gòu)建動(dòng)物模型是研究痰證的重要方法,本研究擬采用Meta分析方法進(jìn)行中藥干預(yù)痰證動(dòng)物模型的系統(tǒng)評(píng)價(jià),為后續(xù)的痰證動(dòng)物模型研究提供依據(jù)。
由兩位研究者獨(dú)立篩選文獻(xiàn),遇到有爭議的地方和第三位研究者共同協(xié)商。分別以痰證、中醫(yī)、中西醫(yī)、中藥、動(dòng)物模型、草藥等為關(guān)鍵詞或主題詞檢索中文數(shù)據(jù)庫,包括CNKI、CBM、VIP、萬方數(shù)據(jù)庫。檢索時(shí)間為建庫到2018年10月1日。
研究對(duì)象為實(shí)驗(yàn)性痰證動(dòng)物模型,不限定動(dòng)物模型的構(gòu)建方式。干預(yù)措施為中藥組給予中藥或中成藥治療,模型組給予安慰劑對(duì)照治療。觀察指標(biāo)為血清總膽固醇、甘油三酯、高密度脂蛋白膽固醇、低密度脂蛋白膽固醇。語種限制為中文。
排除:①臨床研究和綜述類文獻(xiàn);②有關(guān)細(xì)胞及其他體外實(shí)驗(yàn)的文獻(xiàn);③干預(yù)措施為非中藥治療的文獻(xiàn);④無法獲得數(shù)據(jù)的研究。重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)僅保留1篇。
由兩位研究者獨(dú)立進(jìn)行資料提取,遇到有爭議的地方和第三位研究者共同商議。包括動(dòng)物類型、論文類型、干預(yù)措施、結(jié)局指標(biāo)等,并交叉互審。
評(píng)估動(dòng)物實(shí)驗(yàn)質(zhì)量的條目國際上有很多,但缺乏統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)。本研究采用SYRCLE動(dòng)物實(shí)驗(yàn)偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具推薦的6類偏倚類型共10個(gè)條目進(jìn)行評(píng)價(jià):選擇性偏倚、實(shí)施偏倚、測(cè)量偏倚、失訪偏倚、報(bào)告偏倚、其他偏倚。結(jié)果以“是”“否”和“不確定”分別代表低偏倚風(fēng)險(xiǎn)、高偏倚風(fēng)險(xiǎn)和不確定偏倚風(fēng)險(xiǎn)。由兩位研究者各自獨(dú)立閱讀文獻(xiàn),并單獨(dú)進(jìn)行偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估,遇有不一致的評(píng)價(jià)結(jié)果時(shí)需由兩人討論解決,意見一致后通過,不一致時(shí)需由本篇通訊作者參與討論解決以達(dá)成一致結(jié)果。
使用Revman 5.3軟件進(jìn)行Meta分析。計(jì)數(shù)資料采用比值比(OR)或相對(duì)危險(xiǎn)度(RR)為療效分析統(tǒng)計(jì)量;計(jì)量資料采用均數(shù)差(MD)或標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差(SMD),各效應(yīng)量均以 95%可信區(qū)間(95%CI)表示。最后,對(duì)納入的指標(biāo)采用漏斗圖分析納入文獻(xiàn)的偏倚情況,最后對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行分析。
共檢索到中文文獻(xiàn) 328篇。剔除重復(fù)文獻(xiàn) 31篇,閱讀文題及摘要篩除臨床研究、綜述、細(xì)胞研究及其他體外研究文獻(xiàn)共 168篇,閱讀全文剔除非線粒體氧化應(yīng)激損傷相關(guān)研究、檢測(cè)標(biāo)本不明確、標(biāo)本制備方法缺陷、數(shù)據(jù)不完整、重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)共120篇,最終納入文獻(xiàn)9篇,所有實(shí)驗(yàn)均在中國進(jìn)行,均以中文發(fā)表。
結(jié)果見表2。
Meta分析結(jié)果顯示:在改善動(dòng)物模型的痰證指標(biāo)方面,中藥組較模型組改善效果更明顯。10篇文獻(xiàn)報(bào)道了血清TG變化,Meta分析結(jié)果顯示:中藥組可以明顯降低血清TG水平(P<0.000 01)。9篇文章報(bào)道了血清TC變化,Meta分析結(jié)果顯示:中藥組可以明顯降低血清TC水平(P<0.000 01)。5篇文章報(bào)道了血清HDL-C變化,Meta分析結(jié)果顯示:中藥組可以明顯升高血清TC水平(P<0.000 01)。6篇文章報(bào)道了血清LDL-C變化,Meta分析結(jié)果顯示:中藥組可以明顯降低血清LDL-C水平(P<0.000 01)。
10篇文獻(xiàn)評(píng)價(jià)血清TG制作了漏斗圖,分別以MD為橫坐標(biāo),SE為縱坐標(biāo),文獻(xiàn)漏斗不對(duì)稱,可能發(fā)生偏倚。9篇文獻(xiàn)評(píng)價(jià)血清TC制作了漏斗圖,分別以MD為橫坐標(biāo),SE為縱坐標(biāo),文獻(xiàn)漏斗圖不對(duì)稱,可能發(fā)生偏倚。
痰證主要辨證指標(biāo)為咳痰、喉中痰鳴、舌苔膩、脈滑;次要辨證指標(biāo)為胸腹痞滿、嗜睡、肥胖、口干不飲、惡心嘔吐、口眼歪斜[3]。痰證與脂質(zhì)代謝關(guān)系密切,一般用TC、TG、HDL-C、LDL-C作為微觀指標(biāo)[4]。HDL-C是抗動(dòng)脈粥樣硬化的脂蛋白,是體內(nèi)的保護(hù)因子。LDL-C是被氧化的低密度脂蛋白膽固醇,當(dāng)其過量時(shí),易引起動(dòng)脈硬化。本研究發(fā)現(xiàn),中藥干預(yù)痰證動(dòng)物模型在療效評(píng)價(jià)指標(biāo)方面,可以降低血清TC、TG、LDL-C,升高血清HDL-C,差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。但按照動(dòng)物不同屬種進(jìn)行亞組分析,結(jié)果顯示中藥對(duì)小鼠模型TG結(jié)果無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,中藥對(duì)地鼠模型TC結(jié)果無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,中藥對(duì)大鼠模型TC結(jié)果無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,中藥對(duì)小鼠模型HDL-C結(jié)果無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,中藥對(duì)地鼠模型LDL-C結(jié)果無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,中藥對(duì)小鼠模型LDL-C結(jié)果無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。我們對(duì)這些亞組納入的文獻(xiàn)進(jìn)行了原文分析,發(fā)現(xiàn)可能是由于小鼠模型的種類不同導(dǎo)致的,目前痰證動(dòng)物模型的建立比較少,而且缺乏對(duì)動(dòng)物屬種的統(tǒng)一要求,因此,建議后續(xù)開展動(dòng)物實(shí)驗(yàn)研究應(yīng)多關(guān)注此方面內(nèi)容,高質(zhì)量的動(dòng)物實(shí)驗(yàn)系統(tǒng)評(píng)價(jià)會(huì)減少實(shí)驗(yàn)過程中原材料的浪費(fèi),避免一些不必要的研究[5]。
納入的9篇文獻(xiàn)均為國內(nèi)研究者發(fā)表的中文文獻(xiàn),且大部分文獻(xiàn)報(bào)告指標(biāo)均為陽性結(jié)果,因此,研究結(jié)論可能存在發(fā)表偏倚。本研究根據(jù)檢索策略僅對(duì)中文數(shù)據(jù)庫進(jìn)行了全面檢索,但在外文數(shù)據(jù)庫可能也會(huì)出現(xiàn)此類研究,因此,可能會(huì)漏檢非中文撰寫的相關(guān)文獻(xiàn),導(dǎo)致納入文獻(xiàn)不夠全面。
通過本研究發(fā)現(xiàn),中藥可通過干預(yù)痰證動(dòng)物模型來發(fā)揮臨床療效,但此類中醫(yī)藥研究仍缺乏系統(tǒng)性。此類研究在是否采用盲法和分配隱藏等方面報(bào)道不充分,且研究造模方法、中藥制劑形式、干預(yù)周期、給藥方式等差異將可能影響結(jié)果的可靠性,期待大量可靠的研究進(jìn)一步提供痰證干預(yù)動(dòng)物模型的療效證據(jù)。
圖1 總膽固醇漏斗圖
圖2 甘油三酯漏斗圖
表1 Meta分析結(jié)果
表2 文獻(xiàn)偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估結(jié)果
表3 文獻(xiàn)基本特征