芪明顆粒治療糖尿病腎病的有效性研究：隨機對照試驗的系統(tǒng)評價和Meta分析＊

吳挺超，何進德，岳仁宋，何茗苠，吳紹祺

（1.成都市第二人民醫(yī)院 成都 610011；2.眉山市彭山區(qū)中醫(yī)醫(yī)院 眉山 620800；3.成都中醫(yī)藥大學附屬醫(yī)院成都 610072；4.寧夏醫(yī)科大學中醫(yī)學院 銀川 750004）

2019年國際糖尿病聯(lián)盟（IDF）發(fā)布的第九版糖尿病地圖顯示，全球20-79歲的成年人中約有4.63億糖尿病患者，發(fā)病比例占到該年齡組人群的9.3%[1]。糖尿病腎?。―iabetic kidney disease，DKD）定義為糖尿病引起的慢性腎臟疾病，也是最常見的糖尿病微血管并發(fā)癥之一，相關流行病學調查數(shù)據[2]提示20%-40%的糖尿病患者存在有DKD。現(xiàn)階段DKD已經成為了終末期腎?。‥nd-stage renal disease，ESRD）的首要原因[3-4]，約有50%的DKD患者最終會發(fā)展為ESRD[5]。DKD的發(fā)病機制復雜，目前認為與胰島素抵抗、氧化應激、慢性炎癥、腎臟血流動力學的改變以及腎素-血管緊張素-醛固酮系統(tǒng)的過度激活均有關聯(lián)[6-7]?，F(xiàn)階段現(xiàn)代醫(yī)學對DKD的治療主要包括了降低心血管風險、控制血糖及血壓等基礎干預措施，缺乏有效遏制病情進展的治療藥物，而中醫(yī)藥在DKD的治療上具有獨特的優(yōu)勢和特色。

芪明顆粒（成分包括黃芪、地黃、枸杞子、決明子、葛根、茺蔚子、蒲黃和水蛭）是我國首個被國家食品藥品監(jiān)督管理局批準用于治療糖尿病視網膜病變（Diabetic retinopathy，DR）的中成藥。相關的臨床研究和薈萃分析表明，該藥能夠有效改善DR患者的視網膜血液循環(huán)，減輕缺血損傷和黃斑水腫，并在《中國2型糖尿病防治指南（2020年版）》中被推薦用于DR的治療[8]。異病同治是中醫(yī)學診治疾病的重要特色，基于芪明顆粒益氣生津、滋養(yǎng)肝腎的功效，近年來該藥也被不少學者用于DKD的治療。本研究旨在用系統(tǒng)評價和Meta分析來評估芪明顆粒治療DKD的有效性和安全性，以期為擴大芪明顆粒的臨床應用范圍提供更高級別的詢證支撐。

1 方法

1.1 檢索策略

兩名研究員分別檢索以下中英文數(shù)據庫：中國知網（China National Knowledge Internet，CNKI）、維普數(shù)據 庫（VIP Information Chinese Periodical Service Platform，VIP）、中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據庫（Chinese Biomedicine Literature Database，CBM）、萬方數(shù)據知識服務平臺（Wanfang Data Knowledge Service Platform，WANGFANG）、中國臨床試驗注冊中心（Chinese Clinical Trial Registry，ChiCTR）、PubMed數(shù) 據 庫 、Embase數(shù)據庫和Cochrane圖書館，檢索的時間范圍為各數(shù)據庫建庫起至2021年8月。中文數(shù)據庫以主題詞和題名/關鍵詞結合的方式進行檢索，檢索詞包括“芪明顆?！?、“糖尿病腎病”、“糖尿病腎臟疾病”、“糖尿病性腎病”。英文數(shù)據庫以主題詞結合自由詞的方式進行檢索，檢索詞包括“qiming granule”、“qi-ming granule”、“qiming keli”、“qiming”、“Diabetic Kidney Disease”、“Diabetic Kidney Diseases”、“Kidney Disease,Diabetic”、“Kidney Diseases, Diabetic”、“Diabetic Nephropathy”、“Nephropathies,Diabetic”、“Nephropathy,Diabetic”、“Diabetic Glomerulosclerosis”、“Glomerulosclerosis,Diabetic”。文獻語種限定為中文或英文。

1.2 文獻篩選標準

納入標準：①研究對象：受試者均符合DKD診斷標準[9]；②干預措施：對照組予以控制血糖、血壓、血脂等常規(guī)綜合治療，試驗組在對照組干預方案基礎上加用芪明顆粒治療；③結局指標：包含以下至少一項：尿白蛋白排泄率（Urinary albumin excretion rate，UAER）、24 h尿微量白蛋白定量（24-hour urine microalbumin，24 hUMA）、血肌酐（Serum creatinine，SCR）、尿素氮（Blood urea nitrogen，BUN）、血 β2-微球蛋白（β2-microglobulin，β2-MG）、24 h尿量、水腫評分、糖化血紅蛋白（Glycated hemoglobin A1c，HbA1c）、空腹血漿葡萄糖（Fasting plasma glucose，F(xiàn)PG）、餐后2 h血漿葡萄糖（2-hour postprandial blood glucose，2 hPG）、甘油三酯（Total triglyceride，TG）、膽固醇（Total cholesterol，TC）、高密度脂蛋白膽固醇（High-density lipoproteincholesterol，HDL-C）、低密度脂蛋白膽固醇（Lowdensity lipoprotein-cholesterol，LDL-C）；④研究設計：隨機對照試驗（Randomized controlled trial，RCT）。

排除標準：①動物實驗；②重復報道的研究；③試驗組干預措施除芪明顆粒外還加用了其他中藥制劑；④尚未發(fā)表的注冊試驗方案，且其研究數(shù)據無法獲取。

1.3 數(shù)據提取

采用EndNote X9軟件對檢索到的文獻進行管理。兩名研究員獨立根據納入和排除標準獨立對文獻進行篩選，如遇分歧則交由通訊作者進行裁決。刪除重復文獻后首先根據標題及摘要進行初篩，排除無關文獻，接著通過閱讀全文進行復篩，以確定納入分析的研究。建立Excel表格對資料進行提取，采集的數(shù)據主要包括：第一作者、文獻發(fā)表年份、樣本量、干預措施、給藥劑量、干預療程、結局指標（平均值和標準差）及不良反應報告等。

1.4 文獻質量評價

兩名研究員獨立依據Cochrane風險偏倚評估工具[10]對納入研究的質量進行評估，分歧交由通訊作者裁決。評估內容包含七大偏倚：①隨機序列的產生；②分配隱藏；③對實驗員和受試者實施盲法；④對結局評估者實施盲法；⑤結果數(shù)據不完整；⑥選擇性報告；⑦其他偏倚。采用RevMan 5.3軟件繪制文獻質量評價圖。

1.5 數(shù)據統(tǒng)計與分析

RevMan 5.3軟件用于對結局數(shù)據進行Meta分析。本研究所有納入的結局指標均為連續(xù)變量，以I2和CochraneQ檢驗來評估納入研究的異質性，I2≤ 50%且PQ檢驗＞0.1提示組間異質性無統(tǒng)計學差異，通過固定效應模型進行效應量合并，若I2＞50%且PQ檢驗＜0.1則采用隨機效應模型進行效應量合并。合并效應量以均數(shù)差（Mean difference，MD）/標準化均數(shù)差（Standardized mean difference，SMD）及 95% 置信區(qū)間（Confidence interval，CI）表示，P＜0.05視為差異有統(tǒng)計學意義?；诏煶虝r間對主要結局指標（UAER、24 hUMA、SCR和BUN）進行亞組分析。若某結局指標納入的文獻 ＞10篇，則通過繪制漏斗圖以評估發(fā)表偏倚。基于逐個排除研究的方法進行敏感性分析，以判斷Meta合并結果的穩(wěn)健性。最后通過GRADE系統(tǒng)[11]對各結局指標的總體質量進行評價。

2 結果

2.1 納入研究的基本特征

本研究共檢索到文獻110篇，依據納入及排除標準進行篩選后，共有11項研究最終被納入分析，文獻篩選的詳細流程見圖1。納入文獻的發(fā)表時間區(qū)間在2013-2020年，均為中文文獻，總樣本量1141例，其中受試組574例，對照組567例，絕大部分研究采用的芪明顆粒劑量為4.5 g tid，療程區(qū)間為2周-6個月，所有納入研究的組間基線資料均可比，詳見表1。

2.2 納入文獻的質量評價

在納入的11個研究中，有5個研究[13,17-18,20,22]報告采用了隨機數(shù)字表法產生隨機序列，其余研究僅提及隨機，并未描述具體的隨機實施方法。所有研究均未報告隨機分配方案的隱藏情況，也未提及對受試者、研究人員或結局評估人員設盲。11個研究均無脫離病例，并且全部報告了預先設定的結局指標，所有研究均無法判斷是否存在其他偏倚風險。詳細的偏倚風險評估情況見圖2。

2.3 Meta分析

2.3.1 主要結局指標

（1）尿白蛋白排泄率

圖1 文獻篩選流程圖

表1 納入研究的基本特征

納入的文獻中共有5個研究[15-16,18,21-22]納入了UAER作為結局指標，異質性檢驗提示各研究間異質性較大（P＜0.00001，I2=99%），采用隨機效應模型進行效應量合并，結果提示在降低UAER方面試驗組要優(yōu)于 對 照 組 [MD=-28.65 μg·min-1，95%CI(-50.75，-6.55)，P=0.01]，見圖3?；诏煶踢M行的亞組分析未能降低研究間的異質性，亞組分析結果詳見表2。

（2）24 h尿微量白蛋白定量

有2個研究[19-20]納入24 h UMA作為結局指標，異質性檢驗提示Q檢驗P=0.03＞0.1但I2檢驗=78%＞50%，考慮納入研究較少導致Q檢驗的檢驗效能降低，此時I2統(tǒng)計量更為穩(wěn)健可靠，仍然采用隨機效應模型進行Meta分析，結果顯示在降低24 h UMA上試驗組要優(yōu)于對照組[MD=-47.67 mg，95%CI(-75.18，-20.16)，P=0.0007]，見圖4。由于在該項指標上研究數(shù)量的局限，亞組分析未能展開。

（3）血肌酐

共有7個研究[12,14,16-19,22]以SCR作為結局指標，各研究間異質性存在統(tǒng)計學差異（P＜0.00001，I2=91%），以隨機效應模型合并效應量，統(tǒng)計結果提示試驗組在降低 SCR 的療效上要優(yōu)于對照組[MD=-18.16 μmol·L-1，95%CI(-26.01，-10.30)，P＜0.00001]，見圖 5。亞組分析結果詳見表2，在2周至1個月療程的亞組中，試驗組與對照組在降低SCR上沒有統(tǒng)計學差異。

（4）尿素氮

圖2 納入研究的方法學質量

圖3 UAER組間比較森林圖

共4個研究[12,14,18-19]納入BUN作為結局指標，各研究間異質性有統(tǒng)計學差異（P=0.0008，I2=82%），以隨機效應模型合并效應量，結果顯示試驗組在降低BUN的療效方面要優(yōu)于對照組[MD=-1.72 mmol·L-1，95%CI(-2.16，-1.28)，P＜0.00001]，見圖 6。由于在該項指標上研究數(shù)量的局限，亞組分析未能展開。

2.3.2 次要結局指標

（1）血β2-微球蛋白

血β2-MG被3個研究納入作為結局指標，各研究異質性較大，以隨機效應模型進行統(tǒng)計分析，顯示在降低血β2-MG方面試驗組要優(yōu)于對照組（P＜0.05），詳見表3。

（2）24 h尿量

24 h尿量被2個研究納為結局指標，研究間異質性無統(tǒng)計學差異，以固定效應模型合并效應量，顯示在增加尿量上試驗組優(yōu)于對照組（P＜0.05），見表3。

（3）水腫評分

水腫評分被2個研究納為結局指標，該兩篇文獻均依據尼莫地平法評估受試者的水腫情況，且評分細則一致（1分：水腫局限在足踝以下；2分：脛前水腫，按之未沒指；3分：脛前凹陷性水腫，按之沒指；4分：四肢均出現(xiàn)水腫；5分：合并漿膜腔積液）。因研究間異質性較大，選擇隨機效應模型進行統(tǒng)計，顯示試驗組的水腫評分改善要優(yōu)于對照組（P＜0.05），見表3。

（4）糖脂代謝指標

納入各糖脂代謝指標的研究異質性均較大，全部選擇隨機效應模型進行效應量匯總，結果提示在降低FPG、TC、TG和LDL-C上試驗組優(yōu)于對照組（P＜0.05），但在改善2hPG、HbA1c和HDL-C上，組間差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05），詳見表3。

表2 主要結局指標的亞組分析

圖4 24 hUMA組間比較森林圖

圖5 SCR組間比較森林圖

圖6 BUN組間比較森林圖

表3 β2-MG、24 h尿量、水腫評分和糖脂代謝指標組間比較匯總表

表4 GRADE證據質量評價表

2.4 不良反應

本研究納入的文獻中僅有2篇研究提及不良反應的發(fā)生情況。其中1篇研究[13]報道所有受試者治療前后三大常規(guī)、肝腎功能及心電圖等安全性指標均無明顯異常，但試驗組有2例患者出現(xiàn)腹瀉，停藥1周后自行緩解。另1篇研究[22]報道療程期間試驗組出現(xiàn)頭痛癥狀2例，惡心1例，對照組出現(xiàn)頭痛1例，惡心1例，且所有出現(xiàn)不良反應的患者均自行緩解，組間不良反應發(fā)生率無統(tǒng)計學差異。

2.5 發(fā)表偏倚分析

由于漏斗圖僅適用于研究數(shù)量大于10篇的情況，本研究納入研究數(shù)量最多的結局指標為SCR、FPG、TC和TG，其研究數(shù)量僅有7篇，故無法應用漏斗圖來評估發(fā)表偏倚。

2.6 敏感性分析

鑒于納入的11篇研究的方法學質量均不高，故針對各結局指標依次去除各個研究的數(shù)據后重新進行Meta分析，結果顯示各指標Meta分析結果較前無顯著差異，提示本研究得到的結果較為穩(wěn)健。

2.7 結局指標的GRADE評價

GRADE系統(tǒng)將將證據質量分為4個級別：高質量證據、中質量證據、低質量證據和極低質量證據。各結局指標的詳細評價結果見表4，所有指標的評價結果均為低級或極低級質量證據。

3 討論

本研究的Meta分析結果顯示，與單純的常規(guī)西醫(yī)治療相比，在常規(guī)治療的基礎上聯(lián)用芪明顆粒能夠有效改善DKD患者的UAER、24 hUMA、SCR、BUN、血β2-MG、24 h尿量、水腫評分、FPG、TC、TG和LDL-C，但在2 hPG、HbA1c和HDL-C這三個結局指標上，加用芪明顆粒對比單純常規(guī)治療并無優(yōu)勢。芪明顆粒的成分包括了黃芪、地黃、枸杞子、決明子、葛根、茺蔚子、蒲黃和水蛭，從藥物組成來看，該成藥尤適用于氣陰兩虛夾瘀證候的患者。而氣陰兩虛主證及血瘀兼證恰好是DKD及DR的重要辨證分型[23-24]，消渴病日久，肝腎陰虛，陰損耗氣，腎氣虧損，固攝開闔失司，則尿少水腫。氣虛推動血行無力，加之陰液虧損，脈道不充，血行更加澀滯，形成血瘀兼證，腎絡瘀阻，易致蛋白精微滲漏。肝腎虧虛，目失濡養(yǎng)，加之瘀阻目絡，則見視物模糊、黃斑水腫等?；谙嗤C候可予以大致相同方藥來治療的異病同治思想，學者們將芪明顆粒拓展用于DKD的治療并取得了一定的臨床療效。DKD與DR同屬于糖尿病微血管并發(fā)癥，在臨床上兩者常伴隨出現(xiàn)，并且互為危險因素，高糖微環(huán)境介導的多元醇途徑激活、晚期糖基化終末產物的累積、蛋白激酶C關聯(lián)輔助因子二酰甘油的增加，均是兩者的共通病理基礎[25]。之前已有學者通過薈萃分析對芪明顆粒治療DR[26]療效進行了評估，但尚未有該藥用于治療DKD的系統(tǒng)評價和Meta分析報道。本研究首次通過更高詢證級別的Meta分析評估了芪明顆粒治療DKD的臨床療效，提示其能夠改善患者的相關腎功能指標及糖脂代謝指標。目前針對芪明顆粒全方治療DKD療效機制的探索研究極少，趙建紅等[27]的研究顯示芪明顆粒保護DKD模型大鼠腎臟的機制可能與其能夠降低大鼠腎組織WT1、AngⅡ和ET-1蛋白的表達有關。關于芪明顆粒成分單藥的療效機制研究則有較多報道，以黃芪為例，目前認為其主要活性成分能夠通過抗炎、調節(jié)內質網應激及減少足細胞凋亡等途徑發(fā)揮對DKD的治療作用[28]。隨著未來芪明顆粒治療DKD的詢證證據不斷增多，相信關于其全方的療效機制探索亦會逐漸跟上步伐。

由于納入的大多數(shù)文獻并未對不良反應的發(fā)生情況進行報道，因此本研究尚不能就芪明顆粒干預DKD患者的安全性和耐受性得出結論。在周曉慧等[22]的研究中報告有受試者在療程期間出現(xiàn)了頭痛及惡心的癥狀，考慮該項研究聯(lián)用了利拉魯肽注射液，而頭痛與惡心是利拉魯肽的常見不良反應[29]，故考慮不良事件為利拉魯肽所引起。

多數(shù)結局指標納入的研究其異質性較大，考慮可能與臨床異質性及方法學異質性相關。所有納入研究中有1篇研究采用的芪明顆粒日劑量為10 g tid，其余研究均以藥品說明書推薦的4.5 g tid進行干預，不同的研究間療程也存在差異（2周-6個月），因此異質性的產生可能與干預劑量及療程相關。雖然本研究基于療程時間對主要結局指標進行了亞組分析，但各亞組研究間仍存在顯著的異質性。由于符合篩選標準的文獻較少，不同的結局指標納入的研究極為有限，難以基于更多變量進行亞組分析以評估異質性的來源。考慮到納入文獻的方法學質量均較低，不少研究并未報告具體的隨機實施方法、分配隱藏及設盲情況，因此方法學異質性也可能存在。但敏感性分析結果顯示各指標Meta分析結果較前無顯著差異，提示本研究得到的結果還是較為穩(wěn)健的。若未來有更多符合篩選標準的研究報道，將其納入并重新進行薈萃分析與亞組分析將會是極有意義的工作。

在納入文獻較小的情況下，各類發(fā)表偏倚的檢驗方法均存在檢驗效能低下的問題，通常在研究數(shù)量大于10篇的情況下適宜采用漏斗圖、Egger's檢驗、Begg's檢驗等檢驗手段來對發(fā)表偏倚進行評估，而本研究納入文獻數(shù)量最多的結局指標僅有7篇。雖然本研究較為系統(tǒng)全面地對所有芪明顆粒治療DKD的隨機對照研究進行了檢索，鑒于所有納入的研究均未進行臨床試驗注冊，無法保證是否存在尚未發(fā)表的小樣本量、陰性結果研究。從Meta分析的結果來看，個別結局指標被報道的數(shù)量過少，因此研究者對各療效指標存在發(fā)表偏倚的情況也是值得懷疑的。

本研究存在一定的局限性，由于芪明顆粒用于干預DKD是一個較為新穎的研究領域，符合篩選標準的文獻僅有11篇，總體受試者樣本量較少，且納入的研究方法學質量較差，這些都對本研究提供的詢證證據質量造成了影響。鑒于所有納入的文獻均為中文文獻，試驗都在國內單位完成，本研究結果僅對中國地區(qū)的DKD患者有參考意義。其次，各研究報道的結局指標差異較大，對于評估DKD病情較為重要的腎小球濾過率、尿白蛋白/肌酐比值、血壓等指標僅1篇研究有納入，無法進行Meta分析，有待更新的研究報道后繼續(xù)完善。此外，所有納入的研究均缺乏長期隨訪資料，關于芪明顆粒干預DKD的遠期療效仍是不確定的。

綜上所述，現(xiàn)有的研究證據顯示，芪明顆粒聯(lián)合常規(guī)治療能夠有效改善DKD患者的 UAER、24 h UMA、SCR、BUN、血 β2-MG、24 h尿量、水腫評分、FPG、TC、TG和LDL-C指標。然而，由于現(xiàn)有文獻在樣本量以及方法學質量上的局限，為了更好地評價芪明顆粒干預DKD的有效性和安全性，需要未來有更多設計嚴謹?shù)拇髽颖?、多中心隨機對照試驗提供證據支撐。