角膜塑形鏡配戴不同時長對青少年近視影響的Meta分析

劉 莎，董 竟，王 彬

0引言

近視是人類最常見的眼部疾病之一，預計到2050年，全球約50%的人口將會有不同程度的近視，更可怕的是約9.3億人口會發(fā)展為高度近視，由于我國人口基數(shù)大，我國勢必也將發(fā)展成為一個近視大國[1]。近視的廣泛流行，使得各種矯正和控制近視的方法也成為了大家關(guān)注的焦點。國內(nèi)外大量研究顯示，角膜塑形鏡目前是一種控制青少年近視進展的有效手段[2-3]。 其矯正近視的原理，首先是透氣隱形眼鏡產(chǎn)生的液壓力暫時塑造角膜，旨在通過改變中央角膜的形狀來矯正遠處的視力，其次是它使中間周邊角膜更陡，以使圖像對準或在周邊視網(wǎng)膜前方聚焦。暫時減低屈光度，進而達到最佳矯正視力[4]。角膜塑形鏡對近視進展控制效果顯著，已經(jīng)被廣大醫(yī)生和患者所接受，因此對其控制近視機制的研究也日趨深入[5]。但對于其配戴時間與效果的關(guān)系研究甚少，且缺乏足夠的循證醫(yī)學證據(jù)。該研究擬采用Meta分析的方式，觀察角膜塑形鏡對青少年近視患者裸眼視力、屈光度、角膜曲率及眼軸的影響。為廣大青少年近視患者指明控制近視的方向，正確把控配戴角膜塑形鏡的時間。

1資料和方法

1. 1資料

1. 1. 1文獻檢索(1)檢索數(shù)據(jù)庫為PubMed、CBM、WanFang Data、VIP 和CNKI等數(shù)據(jù)庫，檢索時限均從建庫至2019-04。(2)中文檢索詞：角膜塑形鏡、塑形角膜接觸鏡、OK鏡、青少年、近視、視力、屈光度、角膜曲率、眼軸。英文檢索詞：Orthokeratology、Ortho-K、Myopia、Nearsightedness、Keratometry。(3)采用主題詞與自由詞進行檢索。(4)通過追溯納入文獻的參考文獻及其他途徑進行文獻補充。

1. 1. 2文獻納入標準(1)研究對象：青少年近視患者(年齡6～18歲)。(2)研究類型：配戴角膜塑形鏡前為對照組，配戴角膜塑形鏡后為試驗組的臨床隨機對照試驗。(3)干預措施：夜間配戴角膜塑形鏡。(4)結(jié)局指標：主要結(jié)局指標為角膜曲率，次要指標為裸眼視力、屈光度及眼軸。(5)均為公開發(fā)表的文章。

1. 1. 3文獻排除標準(1)所觀察指標記錄不清楚。(2)配戴角膜塑形鏡隨訪時間不一致者。(3)發(fā)表語種為中、英文以外的文獻。

圖1文獻篩選流程及結(jié)果。

1.2方法文獻篩選與資料提?。河?名課題參與的研究人員獨立檢索、篩選文獻、提取資料并進行相互核對，經(jīng)過研讀后，剔除與本課題無相關(guān)性的文獻，之后再閱讀文獻的全文，最終考慮是否可以納入到Meta分析。相關(guān)文獻數(shù)據(jù)資料的提取，包含了該文獻的第一作者姓名，其發(fā)表所對應的年份，觀察對象的年齡，以及近視相關(guān)的一些數(shù)據(jù)指標：眼數(shù)、屈光度、配戴角膜塑形鏡前的角膜曲率，以及所配戴角膜塑形鏡的種類，配戴方式以及研究者所用的隨訪時間等，為了進行更加準確的分析，我們還提取了測量儀器的種類，之后根據(jù)Cochrane系統(tǒng)評價網(wǎng)提供的評價手冊(Ver5.1.0)中相關(guān)的標準對本研究納入的文獻進行方法學質(zhì)量評價。

統(tǒng)計學分析：采用RevMan5.3軟件進行Meta分析，異質(zhì)性采用卡方檢驗進行，若研究結(jié)果間無異質(zhì)性(P≥0.1及I2<50%時)，選擇固定效應模型進行效應值合并。反之，選擇隨機效應模型進行效應值合并。P<0.05表示差異具有統(tǒng)計學意義。采用Stata12.0進行Egger檢驗，以判斷文章的發(fā)表偏倚。所有結(jié)果均采用逐個剔除文獻的方法進行敏感性分析,以便判斷合并結(jié)果是否穩(wěn)定。

2結(jié)果

2.1納入文獻初篩共獲得相關(guān)研究458個，仔細閱讀全文后，最終納入8個研究[6-13]，共包括1136例青少年近視患者。文獻篩選流程及結(jié)果見圖1。

2.2納入研究的基本特征與方法學質(zhì)量評價結(jié)果納入研究的基本特征見表1，方法學質(zhì)量評價結(jié)果見表2。

2.3 Meta分析結(jié)果

2.3.1角膜曲率比較

2.3.1.1配角膜塑形鏡后1wk角膜曲率的情況共納入3個研究[7,11-12]。采用隨機效應模型進行Meta分析結(jié)果顯示，戴鏡1wk后與戴鏡前比，角膜曲率無明顯變化，其差異無統(tǒng)計學意義[1wk:MD=0.91,95%CI(-0.01～1.83),P=0.05]，見圖2。采用逐個剔除文獻的方法進行敏感性分析，當剔除李健等[11]研究時，異質(zhì)性顯著降低(I2=17%，P=0.27)，合并結(jié)果提示戴鏡1wk后角膜曲率變化有統(tǒng)計學意義[MD=0.58，95%CI(0.16～0.99)，P<0.05]，表明李健等[11]研究是導致配戴角膜塑形鏡前后角膜曲率改善程度產(chǎn)生異質(zhì)性的原因，說明配戴角膜塑形鏡1wk對角膜曲率的影響結(jié)論，需要更多高質(zhì)量的數(shù)據(jù)來證明(表3)。

圖2戴鏡1wk與戴鏡前角膜曲率變化的Meta分析。

圖3戴鏡1mo與戴鏡前角膜曲率變化的Meta分析。

表1 納入研究的基本特征

作者年份眼數(shù)年齡(歲)屈光度( x±s,D)戴鏡前角膜曲率( x±s,D)測量儀器塑形鏡種類配鏡方式隨訪時間李彬等20181348～16<-7.0043.82±1.07不詳四區(qū)多弧夜戴3～12mo劉明珠等201888平均14.6-3.67±0.6943.65±1.07不詳歐幾里德夜戴1wk～12mo任立群20181406～15-4.52±2.2443.55±1.10不詳四區(qū)多弧夜戴3～12mo李發(fā)標等20171008～18-1.5～-6.0042.78±1.13拓普康夢戴維夜戴1～12mo張進等20174088～15<-6.0042.20±1.10Pentacam不詳夜戴1～12mo李健等20158011～18-1.25～-6.5042.29±1.55Suoer SW -6.00四區(qū)七弧反轉(zhuǎn)幾何設計夜戴1wk～12mo蔣能等2014748～16-1.00～-6.0042.26±3.32Tms-4角膜地形圖夢戴維夜戴1wk～12mo李艷紅等20111129～15<-6.0043.55±1.10ORBSCAN ⅡZ美國E&E公司設計夜戴3～12mo

表2 納入研究的方法學質(zhì)量評價

納入研究隨機方法盲法分配隱藏結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性選擇性報告研究結(jié)果其他偏倚控制李彬等2018不清楚不清楚不清楚完整不清楚不清楚劉明珠等2018隨機不清楚不清楚完整不清楚不清楚任立群2018隨機不清楚不清楚完整不清楚不清楚李發(fā)標等2017不清楚不清楚不清楚完整不清楚不清楚張進等2017不清楚不清楚不清楚完整不清楚不清楚李健等2015不清楚不清楚不清楚完整不清楚不清楚蔣能等2014不清楚不清楚不清楚完整不清楚不清楚李艷紅等2011不清楚不清楚不清楚完整不清楚不清楚

表3 戴鏡1wk與戴鏡前角膜曲率變化的敏感性分析

納入文獻異質(zhì)性檢驗效應合并量I2(%)PMD(95% CI)原始Meta研究890.00010.91(-0.01～1.83)(刪除)劉明珠等[7]2018880.0030.99(-0.73～2.71)(刪除)李健等[11]2015170.270.58(0.16～0.99)(刪除)蔣能等[12]2014940.00011.21(0.10～2.33)

2.3.1.2 配角膜塑形鏡后1mo角膜曲率的情況共納入4個研究[7,9-11]。采用隨機效應模型進行Meta分析結(jié)果顯示，戴鏡1mo后與戴鏡前比，角膜曲率開始下降，其差異有統(tǒng)計學意義[1mo:MD=0.82,95%CI(0.12～1.53),P=0.02]，見圖3。采用逐個剔除文獻的方法進行敏感性分析，前后Meta分析的結(jié)果無顯著差異，表明合并結(jié)果穩(wěn)定(表4)。

2.3.1.3配戴角膜塑形鏡后3mo角膜曲率的情況共納入7個研究[6-11,13]。采用隨機效應模型進行Meta分析結(jié)果顯示，戴鏡3mo后與戴鏡前比，角膜曲率有所下降，其差異有統(tǒng)計學意義[3mo:MD=1.31,95%CI(0.63～2.00),P<0.05]，見圖4。采用逐個剔除文獻的方法進行敏感性分析,前后Meta分析結(jié)果無統(tǒng)計學意義,表明合并結(jié)果穩(wěn)定(表5)。

圖4戴鏡3mo與戴鏡前角膜曲率變化的Meta分析。

圖5戴鏡6mo與戴鏡前角膜曲率變化的Meta分析。

表4 戴鏡1mo與戴鏡前角膜曲率變化的敏感性分析

納入文獻異質(zhì)性檢驗效應合并量I2(%)PMD(95% CI)原始Meta研究960.000010.82(0.12～1.53)(刪除)劉明珠等[7]2018970.000010.82(-0.11～1.74)(刪除)張進等[10]2017920.000011.10(0.37～1.84)(刪除)李健等[11]2015930.000010.46(-0.07～0.99)(刪除)李發(fā)標等[9]2017970.000010.94(-0.10～1.97)

表5 戴鏡3mo與戴鏡前角膜曲率變化的敏感性分析

納入文獻異質(zhì)性檢驗效應合并量I2(%)PMD(95% CI)原始Meta研究970.000011.31(0.63～2.00)(刪除)任立群[8]2018970.000011.21(0.50～1.93)(刪除)劉明珠等[7]2018980.000011.38(0.56～2.19)(刪除)張進等[10]2017870.000011.52(1.14～1.91)(刪除)李健等[11]2015980.000011.22(0.48～1.95)(刪除)李發(fā)標等[9]2017980.000011.38(0.57～2.18)(刪除)李彬等[6]2018980.000011.26(0.50～2.01)(刪除)李艷紅等[13]2011970.000011.22(0.49～1.94)

2.3.1.4配角膜塑形鏡后6mo角膜曲率的情況共納入8個研究[6-13]。采用隨機效應模型進行Meta分析結(jié)果顯示，戴鏡6mo后與戴鏡前比，角膜曲率有所下降，其差異有統(tǒng)計學意義[6mo:MD=1.35,95%CI(0.62～2.09),P0.05](圖5)。采用逐個剔除文獻的方法進行敏感性分析,前后Meta分析結(jié)果無顯著差異,表明合并結(jié)果穩(wěn)定(表6)。

2.3.1.5配角膜塑形鏡后12mo角膜曲率的情況共納入8個研究[6-13]。采用隨機效應模型進行Meta分析，結(jié)果顯示，戴鏡12mo后與戴鏡前比，角膜曲率有所下降，其差異有統(tǒng)計學意義[12mo:MD=1.41，95%CI(0.68～2.14),P<0.05](圖6)。采用逐個剔除文獻的方法進行敏感性分析,前后Meta分析結(jié)果無顯著差異,表明合并結(jié)果穩(wěn)定(表7)。

表6 戴鏡6mo與戴鏡前角膜曲率變化的敏感性分析

納入文獻異質(zhì)性檢驗效應合并量I2(%)PMD(95% CI)原始Meta研究980.000011.35(0.62～2.09)(刪除)任立群[8]2018980.000011.24(0.48～2.00)(刪除)劉明珠等[7]2018980.000011.37(0.52～2.21)(刪除)張進等[10]2017890.000011.60(1.16～2.04)(刪除)李健等[11]2015980.000011.23(0.46～2.00)(刪除)李發(fā)標等[9]2017980.000011.46(0.54～2.26)(刪除)李彬等[6]2018980.000011.28(0.48～2.07)(刪除)李艷紅等[13]2011980.000011.24(0.47～2.01)(刪除)蔣能等[12]2014980.000011.51(0.74～2.29)

2.3.2屈光度變化情況共納入8個研究[6-13]。戴鏡12mo后與戴鏡前比，兩組間差異有統(tǒng)計學意義(P<0.01,I2=99%)。表明所納入研究間有異質(zhì)性，故選用了隨機效應模型進行效應量的合并。結(jié)果顯示差異有統(tǒng)計學意義[12mo:MD=2.61，95%CI(1.52～3.71),P0.05]。表明戴鏡后12mo屈光度增長得到有效控制(圖7)。采用逐個剔除文獻的方法進行敏感性分析,前后Meta分析結(jié)果無顯著差異,表明合并結(jié)果穩(wěn)定(表8)。

2.3.3眼軸變化情況共納入4個研究[8-10,12]。戴鏡12mo后與戴鏡前比兩組間差異無統(tǒng)計學意義(P=0.44,I2=79%)。表明所納入研究間有異質(zhì)性,故選用了隨機效應模型進行效應量的合并。結(jié)果顯示差異無統(tǒng)計學意義[12mo:MD=-0.06,95%CI(-0.21～0.09)，P=0.44]。以上數(shù)據(jù)說明戴鏡12mo后，眼軸增長沒有明顯變化(圖8)。采用逐個剔除文獻的方法進行敏感性分析，當剔除李發(fā)標等[9]研究時，異質(zhì)性顯著降低(I2=41%，P=0.18)，合并結(jié)果提示戴鏡12mo后眼軸變化無統(tǒng)計學意義[MD=-0.15，95%CI(-0.38～-0.08)，P=0.20]。表明李發(fā)標等[9]研究是導致配戴角膜塑形鏡前后眼軸變化產(chǎn)生異質(zhì)性的原因，但是Meta 分析的結(jié)果沒有變化,表明文章整體穩(wěn)定性較好(表9)。

圖6戴鏡12mo與戴鏡前角膜曲率變化的Meta分析。

圖7戴鏡12mo后與戴鏡前屈光度變化的Meta分析。

圖8戴鏡12mo后與戴鏡前眼軸變化的Meta分析。

表7 戴鏡12mo與戴鏡前角膜曲率變化的敏感性分析

納入文獻異質(zhì)性檢驗效應合并量I2(%)PMD(95% CI)原始Meta研究980.000011.41(0.68～2.14)(刪除)任立群[8]2018980.000011.33(0.54～2.11)(刪除)劉明珠等[7]2018980.000011.39(0.56～2.22)(刪除)張進等[10]2017830.000011.69(1.34～2.03)(刪除)李健等[11]2015980.000011.30(0.53～2.07)(刪除)李發(fā)標等[9]2017980.000011.43(0.59～2.28)(刪除)李彬等[6]2018980.000011.31(0.54～2.08)(刪除)李艷紅等[13]2011980.000011.33(0.54～2.11)(刪除)蔣能等[12]2014980.000011.56(0.79～2.34)

表8 戴鏡12mo后與戴鏡前屈光度變化的敏感性分析。

納入文獻異質(zhì)性檢驗效應合并量I2(%)PMD(95% CI)原始Meta研究990.000012.61(1.52～3.71)(刪除)任立群[8]2018990.000012.52(1.31～3.73)(刪除)劉明珠等[7]2018990.000012.74(1.59～3.89)(刪除)張進等[10]2017970.000012.37(1.58～3.11)(刪除)李健等[11]2015990.000012.67(1.47～3.87)(刪除)李發(fā)標等[9]2017990.000012.66(1.37～3.84)(刪除)李彬等[6]2018990.000012.52(1.30～3.73)(刪除)李艷紅等[13]2011990.000012.52(1.30～3.72)(刪除)蔣能等[12]2014990.000012.97(1.95～3.99)

2.3.4 裸眼視力變化情況共納入7個研究[6-10,12,13]。戴鏡12mo后與戴鏡前比，兩組間差異有統(tǒng)計學意義(P<0.01,I2=85%)。表明所納入研究間存在異質(zhì)性，所以我們采用了隨機效應模型進行分析。 結(jié)果顯示差異有統(tǒng)計學意義[12mo:MD=-0.81，95%CI(-0.84～-0.79)，P0.05]。表明戴鏡后12mo裸眼視力得到了提高(圖9)。采用逐個剔除文獻的方法進行敏感性分析，當剔除劉明珠等[7]研究時，異質(zhì)性顯著降低(I2=2%，P=0.40)，合并結(jié)果提示戴鏡12mo后眼軸變化有統(tǒng)計學意義[MD=-0.81，95%CI(-0.82～-0.80)，P<0.05]。表明劉明珠等[7]研究是導致配戴角膜塑形鏡前后裸眼視力變化產(chǎn)生異質(zhì)性的原因，但是Meta 分析的結(jié)果沒有變化,表明文章整體穩(wěn)定性較好(表10)。

圖9戴鏡12mo與戴鏡前裸眼視力變化的Meta分析。

表9 戴鏡12mo與戴鏡前眼軸變化的敏感性分析

納入文獻異質(zhì)性檢驗效應合并量I2(%)PMD(95%CI)原始Meta研究790.002-0.06(-0.21～0.09)(刪除)任立群[8]2018800.006-0.03(-0.17～0.10)(刪除)張進等[10]2017620.07-0.09(-0.40～0.22)(刪除)李發(fā)標等[9]2017410.18-0.15(-0.38～0.08)(刪除)蔣能等[12]2014860.0008-0.06(-0.24～0.12)

表10 戴鏡12mo與戴鏡前裸眼視力變化的敏感性分析

納入文獻異質(zhì)性檢驗效應合并量I2(%)PMD(95%CI)原始Meta研究850.00001-0.81(-0.84～-0.79)(刪除)任立群[8]2018860.00001-0.82(-0.84～-0.79)(刪除)劉明珠等[7]201820.40-0.81(-0.82～-0.80)(刪除)張進等[10]2017870.00001-0.81(-0.85～-0.78)(刪除)李發(fā)標等[9]2017870.00001-0.81(-0.84～-0.79)(刪除)李彬等[6]2018860.00001-0.82(-0.84～-0.79)(刪除)李艷紅等[13]2011860.00001-0.82(-0.84～-0.79)(刪除)蔣能等[12]2014860.00001-0.82(-0.84～-0.79)

2.4亞組分析由于納入研究的地區(qū)及屈光度范圍基本一致，且測量所用儀器型號不同，故無法進行亞組分析。

2.5發(fā)表偏倚采用Egger檢驗對戴鏡后角膜曲率變化的發(fā)表偏倚，提示無明顯發(fā)表偏倚(t=-0.82,P=0.445)，采用Begg檢驗發(fā)現(xiàn)Z=0.00，P=1.000，表明沒有發(fā)表偏倚(圖10)。

3討論

近視是指在眼睛調(diào)節(jié)放松狀態(tài)下，平行光線經(jīng)眼球屈光系統(tǒng)后聚焦在視網(wǎng)膜之前，隨著近視的發(fā)展，近視患者眼軸逐漸變長，看遠處時變得模糊[14]。伴隨著信息化時代的迅猛發(fā)展，近視發(fā)病率也在逐年增高，尤其在青少年中，總體發(fā)病率形勢嚴峻[15-17]。近視的持續(xù)進展將會產(chǎn)生一系列的負面影響，包括社會、經(jīng)濟、教育及生活質(zhì)量等多個方面[18]。目前近視的發(fā)病機制仍在探索中[19]，由于高度近視造成的視力喪失及其不可逆轉(zhuǎn)的并發(fā)癥，已成為全世界無法治療的視力喪失的主要原因之一[20]。針對以上諸多的原因，各種控制近視的方法也接踵而來，包括藥物、角膜塑形鏡、漸進/雙光眼鏡、手術(shù)和環(huán)境因素干預等[21-24]。但藥物中的阿托品治療，會有近距離閱讀困難、畏光、眼壓升高甚至全身不良反應等風險限制了其在臨床的廣泛推廣及應用[25]。而環(huán)境因素干預，如增加戶外活動時間，也被證明可降低近視發(fā)生率，但一般認為對已經(jīng)發(fā)生近視的兒童，未見控制近視進展的作用[26]。角膜塑形鏡采用反向幾何設計，應用高透氧性材料制作，通過改變角膜形狀進而改變屈光度[27]。現(xiàn)代角膜塑形鏡已被描述為阿托品治療近視的主要有效替代方案。角膜塑形鏡夜間配戴，白天即可提供清晰視力的優(yōu)勢，無需光學校正，更有利于日?；顒覽28-29]。Li等[30]Meta分析顯示角膜塑形鏡的安全性和可接受性都較好，而且更有利于控制中國青少年的近視。Lipson等[3]研究從各種機制證實了配戴角膜塑形鏡是控制近視進展的有效方法之一。同時，角膜塑形鏡的應用獲得了美國FDA的許可，因此它也得到了廣大眼科醫(yī)生和患者的青睞。2018年國家衛(wèi)生健康委員會、教育部、財政部三方聯(lián)合，開展了全國兒童青少年近視調(diào)查工作，聯(lián)合印發(fā)了《綜合防控兒童青少年近視實施方案》。青少年近視防控也將成為政府績效考核的指標之一[31]。積極響應國家號召，確保青少年健康成長，探索更加有效的方法控制青少年近視的發(fā)展已迫在眉睫。角膜塑形鏡是控制青少年近視進展的有效且安全的方法之一，但是長期有效地控制近視也取決于多種因素，包括合適的鏡片配戴，嚴格遵守鏡片的使用和護理方案，堅持常規(guī)隨訪等[32]。使用角膜塑形鏡控制近視的發(fā)展仍然需要大量高質(zhì)量的循證醫(yī)學證據(jù)來支持。

圖10文獻發(fā)表偏倚Begg圖。

本研究的目的是探討角膜塑形鏡配戴不同時長對青少年近視患者的視力、角膜曲率、屈光度及眼軸的影響。Meta分析結(jié)果顯示:(1)在戴鏡1wk后角膜曲率與戴鏡前相比，差異無統(tǒng)計學意義，但是在戴鏡1、3、6、12mo后角膜曲率與戴鏡前相比，出現(xiàn)了有統(tǒng)計學意義的差異，結(jié)果表明：配戴角膜塑形鏡可以控制近視發(fā)展，但需要長期堅持配戴才能達到預期效果。(2)配戴角膜塑形鏡后12mo眼軸長度與戴鏡前比較，差異無統(tǒng)計學意義，說明角膜塑形鏡對控制近視的進一步發(fā)展有顯著療效。(3)戴鏡1wk后角膜曲率變化的結(jié)果存在異質(zhì)性，結(jié)論可能不穩(wěn)定，尚需要更多可靠的數(shù)據(jù)提供依據(jù)。

本研究的局限性:(1)共納入8個研究，但納入研究的質(zhì)量太低，具體研究方法不清楚加之數(shù)量太少，而且缺少國外研究的支持。(2)本研究中部分納入文獻未對不同近視程度分組，無法進行更深入、更有臨床意義的亞組分析。(3)此次Meta分析涉及多個中心的研究，不同中心在配鏡種類及測量儀器方面不能達到統(tǒng)一標準，因此可能存在實施偏倚。(4)本次研究所納入的文獻，僅記錄了觀察指標1a的數(shù)據(jù)，遠期療效有待于進一步研究分析。

綜上所述，角膜塑形鏡可以降低角膜曲率，此外，配戴角膜塑形鏡還可以提高裸眼視力，控制眼軸及屈光度的增長，從各方面來控制青少年近視的發(fā)展。我們唯一要做的就是積極配合，長期堅持。當然，上述結(jié)論需要我們開展更加高質(zhì)量的研究來予以驗證。