推拿干預(yù)頸動(dòng)脈粥樣硬化動(dòng)物模型安全性的系統(tǒng)評(píng)價(jià)和Meta分析

袁 鈺,蔣 濤,陳 輝

(1.安徽中醫(yī)藥大學(xué),安徽 合肥 230012;2.安徽中醫(yī)藥大學(xué)第二附屬醫(yī)院,安徽 合肥 230061)

頸動(dòng)脈粥樣硬化(carotid atherosclerosis,CAS)是一種動(dòng)脈血管壁的慢性炎癥性疾病。2020年,在全球30～70歲的人群中,頸動(dòng)脈斑塊的發(fā)病率為21.1%,隨年齡的增加而持續(xù)增長(zhǎng)［1］。Song等［2］研究發(fā)現(xiàn),中國(guó)超過70%的病例發(fā)生在農(nóng)村。其中東北地區(qū)40歲以上人群CAS的發(fā)病率為42.1%［3］,在無高血壓病、糖尿病、高血脂等心血管高危因素人群中發(fā)病率達(dá)23.4%［4］。此外,CAS的標(biāo)志物——頸動(dòng)脈鈣化在80%以上的老年人中都有發(fā)生［5］。

中老年群體亦是頸椎病的高發(fā)人群,中國(guó)頸椎病的發(fā)病率為13.76%,其中45～60歲群體的發(fā)病率最高［6］。在頸椎病住院患者中,40～70歲人群占比73.43%［7］。推拿在治療脊柱退行性病變中具有獨(dú)特的優(yōu)勢(shì),常作為頸椎病的首選治療方法,具有整脊復(fù)位,糾正小關(guān)節(jié)錯(cuò)縫,恢復(fù)頸椎內(nèi)外源穩(wěn)定等療效。

目前,關(guān)于頸椎病合并CAS的患者能否接受推拿治療,以及推拿是否會(huì)導(dǎo)致CAS斑塊不穩(wěn)定,學(xué)術(shù)界尚未定論。動(dòng)物實(shí)驗(yàn)的系統(tǒng)評(píng)價(jià)可對(duì)干預(yù)措施的安全性提供參考,可降低其向臨床轉(zhuǎn)化的風(fēng)險(xiǎn)。本研究旨在通過系統(tǒng)評(píng)價(jià)和Meta分析,探討推拿干預(yù)CAS動(dòng)物模型的風(fēng)險(xiǎn)及安全性,為相關(guān)機(jī)制研究以及臨床治療提供參考。

1 資料與方法

1.1 檢索策略 檢索中國(guó)知網(wǎng)、萬方、維普、中國(guó)生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(kù),檢索式為(頸動(dòng)脈粥樣硬化OR頸動(dòng)脈斑塊OR頸動(dòng)脈狹窄)AND(推拿OR按摩OR頸椎旋轉(zhuǎn)OR推橋弓);以及PubMed、Cochrane Library、Web of Science,檢索式為((Manipulation)OR(Massage)OR(cervical rotatory manipulation)OR(mobilization of pushing on Qiao-Gong)OR(CRM)OR(MPQ))AND((Carotid Plaque)OR(Carotid atherosclerosis)OR(Carotid Stenosis))。全面檢索自建庫(kù)以來至2022年9月30日收錄的所有相關(guān)文獻(xiàn)。

1.2 文獻(xiàn)篩選 由2名研究者獨(dú)立進(jìn)行文獻(xiàn)檢索,根據(jù)擬定的納入和排除標(biāo)準(zhǔn),篩選出相符的文獻(xiàn),提取相關(guān)數(shù)據(jù),而后交叉核對(duì)。當(dāng)意見不一致時(shí),經(jīng)討論或由第三方協(xié)助判斷。

1.3 資料提取 用Excel制定資料提取表格,2名研究者獨(dú)立提取文獻(xiàn)中的第一作者、發(fā)表年份、實(shí)驗(yàn)動(dòng)物品種、數(shù)量、體質(zhì)量、模型復(fù)制方法、實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組動(dòng)物數(shù)量(僅納入最終進(jìn)入實(shí)驗(yàn)的動(dòng)物數(shù)量)、干預(yù)措施、治療療程、結(jié)局指標(biāo),最后統(tǒng)一核對(duì)。

1.4 納入標(biāo)準(zhǔn) ①研究類型:采用隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)的動(dòng)物實(shí)驗(yàn)研究,不限制是否使用盲法;②研究對(duì)象:實(shí)驗(yàn)性CAS模型,動(dòng)物品類不限;③干預(yù)措施:實(shí)驗(yàn)組采用推拿(不限制手法),對(duì)照組為模型對(duì)照;④結(jié)局指標(biāo):血流動(dòng)力學(xué)指標(biāo)、拉伸力學(xué)指標(biāo)、拉曼光譜峰值、免疫組織化學(xué)指標(biāo)、膠原纖維含量、血清炎癥因子。

1.5 排除標(biāo)準(zhǔn) ①臨床研究;②綜述類文章;③學(xué)位論文;④干預(yù)措施不符;⑤無法獲取具體實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù);⑥重復(fù)文獻(xiàn)。

1.6 質(zhì)量評(píng)價(jià) 2名研究者采用SYRCLE動(dòng)物實(shí)驗(yàn)偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具［8］,獨(dú)立完成納入文獻(xiàn)的偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)并交叉核對(duì)。

1.7 統(tǒng)計(jì)分析 采用Review Manager 5.4軟件對(duì)納入文獻(xiàn)進(jìn)行Meta分析。連續(xù)性變量采用均數(shù)差(mean difference,MD)或標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差(standardized mean difference,SMD)為效應(yīng)尺度,并計(jì)算95%可信區(qū)間(confidence interval,CI)。對(duì)納入文獻(xiàn)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn),當(dāng)P>0.1,I2≤50%時(shí),用固定效應(yīng)模型;當(dāng)P≤0.1,I2>50%時(shí),用隨機(jī)效應(yīng)模型。采用逐篇排除文獻(xiàn)法對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行敏感性分析,若剔除文獻(xiàn)前后結(jié)果一致,表明結(jié)果較為穩(wěn)健;反之,則結(jié)果不穩(wěn),需謹(jǐn)慎對(duì)待。繪制漏斗圖并用Stata 12.0軟件中Egger檢驗(yàn)觀察和分析發(fā)表偏倚。當(dāng)研究資料過少時(shí),僅進(jìn)行描述性分析。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)篩選結(jié)果 根據(jù)檢索式從各數(shù)據(jù)庫(kù)中篩選出714篇文獻(xiàn),剔除102篇重復(fù)文獻(xiàn),閱讀標(biāo)題、摘要和全文后,剔除600篇不符合要求的文獻(xiàn),最終納入12篇文獻(xiàn),其中中文文獻(xiàn)8篇［9-16］,英文文獻(xiàn)4篇［17-20］。

2.2 文獻(xiàn)基本特征 共納入12項(xiàng)研究,其中8項(xiàng)研究［9,13-19］干預(yù)措施采用了頸椎旋轉(zhuǎn)手法(cervical rotatory manipulation,CRM),2項(xiàng)研究［10,20］運(yùn)用了推橋弓手法(mobilization of pushing on Qiao-Gong,MPQ),2項(xiàng)研究［11-12］將CRM和MPQ均納入實(shí)驗(yàn)組,2種干預(yù)措施均符合納入標(biāo)準(zhǔn),故分析時(shí)拆分為CRM-模型對(duì)照和MPQ-模型對(duì)照。見表1。

表1 納入研究的基本特征

2.3 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)結(jié)果 根據(jù)SYRCLE偏倚分析評(píng)估工具,對(duì)納入的12篇文獻(xiàn)進(jìn)行評(píng)價(jià)。見表2。

表2 偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估結(jié)果

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1 推拿對(duì)頸動(dòng)脈血流動(dòng)力學(xué)參數(shù)的影響

(1)對(duì)PSV的影響 納入3篇文獻(xiàn)［10,18-19］,結(jié)果顯示存在異質(zhì)性(P=0.05,I2=67%)。隨機(jī)效應(yīng)模型Meta分析:推拿未降低頸動(dòng)脈PSV值［SMD=-0.16,95% CI(-1.45,1.13),P=0.81］。見圖1。

圖1 推拿對(duì)CAS動(dòng)物PSV影響的森林圖

(2)對(duì)EDV的影響 納入3篇文獻(xiàn)［10,18-19］,結(jié)果顯示存在同質(zhì)性(P=0.18,I2=43%)。固定效應(yīng)模型Meta分析:推拿未降低頸動(dòng)脈EDV值［SMD=-0.57,95%CI(-1.26,0.13),P=0.11］。

(3)對(duì)RI的影響 納入3篇文獻(xiàn)［10,18-19］,結(jié)果顯示存在同質(zhì)性(P=0.26,I2=26%)。固定效應(yīng)模型Meta分析:推拿未增加頸動(dòng)脈RI值［SMD=0.40,95%CI(-0.28,1.09),P=0.25］。

(4)對(duì)PI的影響 納入3篇文獻(xiàn)［10,18-19］,結(jié)果顯示存在同質(zhì)性(P=0.30,I2=17%)。固定效應(yīng)模型Meta分析:推拿未增加頸動(dòng)脈PI值［SMD=0.52,95%CI(-0.17,1.21),P=0.14］。

(5)對(duì)平均血流速度的影響 納入2篇文獻(xiàn)［9,18］,結(jié)果顯示存在同質(zhì)性(P=0.24,I2=27%)。固定效應(yīng)模型Meta分析:推拿未改變頸動(dòng)脈平均血流速度［SMD=-0.08,95%CI(-0.87,0.71),P=0.84］。

2.4.2 推拿對(duì)頸動(dòng)脈血管拉伸力學(xué)指標(biāo)的影響

(1)對(duì)最大載荷的影響 納入4篇文獻(xiàn)［11,13,15,20］5項(xiàng)研究數(shù)據(jù),結(jié)果顯示存在異質(zhì)性(P<0.000 01,I2=86%)。隨機(jī)效應(yīng)模型Meta分析:推拿未增加血管的最大載荷［SMD=0.03,95%CI(-1.23,1.29),P=0.97］。見圖2。

圖2 推拿對(duì)CAS動(dòng)物最大載荷影響的森林圖

(2)對(duì)最大應(yīng)力的影響 納入3篇文獻(xiàn)［11,13,20］4項(xiàng)研究數(shù)據(jù),結(jié)果顯示存在同質(zhì)性(P=0.86,I2=0%);固定效應(yīng)模型Meta分析:推拿使血管的最大應(yīng)力增加［SMD=0.63, 95%CI(0.14,1.12),P=0.01］。見圖3。

圖3 推拿對(duì)CAS動(dòng)物最大應(yīng)力影響的森林圖

(3)對(duì)最大應(yīng)變的影響 納入4篇文獻(xiàn)［11,13,15,20］5項(xiàng)研究數(shù)據(jù),結(jié)果顯示存在同質(zhì)性(P=0.14,I2=42%)。固定效應(yīng)模型Meta分析:推拿使血管的最大應(yīng)變降低［SMD=-0.56,95%CI(-0.99,-0.12),P=0.01］。見圖4。

圖4 推拿對(duì)CAS動(dòng)物最大應(yīng)變影響的森林圖

(4)對(duì)彈性模量的影響 納入4篇文獻(xiàn)［11,13,15,20］5項(xiàng)研究數(shù)據(jù),結(jié)果顯示存在同質(zhì)性(P=0.13,I2=43%)。固定效應(yīng)模型Meta分析:推拿使血管的彈性模量值增加［SMD=0.94,95%CI(0.49,1.40),P<0.000 01］。見圖5。

圖5 推拿對(duì)CAS動(dòng)物彈性模量影響的森林圖

2.4.3 推拿對(duì)拉曼光譜峰值的影響 納入2篇文獻(xiàn)［12,14］3項(xiàng)研究數(shù)據(jù),結(jié)果顯示存在同質(zhì)性(拉曼光譜峰值1 450 cm-1處:P=0.87,I2=0%;1 660 cm-1處:P=0.95,I2=0%);固定效應(yīng)模型Meta分析:推拿對(duì)拉曼光譜脂質(zhì)特征峰峰值無影響［1 450 cm-1處:SMD=-0.09,95%CI(-0.73,0.55),P=0.78;1 660 cm-1處:SMD=0.12,95% CI(-0.52,0.76),P=0.71］。

2.4.4 推拿對(duì)巨噬細(xì)胞IOD的影響 納入2項(xiàng)研究數(shù)據(jù)［16-17］,結(jié)果顯示存在同質(zhì)性(P=0.67,I2=0%)。固定效應(yīng)模型Meta分析:推拿使巨噬細(xì)胞IOD值增加［MD=2.39,95%CI(1.84,2.94),P<0.000 01］。

2.4.5 推拿對(duì)巨噬細(xì)胞MVD的影響 納入1項(xiàng)研究數(shù)據(jù)［17］,結(jié)果顯示推拿使巨噬細(xì)胞MVD值增加［MD=10.46,95% CI(2.50,18.42),P=0.01］。

2.4.6 推拿對(duì)膠原纖維含量的影響 納入1項(xiàng)研究數(shù)據(jù)［17］,結(jié)果顯示推拿使斑塊中膠原纖維含量降低［MD=-20.05,95%CI(-37.37,-2.73),P=0.02］。

2.4.7 推拿對(duì)血清炎癥因子的影響 納入1項(xiàng)研究數(shù)據(jù)［17］,結(jié)果顯示推拿使血清hs-CRP水平升高［MD=1.00,95% CI(0.14,1.86),P=0.02］,對(duì)血清Lp-PLA2水平的影響無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義［MD=1.35,95%CI(-3.94,6.64),P=0.62］。

2.5 敏感性分析 對(duì)血流動(dòng)力學(xué)、血管拉伸力學(xué)各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行敏感性分析。在EDV、RI、PI、最大應(yīng)變、最大應(yīng)力、彈性模量值中,敏感性分析前后結(jié)果一致,結(jié)果較為穩(wěn)健。在PSV值中,剔除張少群等［10］一文后,森林圖中合并效應(yīng)量右移,分析可能與干預(yù)措施不同有關(guān),固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)值,結(jié)果［SMD=0.42,95% CI(-0.44,1.29),P=0.34］與Meta分析結(jié)果一致。見圖1、圖6。

圖6 推拿對(duì)CAS動(dòng)物PSV影響的敏感性分析結(jié)果

在最大載荷中,剔除黃學(xué)成等［15］一文后,森林圖中合并效應(yīng)量右移,分析可能與模型復(fù)制方式不同有關(guān),固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)值,結(jié)果顯示推拿使頸動(dòng)脈血管拉伸的最大載荷增加［SMD=0.58,95% CI(0.08,1.08),P=0.02］,與Meta分析結(jié)果不一致。因此,最大載荷的Meta分析結(jié)果應(yīng)謹(jǐn)慎對(duì)待,需要更多的高質(zhì)量文獻(xiàn)進(jìn)一步論證。見圖2、圖7。

圖7 推拿對(duì)CAS動(dòng)物最大載荷影響的敏感分析結(jié)果

2.6 發(fā)表偏倚 對(duì)最大載荷、最大應(yīng)變、彈性模量值進(jìn)行發(fā)表偏倚檢測(cè),漏斗圖未見明顯不對(duì)稱。見圖8。Egger檢驗(yàn)結(jié)果:推拿對(duì)CAS動(dòng)物血管的最大載荷［P=0.539,95% CI(-37.218 78,23.919 74)］、最大應(yīng)變［P=0.107,95% CI(-42.841 94,7.070 046)］、彈性模量［P=0.008,95% CI(4.979 68,14.741 57)］的影響無發(fā)表偏倚。

圖8 推拿對(duì)CAS動(dòng)物最大載荷、最大應(yīng)變、彈性模量影響的漏斗圖

3 討論

頸動(dòng)脈內(nèi)膜損傷產(chǎn)生炎癥,刺激巨噬細(xì)胞形成,吞噬被氧化修飾的低密度脂蛋白轉(zhuǎn)化為泡沫細(xì)胞,形成早期斑塊［21］。斑塊的穩(wěn)定性主要取決于外部因素和內(nèi)部因素兩方面。

外部因素主要是血流動(dòng)力學(xué)以及血管拉伸力學(xué)兩方面。血流動(dòng)力學(xué)可以反映血管的彈性和血液供應(yīng)情況,PSV、EDV降低提示血管供血不足,RI、PI升高提示血管外周阻力增加,動(dòng)脈血管壁變硬［22-23］。Chuang等［24］提出,頸總動(dòng)脈低血流速度可以預(yù)測(cè)卒中和缺血性心臟病的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。Lau等［25］發(fā)現(xiàn),頸內(nèi)動(dòng)脈PI值與全球小血管疾病關(guān)系密切,也是潛在大動(dòng)脈僵硬的指標(biāo)。因此,本研究對(duì)血流動(dòng)力學(xué)指標(biāo)進(jìn)行Meta分析,結(jié)果顯示推拿對(duì)其影響的差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。血管拉伸力學(xué)可以反映血管的性能和質(zhì)量。張雨豪等［26］指出,血管應(yīng)力指血管拉伸時(shí)單位截面積所受的力;應(yīng)變指血管單位長(zhǎng)度對(duì)應(yīng)的伸長(zhǎng)量;彈性模量即應(yīng)力與應(yīng)變的比值,可以衡量血管產(chǎn)生彈性形變的難易程度。彈性模量值越高,血管的剛度越大,產(chǎn)生彈性形變所需的力越多。于波等［27］研究發(fā)現(xiàn),與正常大鼠相比,CAS大鼠的血管最大載荷、最大應(yīng)力、最大應(yīng)變值顯著降低。Meta分析結(jié)果顯示,推拿會(huì)導(dǎo)致CAS動(dòng)物的血管彈性進(jìn)一步下降。

內(nèi)部因素包括斑塊內(nèi)脂質(zhì)核心大小、新生血管、膠原纖維含量以及炎癥情況等。拉曼光譜能定性和定量分析細(xì)胞內(nèi)外的脂類、蛋白質(zhì)等成分的含量和分布［28］,已被用于CAS的診斷及斑塊中脂質(zhì)成分的測(cè)量。該圖譜中1 450 cm-1和1 660 cm-1特征峰處為脂質(zhì)特征峰,可以反映斑塊中脂質(zhì)含量,在斑塊中占比越高,斑塊穩(wěn)定性越差［29］。除此之外,斑塊內(nèi)新生血管形成亦是斑塊不穩(wěn)定的關(guān)鍵性因素,與炎癥反應(yīng)密切相關(guān)［30］。聶紅軍等［31］研究發(fā)現(xiàn),斑塊內(nèi)新生血管更多的患者,斑塊易損性更高,更容易發(fā)生急性腦血管事件。郭繼強(qiáng)等［32］指出,炎癥反應(yīng)與斑塊穩(wěn)定性密切相關(guān),炎癥因子hs-CRP和Lp-PLA2增高會(huì)影響斑塊穩(wěn)定性,增加腦梗死風(fēng)險(xiǎn)。本研究結(jié)果表明,與模型對(duì)照組相比,推拿對(duì)CAS斑塊中脂質(zhì)含量無影響,但會(huì)使斑塊中膠原纖維含量下降,巨噬細(xì)胞含量增加,血清hs-CRP水平升高,造成斑塊不穩(wěn)定。由于納入的研究數(shù)量較少,結(jié)果可能存在偏倚,有待進(jìn)一步研究。

綜上所述,推拿不會(huì)降低頸動(dòng)脈血流速度,也不會(huì)增加血管外周阻力和斑塊中脂質(zhì)含量,但可能導(dǎo)致CAS動(dòng)物頸動(dòng)脈血管彈性下降,膠原纖維減少,斑塊纖維帽變薄,斑塊內(nèi)巨噬細(xì)胞和新生血管增多。本次研究存在以下局限性:①納入的文獻(xiàn)均未提及分配隱藏,僅1篇對(duì)盲法進(jìn)行描述,可能存在潛在偏倚風(fēng)險(xiǎn);②納入研究的動(dòng)物品種、干預(yù)措施、CAS嚴(yán)重程度均存在一定差異,但由于研究數(shù)量較少,無法進(jìn)行亞組分析,影響了數(shù)據(jù)的參考價(jià)值;③各指標(biāo)納入文獻(xiàn)較少,敏感性分析結(jié)果的參考價(jià)值受限。因此,需要納入更多的高質(zhì)量文獻(xiàn)對(duì)本研究結(jié)果予以驗(yàn)證,從而充分證實(shí)頸部推拿的風(fēng)險(xiǎn)及安全性,為臨床治療提供佐證。