中藥方聯(lián)合美沙拉嗪治療潰瘍性結(jié)腸炎的meta分析*

田 勇，潘 濤，溫旭東，劉 銳，冉紅梅△

(1.成都中醫(yī)藥大學(xué)附屬醫(yī)院，四川 成都 610072；2.成都市第一人民醫(yī)院消化內(nèi)科，四川 成都 610041)

潰瘍性結(jié)腸炎(UC)是一種病因尚不十分清楚的結(jié)腸和直腸慢性非特異性炎癥性疾病，病變局限于大腸黏膜及黏膜下層，以腹痛、腹瀉、黏液膿血便等一系列癥狀為主要表現(xiàn)，常伴有里急后重感，排便后仍有便意不易緩解，嚴(yán)重者可并發(fā)消化道急性出血。UC屬于消化系統(tǒng)比較常見的疾病之一，臨床上西藥常選擇美沙拉嗪、柳氮磺胺吡啶等水楊酸制劑為主要治療藥物，該類藥物在短期療效較好，而長期服用效果不佳，且會產(chǎn)生惡心、嘔吐、頭暈、頭痛等不良反應(yīng)[1]。目前，中醫(yī)藥在UC治療方面也有著廣泛的研究，表現(xiàn)出獨(dú)特的優(yōu)勢，具有靈活多樣、毒副作用較小等優(yōu)點(diǎn)，臨床上易被患者接受[2]。因此，美沙拉嗪聯(lián)合中醫(yī)藥或?qū)⒊蔀橐环N長期治療UC的重要方法。本meta分析收集了近5年有關(guān)與中藥方聯(lián)用對比單用美沙拉嗪治療UC的文獻(xiàn)，對其臨床療效進(jìn)行評價(jià)。

1 資料與方法

1.1納入標(biāo)準(zhǔn) (1)無論是否運(yùn)用盲法的隨機(jī)對照臨床試驗(yàn)(RCT);(2)文獻(xiàn)語言限定為中文和英文;(3)研究對象為UC患者，性別、年齡、種族、病程均不限;(4)觀察組患者采用口服中藥方聯(lián)合美沙拉嗪治療，對照組患者采用口服美沙拉嗪治療;(5)至少包括5項(xiàng)療效評價(jià)指標(biāo):總有效率、腹痛、腹瀉、膿血便、Baron評分、Mayo評分、腫瘤壞死因子α(TNF-α)、白細(xì)胞介素-6(IL-6)、IL-10、炎癥性腸病生活質(zhì)量問卷(IBDQ)評分等。

1.2排除標(biāo)準(zhǔn) (1)非RCT;(2)灌腸、注射用藥等干預(yù)措施/對照措施不一致或不符合納入標(biāo)準(zhǔn)的患者;(3)綜述、系統(tǒng)評價(jià)、專家評述、學(xué)術(shù)思想總結(jié)、動物試驗(yàn)研究及內(nèi)容無關(guān)的文獻(xiàn);(4)發(fā)表重復(fù)、實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)不合理、評價(jià)指標(biāo)過少及無臨床治療總有效率的文獻(xiàn)。

1.3檢索策略 計(jì)算機(jī)全面檢索中國知網(wǎng)、維普中文科技期刊數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)字化期刊全文數(shù)據(jù)庫、中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫、Clinical Trial、Cochrane Library、Embase和PubMed等中英文數(shù)據(jù)庫，采用主題詞和自由詞相結(jié)合的方式進(jìn)行檢索。中文檢索詞：潰瘍性結(jié)腸炎、潰結(jié)、UC、炎癥性結(jié)腸炎；中藥方、中醫(yī)藥、中藥方劑、方、丸、散、湯、飲；美沙拉嗪、美沙拉嗪腸溶片、惠迪；隨機(jī)對照試驗(yàn)、隨機(jī)對照、隨機(jī)、RCT等。英文檢索詞：“colitis/ulcerative”“idiopathic/proctocolitis”“ulcerative colitis”“colitis gravis”“inflammatory bowel disease/ulcerative colitis type”“medicine/Chinese traditional”“traditional Chinese medicine”“mesalamine”“mesalazine”“m-aminosalicylic acid”“5-aminosalicylic acid”等。試驗(yàn)方法選擇McMaster University中隨機(jī)對照的最佳檢索式“randomized controlled trial[publication type] OR randomized[title/abstract] OR placebo[title/abstract]”。最后按NoteExpress、Pubmed等格式導(dǎo)出檢索到的文獻(xiàn)，分類存于標(biāo)注好的文件夾中。

1.4篩選文獻(xiàn)和質(zhì)量評價(jià)標(biāo)準(zhǔn) 根據(jù)納入及排除標(biāo)準(zhǔn)，首先由2位評價(jià)員運(yùn)用NoteExpress獨(dú)立對標(biāo)題和摘要進(jìn)行初步篩查以了解研究內(nèi)容相關(guān)性，排除不合格文獻(xiàn)，當(dāng)意見不一致時(shí)需要進(jìn)行討論，若不能達(dá)成一致則由第三人評價(jià)處理，隨后將可能符合條件的文獻(xiàn)閱讀篩查后獲取符合研究目標(biāo)的全文，并納入合格文獻(xiàn)。提取的資料包括作者、年份、總樣本量、干預(yù)措施、總有效率、中醫(yī)癥候積分(腹痛、腹瀉、膿血便)、Baron評分、Mayo評分、炎性細(xì)胞因子(TNF-α、IL-6、IL-10)、IBDQ評分等。根據(jù)Cochrane系統(tǒng)評估要求選擇 “偏倚風(fēng)險(xiǎn)評估”工具對文獻(xiàn)進(jìn)行質(zhì)量評估，針對每項(xiàng)研究結(jié)果，對評價(jià)內(nèi)容進(jìn)行“低風(fēng)險(xiǎn)”(低度偏倚)、“不清楚”(缺乏相關(guān)信息或偏倚情況不確定)、“高風(fēng)險(xiǎn)”(高度偏倚)的判斷。

1.5統(tǒng)計(jì)學(xué)處理 應(yīng)用STATA14.0和RevMan 5.3軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。二分類數(shù)據(jù)采用風(fēng)險(xiǎn)比(RR)，連續(xù)型數(shù)據(jù)根據(jù)單位及評分標(biāo)準(zhǔn)是否一致分別采用均數(shù)差(MD)或標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差(SMD)作為效應(yīng)指標(biāo)。使用CochraneQ檢驗(yàn)及I2檢驗(yàn)對所納入研究進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn);Q檢驗(yàn)P>0.1時(shí)認(rèn)為異質(zhì)性可接受。根據(jù)異質(zhì)性檢驗(yàn)的結(jié)果，I2>75%為高異質(zhì)性，逐一排除納入的研究進(jìn)行敏感性分析及降低異質(zhì)性分組分析；I2為50%～75%采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行綜合效應(yīng)分析；同質(zhì)且I2<50%為低異質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型；采用亞組分析結(jié)合臨床查找高異質(zhì)性來源。選擇總有效率繪制漏斗圖、Egger檢驗(yàn)和剪補(bǔ)法分析發(fā)表偏倚。

2 結(jié) 果

2.1文獻(xiàn)檢索與篩選 本次共檢索到文獻(xiàn)2 772篇，其中中國知網(wǎng)232篇、萬方數(shù)字化期刊全文數(shù)據(jù)庫1 363篇、維普中文科技期刊數(shù)據(jù)庫 157篇、中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫1 016篇、PubMed 3篇、Cochrane Library 1篇。通過閱讀題目和摘要初步排除重復(fù)、meta分析、系統(tǒng)評價(jià)、動物實(shí)驗(yàn)、研究內(nèi)容不吻合、干預(yù)措施不吻合等文獻(xiàn)后，共入選42篇文獻(xiàn)，下載并閱讀全文。通過仔細(xì)閱讀文獻(xiàn)研究方法、研究內(nèi)容、結(jié)局指標(biāo)后，排除質(zhì)量較低的10篇文獻(xiàn)，最終納入14篇文獻(xiàn)進(jìn)行meta分析。文獻(xiàn)篩選流程見圖1。

2.2納入文獻(xiàn)基本特征 14篇文獻(xiàn)中共涉及1 233例患者，其中觀察組617例，對照組616例。單個(gè)研究中最大樣本量150例[3]，最小樣本量60例[4]，平均樣本量88例。其中觀察組均為口服中藥方+美沙拉嗪治療，對照組為單純服用美沙拉嗪治療，2篇文獻(xiàn)[5-6]療程為12周，3篇文獻(xiàn)[4,7-8]療程為4周，其余[3，9-16]均為8周。14篇文獻(xiàn)中,含5個(gè)結(jié)局指標(biāo)的有2篇[3,9]，含6個(gè)結(jié)局指標(biāo)的有4篇[4,7-8,10]，含7個(gè)結(jié)局指標(biāo)的有4篇[11-14]，含8個(gè)結(jié)局指標(biāo)的有4篇[5-6,15-16]，見表1。

2.3質(zhì)量評價(jià) 根據(jù)Cochrane評價(jià)原則對所選文獻(xiàn)進(jìn)行質(zhì)量評價(jià)，見表1、2。Jaded評分3分及以上文獻(xiàn)有12篇[3-11,13,15-16]，為中高質(zhì)量研究；2分文獻(xiàn)有2篇[12,14]，為較低質(zhì)量研究。所有文獻(xiàn)研究方法均提到了隨機(jī)分組字樣,其中12篇文獻(xiàn)[3-11,13,15-16]選擇了隨機(jī)數(shù)字表法；2篇文獻(xiàn)[12,14]選擇了隨機(jī)對照分組法，但未說明具體方法。所有文獻(xiàn)均未提及盲法；所有文獻(xiàn)均未明確說明是否實(shí)施分配隱藏，為風(fēng)險(xiǎn)不清楚。1篇文獻(xiàn)[6]報(bào)道有病例退出或失訪，但觀察組與對照組失訪人數(shù)及原因相似，為低風(fēng)險(xiǎn)。14篇文獻(xiàn)[3-16]均沒有選擇性報(bào)告，數(shù)據(jù)均完整報(bào)道，均未敘述其他偏倚來源。所有文獻(xiàn)均有描述觀察組與對照組治療前一般資料比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)，具有可比性。

表1 納入文獻(xiàn)資料基本特征及Jadad量表

2.4Meta分析

2.4.1總有效率 所納入的14篇文獻(xiàn)均報(bào)道了治療后的總有效率，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，I2=0%<50%，且Q檢驗(yàn)的P=0.95>0.1，提示本研究選擇的文獻(xiàn)之間無明顯異質(zhì)性，則選擇固定效應(yīng)進(jìn)行效應(yīng)量合并。對14個(gè)研究使用固定效應(yīng)合并結(jié)果顯示，中藥方聯(lián)合美沙拉嗪的療效是單用美沙拉嗪的1.21倍(RR=1.21,95%CI1.16～1.27，Z=8.07，P<0.000 01)，提示中藥方聯(lián)合美沙拉嗪治療UC的總有效率顯著優(yōu)于單用美沙拉嗪，見表3。

2.4.2中醫(yī)癥候積分

2.4.2.1腹痛 共12篇文獻(xiàn)[4,6-16]報(bào)道了腹痛評分，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，I2=95%>50%,P<0.000 01，表明各結(jié)果間存在高異質(zhì)性。因各評分標(biāo)準(zhǔn)不一致，故選擇SMD作為效應(yīng)量進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)meta分析，結(jié)果顯示，2組腹痛評分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-2.30,95%CI-3.02～-1.58，Z=6.27,P<0.000 01)。對12篇文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)把文獻(xiàn)[7,10,12-13]與文獻(xiàn)[4,6,8-9,11,14-16]分為2組進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)時(shí)，顯示研究結(jié)果間均無異質(zhì)性(I2=0%<50%,P=0.98>0.1；I2= 0%<50%,P=0.90>0.1)，同時(shí)均采用固定效應(yīng)進(jìn)行meta分析，結(jié)果顯示，觀察組腹痛評分顯著低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-4.53,95%CI-4.92～-4.14，Z=22.78,P<0.000 01；SMD=-1.28,95%CI-1.45～-1.11，Z=14.78,P<0.000 01)，見表3。

表2 RCT偏倚風(fēng)險(xiǎn)評估

2.4.2.2腹瀉 共13篇文獻(xiàn)[4-16]報(bào)道了腹瀉評分，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，I2=95%>50%,P<0.000 01，表明各結(jié)果間存在高異質(zhì)性。因各評分標(biāo)準(zhǔn)不一致，故選擇SMD作為效應(yīng)量進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)meta分析，結(jié)果顯示，2組腹瀉評分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-2.59,95%CI-3.29～-1.88，Z=7.20,P<0.000 01)。對13篇文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析發(fā)現(xiàn)，剔除文獻(xiàn)[6,10,14]，并把文獻(xiàn)[5,7,12-13]與文獻(xiàn)[4,8-9,11,15-16]研究分為2組進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，顯示研究間異質(zhì)性結(jié)果為I2=0%<50%,P=0.62>0.1；I2=63%>50%,P=0.02<0.1，因此分別選用固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta分析，結(jié)果顯示，觀察組腹瀉評分顯著低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-4.65,95%CI-5.08～-4.23,Z=21.26,P<0.000 01；SMD=-1.71,95%CI-2.06～-1.35,Z=9.39,P<0.000 01)，見表3。

2.4.2.3膿血便 共14篇文獻(xiàn)[3-16]報(bào)道了膿血便評分，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，I2=97%>50%,P<0.000 01，表明各結(jié)果間存在高異質(zhì)性。因各評分標(biāo)準(zhǔn)不一致，故選擇SMD作為效應(yīng)量進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)meta分析，結(jié)果顯示，2組膿血便評分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-3.19,95%CI-4.05～-2.33，Z=7.25,P<0.000 01)。對14篇文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析發(fā)現(xiàn)，剔除文獻(xiàn)[3,5,13,15-16]，并把文獻(xiàn)[7,9-10,12]與文獻(xiàn)[4,6,8,11,14]分為2組進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，顯示研究間異質(zhì)性結(jié)果為I2=30%<50%,P=0.23>0.1；I2=50%,P=0.09<0.1，因此分別選用固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta分析，結(jié)果顯示，觀察組膿血便評分顯著低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-4.65,95%CI-5.04～-4.25,Z=23.06,P<0.000 01；SMD=-1.07,95%CI-1.39～-0.75,Z=6.64,P<0.000 01)，見表3。

2.4.3Baron評分 共8篇文獻(xiàn)[3,5-7,13-16]報(bào)道了Baron評分，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，I2=93%>50%,P<0.000 01，表明各結(jié)果間存在高異質(zhì)性。因各評分標(biāo)準(zhǔn)不一致，故選擇SMD作為效應(yīng)量進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)meta分析顯示，2組Baron評分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-2.03,95%CI-2.70～-1.36,Z=5.93,P<0.000 01)。對8篇文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析發(fā)現(xiàn)，剔除文獻(xiàn)[7]，并把剩余文獻(xiàn)[6,14-16]與文獻(xiàn)[3,5,13]分為2組進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，顯示研究間異質(zhì)性結(jié)果為I2=51%>50%,P=0.10；I2=0%,P=0.77>0.1，因此分別選用隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)進(jìn)行meta分析，結(jié)果顯示，觀察組Baron評分顯著低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-1.18,95%CI-1.49～-0.86，Z=7.31,P<0.000 01；SMD=-2.41,95%CI-2.72～-2.09,Z=14.96,P<0.000 01)，見表3。

2.4.4Mayo評分 共6篇文獻(xiàn)[4-8,12]報(bào)道了Mayo評分，經(jīng)過異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，I2=89%>50%,P<0.000 01，表明各結(jié)果間存在較高異質(zhì)性。因各評分標(biāo)準(zhǔn)一致，故選擇MD進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)meta分析，結(jié)果顯示，2組Mayo評分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-1.97,95%CI-2.48～-1.46，Z=7.54,P<0.000 01)。對6篇文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性發(fā)現(xiàn)，剔除文獻(xiàn)[6-7]，對文獻(xiàn)[4,5,8,12]進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，顯示各研究間異質(zhì)性結(jié)果為I2=69%>50%,P=0.02，因此選用隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta分析，結(jié)果顯示，觀察組Mayo評分顯著低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-1.86,95%CI-2.32～-1.41，Z=7.98,P<0.000 01)，見表3。

2.4.5炎性細(xì)胞因子

2.4.5.1TNF-α水平 共13篇文獻(xiàn)[3-6,9-16]報(bào)道了TNF-α水平，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，I2=89%>50%，P<0.000 01，表明各結(jié)果間存在較高異質(zhì)性。因各數(shù)據(jù)單位不一致，故選擇SMD作為效應(yīng)量進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)meta分析，結(jié)果顯示，2組TNF-α水平比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-2.05,95%CI-2.52～-1.59，Z=8.71,P<0.000 01)。對12篇文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析，將文獻(xiàn)[4,9-10,13-14,16]與文獻(xiàn)[3,5-6,11-12,15]分為2組進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，顯示研究間異質(zhì)性結(jié)果為I2=8%<50%,P=0.37>0.1；I2=51%,P=0.07，因此分別選用固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta分析，結(jié)果顯示，觀察組TNF-α水平顯著低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-1.29,95%CI-1.49～-1.09，Z=12.84,P<0.000 01；SMD=-2.78,95%CI-3.11～-2.45，Z=16.33,P<0.000 01)，見表3。

2.4.5.2IL-6水平 共6篇文獻(xiàn)[5-6,11-13,16]報(bào)道了IL-6水平，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，I2=88%>50%,P<0.000 01，表明各結(jié)果間存在較高異質(zhì)性。因各數(shù)據(jù)單位不一致選擇，故選擇SMD作為效應(yīng)量進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)meta分析顯示，2組IL-6水平比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-2.41,95%CI-3.06～-1.75，Z=7.23,P<0.000 01)。對6篇文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)剔除文獻(xiàn)[5,11]，對文獻(xiàn)[6,12-13,16]進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示，研究間異質(zhì)性結(jié)果為I2=33%<50%,P=0.21>0.1，因此選用固定效應(yīng)進(jìn)行meta分析，結(jié)果顯示，觀察組IL-6水平顯著低于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-1.82,95%CI-2.05～-1.59,Z=15.55,P<0.000 01)，見表3。

2.4.5.3IL-10水平 共6篇文獻(xiàn)[5,10-11,14-16]報(bào)道了IL-10水平，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，I2=99%>50%,P=0.000 01，表明各結(jié)果間存在高異質(zhì)性。因各數(shù)據(jù)單位一致，故選擇MD作為效應(yīng)量進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)meta分析顯示，2組IL-10水平比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=25.23,95%CI12.43～38.03，Z=3.86,P=0.000 01)。對6篇文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)剔除文獻(xiàn)[5,14,16]，對文獻(xiàn)[10-11,15]進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)時(shí)，顯示研究間異質(zhì)性結(jié)果為I2=0%<50%,P=0.76>0.1，因此選用固定效應(yīng)進(jìn)行meta分析，結(jié)果顯示觀察組IL-10水平顯著高于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=9.24,95%CI7.79～10.70，Z=12.44,P<0.000 01)，見表3。

2.4.6IBDQ評分 共3篇[3,8,15]文獻(xiàn)報(bào)道了IBDQ評分，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，I2=82%>50%,P=0.004，表明各結(jié)果間存在較高異質(zhì)性。因各數(shù)據(jù)單位一致，故選擇MD作為效應(yīng)量進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)meta分析顯示，2組IBDQ評分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=32.70,95%CI18.31～47.08,Z=4.45,P<0.000 01)。對3篇文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析發(fā)現(xiàn)，剔除文獻(xiàn)[8]后，異質(zhì)性降低(I2=74%>50%,P=0.05)，故選擇隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta分析結(jié)果顯示，觀察組IBDQ評分顯著高于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=27.23,95%CI12.91～41.56,Z=3.73,P=0.000 2)，見表3。

表3 Meta分析結(jié)果

2.5發(fā)表偏倚檢驗(yàn) 通過繪制漏斗圖和Egger檢驗(yàn)考察14篇文獻(xiàn)是否存在發(fā)表偏倚，得出漏斗圖不完全對稱，提示有潛在發(fā)表偏倚可能；剪補(bǔ)法提示再納入與文獻(xiàn)[5,13,15]相似的3篇文獻(xiàn)則漏斗圖對稱，可消除發(fā)表偏倚，見圖2。

3 討 論

UC可發(fā)生于任何年齡，主要以青壯年期居多，性別差異不大。UC的病因尚不明確，臨床上主要根據(jù)中華醫(yī)學(xué)會消化道分會炎癥性腸病學(xué)組對UC的定義標(biāo)準(zhǔn)[17]對臨床癥狀及常規(guī)檢查、結(jié)腸鏡檢查、黏膜活檢組織學(xué)檢查等綜合分析做出診斷。根據(jù)UC的嚴(yán)重程度可分為活動期和緩解期?；顒悠诎醇膊?yán)重程度分為輕、中、重3型進(jìn)行治療，輕型常選用氨基水楊酸類制劑治療；中型可加用激素或免疫抑制劑治療；重型則需要考慮補(bǔ)液、補(bǔ)充電解質(zhì)以防止水電解質(zhì)、酸堿平衡紊亂，以及靜脈用激素等治療。國內(nèi)有研究報(bào)道，對于急性重癥型UC，內(nèi)科治療療效不佳和(或)藥物不良反應(yīng)明顯，已嚴(yán)重影響患者生活質(zhì)量等有手術(shù)指征者，全結(jié)直腸切除回腸儲袋肛管吻合術(shù)是治療UC的首選手術(shù)方式，也是治療UC的“金標(biāo)準(zhǔn)”術(shù)式[18]。對于緩解期的治療，一般癥狀緩解后應(yīng)繼續(xù)維持治療至少1年或長期維持，氨基水楊酸制劑維持治療的療程多為3～5年或更長[19]。但國外研究表明，對于大劑量口服氨基水楊酸類藥物治療建議最多4周，此療程最為有效[20]。

UC在中醫(yī)范疇屬于“腸澼”“腸風(fēng)”“痢疾”“泄瀉”“便血”等病證范疇，《濟(jì)生方·痢疾論治》記載“今之所謂痢疾者，古所謂滯下也”。UC病因多為飲食不節(jié)、外感六淫之邪、七情內(nèi)傷和先天稟賦不足等損傷后天之本，病機(jī)多為濕熱、疫毒、寒濕蘊(yùn)結(jié)于腸腑，氣血壅滯，脂膜血絡(luò)受損，大腸傳導(dǎo)失司，化為膿血、痢疾，主要包括大腸濕熱、脾虛濕阻、脾腎陽虛、肝郁脾虛、瘀阻腸絡(luò)等證型，臨床上常選用中醫(yī)藥辨證、中成藥等一般治療，以及針灸、推拿、穴位貼敷、中藥灌腸等特色療法。有研究提出，針對UC不同時(shí)期發(fā)病情況，尋找中西醫(yī)結(jié)合治療的切入點(diǎn)，在誘導(dǎo)臨床癥狀緩解，促進(jìn)黏膜愈合，改善患者生活質(zhì)量方面，以及提高臨床療效具有重要意義[19]。有研究表明，參苓白術(shù)散聯(lián)合美沙拉嗪可有效緩解UC患者的病情，降低血清炎性細(xì)胞因子的水平，抑制炎性反應(yīng)[21]。另有研究證實(shí)，在美沙拉嗪/柳氮磺吡啶的基礎(chǔ)上聯(lián)合中藥組方口服或灌腸治療能有效提高UC的治愈率[22]。

本研究納入14篇文獻(xiàn)[3-16]以中藥方聯(lián)合美沙拉嗪為主要干預(yù)措施的中西醫(yī)結(jié)合治療UC，對比單純應(yīng)用美沙拉嗪對照治療，通過meta分析結(jié)果顯示，觀察組總有效率顯著優(yōu)于對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。其他療效指標(biāo)：中醫(yī)癥候評分(腹痛、腹瀉、膿血便)作為患者癥狀改善情況的主要評價(jià)方法，Baron評分通過內(nèi)鏡下直觀地反映腸道黏膜愈合情況，Mayo評分反映UC活動度，促炎性細(xì)胞因子TNF-α、IL-6與抗炎性細(xì)胞因子IL-10的平衡調(diào)節(jié)維持腸道正常炎性反應(yīng)，以及反映患者生活質(zhì)量的IBDQ評分。本研究結(jié)果提示，口服中藥方聯(lián)合美沙拉嗪治療UC對改善臨床癥狀，減輕腸道炎性反應(yīng)，降低UC活動度，增強(qiáng)腸道黏膜修復(fù)能力，提高患者生活質(zhì)量等方面明顯優(yōu)于單用美沙拉嗪治療。

本次納入的14篇文獻(xiàn)中每篇所包含的結(jié)局指標(biāo)多為5個(gè)以上，數(shù)據(jù)豐富，能夠較好地保證研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。對于一些異質(zhì)性較高的分析項(xiàng)目，采取了分組和剔除的處理方法進(jìn)行分析，異質(zhì)性明顯降低，結(jié)果數(shù)據(jù)更加可靠。對辨證論治、療程進(jìn)行亞組分析，并結(jié)合納入研究資料、試驗(yàn)設(shè)計(jì)考慮異質(zhì)性的主要來源可能為中醫(yī)各證型的臨床癥狀差異及用藥療程的不一致。本研究存在的局限性：納入文獻(xiàn)多為低質(zhì)量研究，按改良Jaded評分的高質(zhì)量文獻(xiàn)只有2篇[6,10]；納入14篇文獻(xiàn)都提及了隨機(jī)分組法，12篇[3-11,13,15-16]采取了隨機(jī)數(shù)字表法，僅1篇文獻(xiàn)[6]敘述了電腦產(chǎn)生隨機(jī)數(shù)字的具體方法，所有研究都未提及是否應(yīng)用盲法；觀察組選用中藥方有所不同，使干預(yù)措施呈現(xiàn)多樣化，因此本研究結(jié)果只能反映中藥方聯(lián)合美沙拉嗪治療UC療效的總體趨勢。

綜上所述，口服中藥方聯(lián)合美沙拉嗪治療UC對比單用美沙拉嗪治療，可顯著提高治療的總有效率，改善腹痛、腹瀉、膿血便等癥狀，減輕腸道炎性反應(yīng)，降低UC活動度，增強(qiáng)腸道黏膜修復(fù)能力，提高患者生活質(zhì)量。臨床實(shí)踐中，對于長期服用美沙拉嗪臨床療效不佳時(shí)，可辨證使用中西醫(yī)結(jié)合療法。最后，期待更多大樣本、高質(zhì)量、多中心、隨機(jī)對照的中藥方聯(lián)合美沙拉嗪治療UC療效評價(jià)研究，為臨床提供有力的循證醫(yī)學(xué)證據(jù)。