基于隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)對(duì)糞菌移植治療功能性便秘的系統(tǒng)評(píng)價(jià)

譚書法， 安明偉

(1.陜西中醫(yī)藥大學(xué)， 陜西 咸陽 712046 2.江西中醫(yī)藥大學(xué)附屬醫(yī)院肛腸科， 江西 南昌 330000)

功能性便秘(FC)是一種起病緩慢、病因復(fù)雜、復(fù)發(fā)率高但無器質(zhì)性病變的功能性胃腸疾病，多發(fā)于婦女和老年人[1]。其臨床癥狀通常表現(xiàn)為大便次數(shù)減少、大便干硬、排便不盡感以及肛門直腸梗阻感。世界范圍內(nèi)FC的平均發(fā)病率為14%，在國(guó)內(nèi)發(fā)病率約為10%～14.9%[2]。隨著飲食結(jié)構(gòu)的變化和生活節(jié)奏的加快，F(xiàn)C的發(fā)病率正在逐年上升，盡管慢性便秘很少危及生命亦或是嚴(yán)重致殘，但由于其發(fā)病率高且持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)的特點(diǎn)，長(zhǎng)期慢性便秘會(huì)嚴(yán)重?fù)p害患者的生活質(zhì)量。目前臨床上最主要的治療方式仍然是以瀉藥或促動(dòng)力劑等藥物治療，瀉藥通常能迅速緩解便秘癥狀，但長(zhǎng)期服用容易導(dǎo)致腸道菌群失調(diào)，腸道敏感性降低產(chǎn)生耐藥性，甚至損害腸神經(jīng)和平滑肌的功能，導(dǎo)致停藥后便秘癥狀可能不減反增，對(duì)大部分患者來說藥物治療存在效果不顯著且及易復(fù)發(fā)等缺點(diǎn)。因此，探索新的治療方式已 成為臨床醫(yī)生亟待解決的問題。隨著腸道菌群研究的逐漸深入，發(fā)現(xiàn)腸道菌群可以直接或間接影響腸道運(yùn)動(dòng)，結(jié)腸“有益菌群”的豐富度直接影響著便秘患者的結(jié)腸運(yùn)動(dòng)。近年來的研究表明，糞便微生物群移植(FMT)是一種恢復(fù)腸道菌群的有效方法，通過將健康供體糞便經(jīng)特殊處理后輸注到受體結(jié)腸，從而重建“健康”個(gè)體的廣泛腸道菌群多樣性以及恢復(fù)腸道微生態(tài)系統(tǒng)[3]。但目前關(guān)于FMT研究的病例總數(shù)較少，使用的技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)也有所不同，故本研究擬對(duì)FMT治療功能性便秘的臨床療效進(jìn)行系統(tǒng)評(píng)價(jià)，以為臨床決策者提供更多循證醫(yī)學(xué)支持及客觀依據(jù)。

1 資料與方法

1.1文獻(xiàn)檢索策略：兩名研究人員獨(dú)立使用 Pubmed、Embase、 Cochrane、CNKI、Wanfang Database、VIP Database進(jìn)行搜索，中文檢索詞包括“功能性便秘“糞菌移植”。英文檢索詞包括"Colonic Inertia""fecal microbiota transplantation"PubMed 中的mesh詞(feces、Colonic Inertia)用于擴(kuò)大搜索范圍。搜索策略沒有語言或時(shí)間限制，所有標(biāo)題和選定的摘要均由兩位作者審閱，重復(fù)的研究和不相關(guān)的文章被排除在外，并在達(dá)成共識(shí)的情況下做出納入或排除研究的最終決定。納入文獻(xiàn)為FMT聯(lián)合藥物治療功能性便秘的隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)(RCT)。相關(guān)文獻(xiàn)信息、研究目標(biāo)、結(jié)果和隨訪的數(shù)據(jù)由其中一位作者提取，并由第二位作者進(jìn)行復(fù)核。

1.2納入和排除標(biāo)準(zhǔn):納入標(biāo)準(zhǔn)：①人群：經(jīng)系統(tǒng)檢查確診為功能性便秘的患者； ②干預(yù)措施：對(duì)照組予以單純藥物治療，治療組在對(duì)照組基礎(chǔ)上予以FMT治療；③文獻(xiàn)：中英文文獻(xiàn);④結(jié)果：臨床療效、BSFS評(píng)分、KESS評(píng)分、PAC-QOL評(píng)分、Wexner評(píng)分、腸道菌群、血清胃腸激素、不良事件、胃腸功能;⑤研究設(shè)計(jì)：樣本量大于15的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)或觀察性試驗(yàn)。排除標(biāo)準(zhǔn)：①其他語言的文獻(xiàn)；②缺乏足夠的數(shù)據(jù)或結(jié)果； ③重復(fù)發(fā)表； ④體外實(shí)驗(yàn)、動(dòng)物實(shí)驗(yàn)、非比較研究、綜述、信件、指南、病例報(bào)告、會(huì)議摘要、專家意見、社論、評(píng)論；⑤研究對(duì)象為非功能性便秘；⑥無法獲取全文。

1.3數(shù)據(jù)提?。簝擅芯空吒鶕?jù)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)獨(dú)立篩選文獻(xiàn)，使用標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)提取表獨(dú)立提取信息，兩名研究人員逐一交叉核對(duì)，分歧通過討論解決。如果無法獲得相關(guān)數(shù)據(jù)，研究報(bào)告將被排除在外。對(duì)于每項(xiàng)研究，都收集了以下信息：①研究特征：第一作者、出版年份、試驗(yàn)方案；②患者基線：干預(yù)方式、患者人數(shù)、年齡、疾病持續(xù)時(shí)間；③結(jié)局指標(biāo)。

1.4質(zhì)量評(píng)價(jià)：由2名研究者獨(dú)立閱讀納入的11項(xiàng)RCT全文，使用Cochrane偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具進(jìn)行質(zhì)量評(píng)價(jià)，交叉核對(duì)，出現(xiàn)爭(zhēng)議時(shí)由第三方研究者協(xié)商裁定。

1.5統(tǒng)計(jì)分析：使用StataSE 15.0 軟件用于統(tǒng)計(jì)分析。計(jì)算二分類變量的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn) (RR) 和 95% 置信區(qū)間 (95% CI)。計(jì)算連續(xù)變量的標(biāo)準(zhǔn)平均差 (WMD) 和 95% CI。異質(zhì)性采用I2值進(jìn)行評(píng)價(jià),I2≤ 30%、30%

2 結(jié) 果

2.1文獻(xiàn)檢索與篩選：數(shù)據(jù)庫(kù)共檢索了314篇文章。排除重復(fù)研究、自動(dòng)化工具標(biāo)記為不合格、其他原因刪除的研究68項(xiàng)；閱讀文章標(biāo)題和摘要后，排除 Meta分析、系統(tǒng)性綜述、非相關(guān)疾病、會(huì)議摘要、動(dòng)物實(shí)驗(yàn)、樣本量<20以及其他原因的研究98項(xiàng)，初步納入148項(xiàng)研究。隨后，我們閱讀了全文，排除了137項(xiàng)不符合納入標(biāo)準(zhǔn)的研究。最終共納入11篇[4～14]RCT進(jìn)行Meta分析。文獻(xiàn)篩選過程及結(jié)果見圖1。

圖1 文獻(xiàn)篩選納入流程圖

2.2納入研究的基本特征：納入的11項(xiàng)研究中，共包含958例功能性便秘患者，其中對(duì)照組471例，干預(yù)組487例。納入研究的研究特征、患者基線、研究結(jié)果。見表1。

表1 薈萃分析中納入研究的臨床和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征

2.3文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià) 使用Cochrane偏倚風(fēng)險(xiǎn)工具(Review Manager 5.4工具)對(duì)11項(xiàng)隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)[4～14]進(jìn)行評(píng)估。隨機(jī)方法:所有納入的研究均為具有可比基線的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)研究，分配隱藏：11項(xiàng)納入文獻(xiàn)中僅有2項(xiàng)[6,16]研究提及，評(píng)估為低風(fēng)險(xiǎn)，其余均不清楚。盲法：11項(xiàng)研究中對(duì)2項(xiàng)[4,14]研究盲法評(píng)估為不清楚，余評(píng)價(jià)為高風(fēng)險(xiǎn)，11項(xiàng)研究中有2項(xiàng)[4,14]對(duì)結(jié)局評(píng)價(jià)施盲，故評(píng)價(jià)為低風(fēng)險(xiǎn)。納入的11項(xiàng)研究數(shù)據(jù)完整；均報(bào)告了預(yù)先設(shè)定的結(jié)局指標(biāo)且未出現(xiàn)其他偏倚，故評(píng)為低風(fēng)險(xiǎn)?？傮w評(píng)估為偏倚風(fēng)險(xiǎn)較低(圖2)

圖2 風(fēng)險(xiǎn)偏倚評(píng)估圖

2.4Meta分析結(jié)果

2.4.1臨床療效：共5篇[4,5,7,9,11]文獻(xiàn)對(duì)臨床療效進(jìn)行了報(bào)道，5項(xiàng)研究之間無顯著異質(zhì)性(P=0.308,I2= 16.8%)。因此，我們使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行meta分析。結(jié)果顯示(圖3)干預(yù)組臨床療效明顯優(yōu)于對(duì)照組[RR=1.39,95%CI(1.23，1.58),P<0.001]。

圖3 2組參與的臨床療效數(shù)據(jù)森林圖。RR:風(fēng)險(xiǎn)比

2.4.2BSFS評(píng)分：共有5篇[5,10,13,14]文獻(xiàn)對(duì)BSFS評(píng)分進(jìn)行了報(bào)道，4項(xiàng)研究之間無顯著異質(zhì)性(P=0.028,I2= 63.3%)。因此，我們使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行meta分析。結(jié)果顯示(圖4)干預(yù)組BSFS評(píng)分明顯優(yōu)于對(duì)照組[WMD=0.81,95%CI(0.53,1.08),P<0.001]。

圖4 兩組參與的BSFS評(píng)分?jǐn)?shù)據(jù)森林圖。WMD:標(biāo)準(zhǔn)均數(shù)差

2.4.3KESS評(píng)分：有3項(xiàng)研究[5,6,8]報(bào)道了KESS評(píng)分，3項(xiàng)研究之間無顯著異質(zhì)性(P=0.998,I2= 0%)。因此，我們使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行meta分析。結(jié)果顯示(圖5)干預(yù)組KESS評(píng)分明顯低于對(duì)照組[WMD=-4.58,95%CI(-6.41，-2.74),P<0.001]。

圖5 兩組參與的KESS評(píng)分?jǐn)?shù)據(jù)森林圖。WMD:標(biāo)準(zhǔn)均數(shù)差

2.4.4PAC-QOL評(píng)分：有5項(xiàng)研究[5，8，9,10,13]報(bào)道了PAC-QOL評(píng)分，評(píng)分越高表示便秘癥狀越嚴(yán)重。5項(xiàng)研究之間存在較高異質(zhì)性(P=0.009,I2= 70.4%)。逐一排除研究再次分析后發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性變化不大，分析異質(zhì)性來源可能是由于有3項(xiàng)研究納入證型為頑固性便秘，在治療前的PAC-QOL評(píng)分較高。因此，我們使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行meta分析。結(jié)果顯示(圖6)干預(yù)組PAC-QOL評(píng)分明顯低于對(duì)照組[WMD=-13.47,95%CI(-15.24,-11.7),P<0.001]。

圖6 兩組參與的PAC-QOL評(píng)分?jǐn)?shù)據(jù)森林圖。WMD:標(biāo)準(zhǔn)均數(shù)差

2.4.5Wexner評(píng)分：有3項(xiàng)研究[4,10,13]報(bào)道了Wexner評(píng)分，得分越高便秘越嚴(yán)重。研究間異質(zhì)性較高(P=0.038,I2= 69.4%)，因此，我們使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行meta分析。結(jié)果顯示(圖7)干預(yù)組的Wexner評(píng)分明顯低于對(duì)照組[WMD=-2.78,95%CI(-3.02,-2.53),P<0.001]。

圖7 兩組參與的Wexner評(píng)分?jǐn)?shù)據(jù)森林圖。WMD:標(biāo)準(zhǔn)均數(shù)差

2.4.6血清胃腸激素：有6項(xiàng)研究[6～8,10,11,14]報(bào)道了血清胃腸激素水平(P物質(zhì)SP、血管活性腸肽VIP、胃動(dòng)素MTL、一氧化氮水平NO)，圖8A顯示了6項(xiàng)研究確定的風(fēng)險(xiǎn)比森林圖，結(jié)果顯示干預(yù)組的NO及VIP含量明顯低于對(duì)照組：NO[WMD=-23.11,95%CI(-30.59,-15.63),P<0.001],VIP[WMD=-3.86,95%CI(-4.37,-3.35),P<0.001]；干預(yù)組的SP和MTL含量均高于對(duì)照組：SP[WMD=7.46,95%CI(5.63,9.29),P<0.001],MTL[WMD=41.03,95%CI(32.49,49.57),P<0.001] 。MTL(P=0.885,I2=0%)、VIP(P=0.665,I2=0%)、NO(P=0.750,I2=0%)顯示出較低異質(zhì)性，SP存在顯著異質(zhì)性(P=0.002,I2=75.8%)。

圖8 兩組參與的血清胃腸激素?cái)?shù)據(jù)森林圖。WMD:標(biāo)準(zhǔn)均數(shù)差

2.4.7胃腸功能：有2項(xiàng)研究[8,9]報(bào)道了胃腸功能(首次排便、首次排氣、腸鳴音恢復(fù)),研究間異質(zhì)性較高(P<0.001,I2=98.5%),故采用隨機(jī)效應(yīng)模型。結(jié)果顯示(圖9)干預(yù)組對(duì)比對(duì)照組能顯著加快首次排便、首次排氣、腸鳴音恢復(fù)的時(shí)間[WMD=-30.99,95%CI(-38.26,-23.72),P<0.001]。

圖9 兩組參與的胃腸功能數(shù)據(jù)森林圖。WMD:標(biāo)準(zhǔn)均數(shù)差

2.4.8腸道菌群：有3項(xiàng)研究[10,12,13]報(bào)道了腸道菌群(氧菌群酵母菌、雙歧桿菌、腸桿菌、厭氧菌群乳桿菌)水平的變化,研究間異質(zhì)性較高(P<0.001,I2=99.8%),故采用隨機(jī)效應(yīng)模型。結(jié)果顯示(圖10)干預(yù)組對(duì)比對(duì)照組可以顯著減少酵母菌和腸桿菌含量：酵母菌[WMD=-1.14,95%CI(-1.21,-1.07),P<0.001]；腸桿菌[WMD=-0.89,95%CI(-0.52,-0.74),P<0.001]，明顯增加了雙歧桿菌和乳酸桿菌的含量：雙歧桿菌[WMD=1.12,95%CI(1.02,1.22),P<0.001]；乳酸桿菌[WMD=0.99,95%CI(0.92,1.06),P<0.001]。

圖10 兩組參與的腸道菌群水平數(shù)據(jù)森林圖。WMD:標(biāo)準(zhǔn)均數(shù)差

2.4.9不良事件：有4項(xiàng)研究[5,6,10,12]報(bào)道了不良事件的發(fā)生，研究間異質(zhì)性較小(P=0.517,I2=0%)，故采用固定效應(yīng)模型。結(jié)果顯示(圖11)，干預(yù)組和對(duì)照組在不良事件的發(fā)生上沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[RR=0.49,95%CI(0.20,1.25),P=0.137]。

圖11 兩組參與的不良事件發(fā)生數(shù)據(jù)亞組森林圖。RR:風(fēng)險(xiǎn)比

3 討 論

目前，藥物治療(乳果糖和聚乙二醇)和生物反饋為臨床上治療FC的主要方式，在一定程度上能緩解便秘癥狀，但這兩種方式治療便秘均不徹底,極容易復(fù)發(fā)，且長(zhǎng)期服用藥物極易產(chǎn)生依賴性，導(dǎo)致自主排便更加困難。腸道菌群混亂是功能性便秘的重要發(fā)病機(jī)制，致病菌如大腸桿菌、需氧菌的含量通常高于健康人群，同時(shí)專性厭氧菌等有益菌相對(duì)減少。腸道菌群在機(jī)體代謝排泄以及免疫調(diào)節(jié)方面具有重要作用，營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的吸收與分布都與腸道微生物密切相關(guān)。腸道微生物菌群的豐富度和組成在一定程度上決定了大便性狀的黏稠與否,糞桿菌屬、乳球菌屬、氏菌屬的分布與結(jié)腸轉(zhuǎn)運(yùn)密切相關(guān)[15]。本Meta分析結(jié)果顯示，與單純藥物治療相比，F(xiàn)MT治療可以明顯減少腸道中的致病菌(腸桿菌、酵母菌)同時(shí)增加了腸道中的有益菌(雙歧桿菌、乳桿菌)。雙歧桿菌可通過調(diào)節(jié)腸道菌群、抑制炎癥、調(diào)節(jié)代謝途徑三種機(jī)制來控制FC的發(fā)生，研究發(fā)現(xiàn)FC患者不能有效促進(jìn)5-羥色胺的分泌是導(dǎo)致便秘的重要因素之一，而雙歧桿菌可誘導(dǎo)5-羥色胺分泌的增加，加速結(jié)腸的運(yùn)動(dòng)[16]。同時(shí)，F(xiàn)MT治療下有效增加了大便次數(shù)以及快速恢復(fù)了胃腸道功能，改善了大便性狀(BSFS評(píng)分)、緩解了便秘嚴(yán)重程度(Wexner評(píng)分、KESS評(píng)分)、提高了患者生活質(zhì)量(PAC-QOL評(píng)分)，有效調(diào)節(jié)了血清胃腸激素水平(顯著升高了SP、MTL激素的水平，降低了胃腸中NO和VIP的水平)，血清胃腸激素的水平與便秘的發(fā)生密切相關(guān)，SP物質(zhì)通過刺激胃腸壁從而加快胃腸蠕動(dòng)頻率以恢復(fù)腸道動(dòng)力[17]；MTL可以改善胃腸水轉(zhuǎn)運(yùn)和電解質(zhì)，長(zhǎng)期便秘患者體內(nèi)MTL水平會(huì)顯著降低；腸壁NO水平的升高會(huì)抑制胃腸道興奮性從而減弱胃腸動(dòng)力引起便秘的發(fā)生，F(xiàn)MT可通過增加乙酸和丁酸菌的產(chǎn)生減少NO的產(chǎn)生，從而促進(jìn)腸道蠕動(dòng)；VIP表達(dá)的升高會(huì)顯著抑制腸道蠕動(dòng)，導(dǎo)致便秘出現(xiàn)[18]。同時(shí)FMT聯(lián)合治療的不良事件發(fā)生與單純藥物治療相比并無差異性，證明FMT聯(lián)合治療功能性便秘是安全有效的。葛曉龍[19]選取了金陵醫(yī)院23例STC患者進(jìn)行FMT治療后顯示：在移植后的第4周患者平均大便次數(shù)從(1.8±0.7)增加到(5.1±1.8)，便秘的臨床改善率達(dá)到了73.9%。Zou Biao等[20]對(duì)74例便秘患者進(jìn)行回顧性分析發(fā)現(xiàn)：FMT治療后1、3、6、12、36、60個(gè)月，F(xiàn)C的臨床有效率分別為66.6、66.6、50.0、47.1、40.0和40.0%，這表明FMT治療可能不會(huì)帶來長(zhǎng)期的有效率，原因可能是移植的腸道細(xì)菌不能永久地在宿主腸道中定植，在這種情況下，考慮3-6個(gè)月重新給藥以維持療效。同時(shí)，不同途徑的糞菌移植方式可能會(huì)引起包括排氣、惡心、腹痛、腹瀉等不良反應(yīng)，但未報(bào)道出嚴(yán)重不良事件，這需要引起臨床醫(yī)生的注意并提前告知患者。

本研究的局限性：①納入研究的文獻(xiàn)質(zhì)量整體不高且樣本量小，對(duì)隨機(jī)序列的產(chǎn)生方法、分配隱藏、盲法等方面設(shè)計(jì)不夠嚴(yán)謹(jǐn)，可能導(dǎo)致一定程度的偏倚。②部分結(jié)局指標(biāo)異質(zhì)性過大且無法消除，可能是由于患者年齡、病程、FMT實(shí)施方法、隨訪時(shí)間和供體選擇、藥物類型所導(dǎo)致的，這可能影響了結(jié)果的可靠性。③FMT的臨床療效會(huì)隨著時(shí)間而降低，納入研究的隨訪時(shí)間都不夠長(zhǎng)，無法評(píng)價(jià)FMT治療功能性便秘的長(zhǎng)期療效。

本研究的優(yōu)勢(shì)：目前，對(duì)于FMT聯(lián)合藥物治療功能性便秘的研究較少但該治療方式又具有明顯優(yōu)于常規(guī)治療的療效，國(guó)內(nèi)目前僅有一篇Meta分析[21]探討了FMT治療功能性便秘，但其納入文獻(xiàn)為10篇非對(duì)照隊(duì)列研究和3篇RCT，我們納入的11項(xiàng)研究均為RCT。其次，我們納入了9項(xiàng)結(jié)局指標(biāo)，而這項(xiàng)研究只說明了不同途徑的糞菌移植對(duì)臨床緩解率的影響。綜上，我們的Meta分析的結(jié)果可信度更高，結(jié)局指標(biāo)更全面。但考慮到本研究的局限性，后期仍需要更多可靠的大樣本、多中心、高質(zhì)量、方法學(xué)更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)难芯縼磉M(jìn)一步證實(shí)FMT治療功能性便秘的有效性和安全性。

FMT聯(lián)合藥物治療功能性便秘相比單純常規(guī)治療具有更好的療效，因此，該方法值得進(jìn)一步臨床應(yīng)用。但由于面臨證據(jù)不足的原因，我們也需要更多高質(zhì)量的臨床隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)來說明經(jīng)多次FMT后腸道菌群恢復(fù)情況以及臨床改善率。