血清總膽紅素水平在炎癥性腸病中臨床意義的meta分析

陳曉天,霍麗娟

(1.山西醫(yī)科大學(xué)第一臨床醫(yī)學(xué)院,山西 太原 030001;2.山西醫(yī)科大學(xué)第一醫(yī)院消化科,山西 太原 030001)

炎癥性腸病(Inflammatory Bowel Disease,IBD)是發(fā)病機(jī)制尚未明確的慢性非特異性腸道炎性疾病,包括潰瘍性結(jié)腸炎(Ulcerative Colitis,UC)和克羅恩病(Crohn’s disease,CD)。IBD病程長、難治、易復(fù)發(fā),病程中需長期監(jiān)測(cè)病情變化以指導(dǎo)后續(xù)治療。腸鏡及活檢是判斷IBD患者病情狀態(tài)的金標(biāo)準(zhǔn),但其為有創(chuàng)操作,患者依從性差,不適于長期監(jiān)測(cè);而協(xié)助評(píng)估IBD病情嚴(yán)重程度的現(xiàn)有血清學(xué)指標(biāo)如血沉(Erythrocyte Sedimentation Rate,ESR)、C反應(yīng)蛋白(C-reactive protein,CRP)等特異性差[1]。因此尋求更加簡便、無創(chuàng)、準(zhǔn)確、特異的指標(biāo)以指導(dǎo)IBD病情判斷意義重大。膽紅素分子中含有活性氫原子和共軛雙鍵,是體內(nèi)天然的抗氧化劑[2]。已有研究證明膽紅素在諸如心血管疾病等氧化應(yīng)激介導(dǎo)的疾病中有積極的預(yù)防作用[3],有研究發(fā)現(xiàn)IBD患者腸道及全身也存在過度的氧化應(yīng)激[4],因此膽紅素的抗氧化作用可能在IBD的發(fā)生發(fā)展中有一定的積極作用。近年來有研究發(fā)現(xiàn)血清總膽紅素(serum total bilirubin,STB)水平與IBD的疾病活動(dòng)度及嚴(yán)重程度有一定關(guān)系[5-7],但各研究結(jié)果并不一致,且樣本量較少,因此本研究進(jìn)行meta分析以總結(jié)現(xiàn)有證據(jù),綜合評(píng)價(jià)STB在IBD中的臨床價(jià)值,以期為IBD的診治提供參考。

1 資料與方法

1.1檢索策略 檢索PubMed、Web of Science、Embase、Cochrane圖書館、中國知網(wǎng)、萬方、維普和CBM等數(shù)據(jù)庫從建庫到2022年11月有關(guān)STB與IBD關(guān)系的病例對(duì)照研究。采用主題詞/關(guān)鍵詞途徑檢索,中文檢索詞為“炎癥性腸病、潰瘍性結(jié)腸炎、克羅恩病、直接膽紅素、間接膽紅素、結(jié)合膽紅素、非結(jié)合膽紅素、總膽紅素”,英文檢索詞為“inflammatory bowel disease、IBD、Ulcerative colitis、Crohn’s disease、bilirubin、direct bilirubin、indirect bilirubin、Conjugated bilirubin、Unconjugated bilirubin、total bilirubin”,并手工檢索納入文獻(xiàn)的參考文獻(xiàn)。

1.2納入和排除標(biāo)準(zhǔn) 納入標(biāo)準(zhǔn)：①研究類型為病例對(duì)照研究;②病例組的研究對(duì)象必須基于標(biāo)準(zhǔn)化的診斷標(biāo)準(zhǔn);③可獲得STB的數(shù)據(jù);④非IBD組作為對(duì)照;⑤研究中各組具有可比性。排除標(biāo)準(zhǔn)：①來自同一研究中心的重復(fù)數(shù)據(jù);②研究中患者無明確的臨床診斷;③動(dòng)物研究、病例報(bào)告、信件、綜述或會(huì)議摘要;④無法獲得全文、數(shù)據(jù)不完整者。

1.3文獻(xiàn)篩選和數(shù)據(jù)提取 根據(jù)納入和排除標(biāo)準(zhǔn),由2位研究員獨(dú)立篩選文獻(xiàn)、并按照事先設(shè)計(jì)的資料提取表提取數(shù)據(jù)并交叉核對(duì),若遇分歧則討論解決。為便于結(jié)果分析,當(dāng)原文中報(bào)告了STB的中位數(shù)和四分位距且與通信作者聯(lián)系無效時(shí),采用羅德惠等[8]提出的方法實(shí)現(xiàn)從中位數(shù)和四分位距到平均值和標(biāo)準(zhǔn)差的轉(zhuǎn)換。此外,研究中STB單位不一致時(shí),利用1 mg/dl=17.1 μmol/L實(shí)現(xiàn)單位變換。

1.4質(zhì)量評(píng)估 應(yīng)用Newcastle-Ottawa Scale(NOS)量表[9]評(píng)估每項(xiàng)研究的質(zhì)量,該量表包括受試者選擇、組間可比性和暴露因子測(cè)量評(píng)估三個(gè)方面。評(píng)分范圍為0～9分,其中0～3分、4～6分和7～9分分別表示低、中、高質(zhì)量研究文獻(xiàn)。

1.5統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用RevMan5.4.1和Stata13.1軟件進(jìn)行meta分析。STB濃度為連續(xù)變量,選取標(biāo)準(zhǔn)均數(shù)差(Standardized Mean Difference,SMD)作為效應(yīng)量(ES),并計(jì)算其95%CI;相關(guān)系數(shù)r的合并首先進(jìn)行Fisher’s轉(zhuǎn)換,最終得到效應(yīng)量z后進(jìn)一步轉(zhuǎn)換為總相關(guān)系數(shù)[10];統(tǒng)計(jì)量比值比OR的合并效應(yīng)量仍為OR。異質(zhì)性檢驗(yàn)采用Q檢驗(yàn)和I2統(tǒng)計(jì)量評(píng)價(jià),若異質(zhì)性較小(P>0.05且I2<50%),則采用固定效應(yīng)模型分析;若異質(zhì)性較大(P≤0.05或I2≥50%),則采用隨機(jī)效應(yīng)模型。Meta分析中合并效應(yīng)量的檢驗(yàn)應(yīng)用Z(u)檢驗(yàn),P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,用森林圖表示假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果。對(duì)于有異質(zhì)性者行亞組分析尋找可能的異質(zhì)性來源。采用Egger's回歸分析檢驗(yàn)發(fā)表偏倚的可能性,P<0.05提示存在發(fā)表偏倚。采用剪補(bǔ)法和逐一排除法進(jìn)行敏感性分析以判斷meta分析結(jié)果的穩(wěn)定性。

2 結(jié) 果

2.1文獻(xiàn)檢索與研究特點(diǎn) 初檢檢出文獻(xiàn)4748篇,經(jīng)去重、閱讀標(biāo)題、摘要及全文并手動(dòng)檢索納入研究的參考文獻(xiàn)后,最終14篇文章18項(xiàng)研究被納入分析[5-7,11-21],共包括6067例參與者(IBD組2972例和對(duì)照組3095例)。Schieffer等[6]納入兩個(gè)中心的UC和CD患者,因此該文章被視為4項(xiàng)研究;Zhou等[7]納入一個(gè)中心的UC和CD患者,因此將其視為2項(xiàng)研究。納入研究中7項(xiàng)以CD患者為研究對(duì)象[5-6,13-14,16],11項(xiàng)以UC患者為研究對(duì)象[6,11-12,15-21]。文獻(xiàn)檢索選擇流程見圖1。納入文獻(xiàn)特征見表1。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖Fig.1 Flow chart of document screening

表1 納入文獻(xiàn)的基本特征Tab.1 Basic characteristics of the eligible literature

2.2質(zhì)量評(píng)價(jià)結(jié)果 11項(xiàng)研究NOS評(píng)分為7分[11-13,15,17,20-22],4項(xiàng)為6分[14,19,23-24],2項(xiàng)為8分[18],1項(xiàng)為9分[16]。文獻(xiàn)質(zhì)量總體較高,見表1。

2.3Meta分析結(jié)果

2.3.1IBD患者的STB水平 18項(xiàng)研究報(bào)告了IBD組和對(duì)照組STB水平的差異。各研究間異質(zhì)性較大(I2=92%,P<0.05),故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。結(jié)果顯示,合并效應(yīng)量SMD=-0.80,95%CI=-0.99～-0.61,檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z=8.33,P<0.01,可認(rèn)為IBD組STB水平較對(duì)照組低。見圖2。Zhou[7]、Su[14]、譚麗等[18]的結(jié)果離均值較遠(yuǎn),但將其去除后重新合并結(jié)果差異仍有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(SMD=-0.71,95%CI=-0.83～-0.58,P<0.01),且異質(zhì)性有所下降(I2=77.9%)。

為進(jìn)一步尋求異質(zhì)性來源,分別按照疾病類型、研究所在國家、對(duì)照組人群和NOS得分進(jìn)行亞組分析,結(jié)果顯示各亞組結(jié)果未發(fā)生改變,如UC組和CD組STB水平均低于對(duì)照組。見表2。

2.3.2STB與IBD活動(dòng)度的關(guān)系 4項(xiàng)研究[14-15,17,21]比較了活動(dòng)期與緩解期IBD患者STB的差異,包括207例活動(dòng)期和108例緩解期患者,研究間異質(zhì)性較大(I2=73%),采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析,結(jié)果顯示活動(dòng)期IBD患者的STB水平顯著低于緩解期(SMD=-0.76,95%CI=-1.33～-0.19,P=0.009)。見圖3。

圖2 IBD組與對(duì)照組STB水平比較的森林圖Fig.2 Forest plot for comparison of STB level between IBD group and control group

表2 IBD組與對(duì)照組STB水平比較的亞組分析結(jié)果Tab.2 Subgroup analysis of comparison of STB level between IBD group and control group

圖3 IBD活動(dòng)期與緩解期STB水平比較的森林圖Fig.3 Forest plot for comparison of STB levels of patients in active stage and remission stage

2.3.3STB與IBD嚴(yán)重程度的關(guān)系 7項(xiàng)研究[12,14-15,17-18,20-21]報(bào)告了不同嚴(yán)重程度IBD患者的STB水平,分別包括219、393、154例輕、中、重度IBD患者。研究間異質(zhì)性較小,采用固定效應(yīng)模型分析,結(jié)果顯示,隨著IBD嚴(yán)重程度的增加,STB水平呈下降趨勢(shì),即重度IBD患者STB水平最低(輕度比中度：SMD=-0.35,95%CI=-0.52～-0.18,P<0.01;中度比重度：SMD=-0.59,95%CI=-0.78～-0.39,P<0.01;輕度比重度：SMD=-0.88,95%CI=-1.10～-0.66,P<0.01)。見圖4。

2.3.4STB與ESR、CRP、Hb的相關(guān)性 18項(xiàng)研究中,4項(xiàng)研究[15-16,19]報(bào)告了STB與ESR、CRP的相關(guān)性;5項(xiàng)研究[7,16-17,21]報(bào)告了與IBD臨床評(píng)分(UC的Mayo評(píng)分,CD的CDAI評(píng)分)的相關(guān)性;3項(xiàng)研究[16-19]報(bào)告了與Hb的相關(guān)性。文獻(xiàn)均采用Spearson相關(guān)性分析,因此首先提取研究中原始相關(guān)系數(shù)并進(jìn)行Fisher’s轉(zhuǎn)換,最終得到效應(yīng)量z后進(jìn)一步轉(zhuǎn)換為合并后相關(guān)系數(shù)r。結(jié)果顯示,STB水平與ESR[-0.41(-0.45～-0.35),P<0.01]、CRP[-0.37(-0.48～-0.26),P<0.01]及IBD臨床評(píng)分[-0.54(-0.70～-0.39),P<0.01]呈負(fù)相關(guān),但與Hb[0.45(0.40～0.50),P<0.01]呈正相關(guān)。見圖5～8。

圖4 IBD不同嚴(yán)重程度STB水平比較的森林圖Fig.4 Forest plot for comparison of STB levels in different severities of IBD

圖5 IBD患者STB水平與ESR相關(guān)性的森林圖Fig.5 Forest plot of correlation between STB level and ESR in IBD patients

圖6 IBD患者STB水平與CRP相關(guān)性的森林圖Fig.6 Forest plot of correlation between STB level and CRP in IBD patients

圖7 IBD患者STB水平與臨床評(píng)分相關(guān)性的森林圖Fig.7 Forest plot of correlation between STB level and clinical score of IBD patients

圖8 IBD患者STB水平與Hb相關(guān)性的森林圖Fig.8 Forest plot of correlation between STB level and Hb in IBD patients

2.3.5STB水平與IBD發(fā)病風(fēng)險(xiǎn) 7項(xiàng)研究[6,11,13,15]根據(jù)納入研究對(duì)象STB水平的四分位距將其分為4組,具體分組方法見表1,并以STB最高組為參照,對(duì)其他3組的IBD發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行了Logistic回歸分析。提取各項(xiàng)研究中STB水平最低組發(fā)生IBD的OR值和95%CI進(jìn)行meta分析。結(jié)果顯示,STB最低組發(fā)生IBD的風(fēng)險(xiǎn)為最高組的3.15倍(OR=3.15,95%CI=2.24～4.44,P<0.01)。見圖9。

圖9 低水平STB發(fā)生IBD風(fēng)險(xiǎn)的OR值的森林圖Fig.9 Forest plot of OR of IBD risk in low level STB

2.4發(fā)表偏倚評(píng)估 采用Egger’s回歸檢驗(yàn)進(jìn)行發(fā)表偏倚評(píng)價(jià)：①進(jìn)行IBD組與對(duì)照組比較的18項(xiàng)研究經(jīng)Egger’s檢驗(yàn)提示存在發(fā)表偏倚(P=0.009);②對(duì)比活動(dòng)期與緩解期的4項(xiàng)研究不存在發(fā)表偏倚(P=0.814);③在涉及嚴(yán)重程度比較的7項(xiàng)研究中不存在發(fā)表偏倚(P=0.874);④進(jìn)行STB與ESR等指標(biāo)的相關(guān)性分析的研究也不存在發(fā)表偏倚(ESR：P=0.08;CRP：P=0.329;臨床評(píng)分：P=0.082;Hb：P=0.087);⑤進(jìn)行OR值合并的7項(xiàng)研究行Egger’s檢驗(yàn)提示存在發(fā)表偏倚(P=0.044)。

2.5敏感性分析 對(duì)存在發(fā)表偏倚者進(jìn)行敏感性分析：①進(jìn)行IBD組與對(duì)照組比較的18項(xiàng)研究應(yīng)用剪補(bǔ)法結(jié)果顯示需補(bǔ)充3項(xiàng)研究,但剪補(bǔ)前后結(jié)果未發(fā)生改變,見圖10。同時(shí)應(yīng)用逐一剔除法行敏感性分析,結(jié)果顯示剔除每項(xiàng)研究后重新得到的合并效應(yīng)量均在95%CI之內(nèi),表示單項(xiàng)研究不會(huì)影響最終結(jié)果,即該結(jié)果的穩(wěn)定性良好,見圖11;②進(jìn)行OR值合并的7項(xiàng)研究應(yīng)用逐一剔除法進(jìn)行敏感性分析的結(jié)果顯示合并效應(yīng)量無明顯變化,提示結(jié)果穩(wěn)定,見圖12。

圖10 所有研究的剪補(bǔ)法分析圖Fig.10 Trim-and-fill method for all studies

圖11 所有研究的敏感性分析——逐一剔除法Fig.11 Sensitivity analysis of all studies--step-wise rejection method

3 討 論

IBD是腸道破壞性和難治性疾病,其發(fā)病涉及遺傳、免疫、感染、環(huán)境等多個(gè)方面,最終導(dǎo)致腸道過度的氧化應(yīng)激及腸道黏膜屏障的破壞[4]。目前研究發(fā)現(xiàn)膽紅素在IBD的發(fā)生發(fā)展中發(fā)揮了諸多有益作用,具體表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：首先,膽紅素作為體內(nèi)天然的抗氧化劑可有效清除活性氧(ROS)等氧化產(chǎn)物而減輕IBD患者體內(nèi)過度的氧化應(yīng)激[22];其次,膽紅素可通過抑制血管細(xì)胞黏附分子(vascular cell adhesion molecule)-1依賴途徑而阻止炎癥細(xì)胞在腸黏膜的浸潤和積聚而發(fā)揮抗炎作用[23];再次,研究發(fā)現(xiàn)膽紅素可抑制消化蛋白酶的活性而保護(hù)腸道屏障[24];最后,膽紅素可增加腸道有益菌的數(shù)量而改善IBD患者失調(diào)的腸道菌群[25]。

本研究收集了有關(guān)STB與IBD相關(guān)性的病例對(duì)照研究,結(jié)果顯示IBD患者STB水平低于對(duì)照組,正常范圍內(nèi)低水平的STB發(fā)生IBD的風(fēng)險(xiǎn)更高。此外,活動(dòng)期IBD患者較緩解期低,重度患者較輕中度低,且STB水平還與目前反映IBD疾病嚴(yán)重程度的指標(biāo)存在一定相關(guān)性,如與血清ESR、CRP及IBD臨床評(píng)分成反比,與Hb成正比?；谇笆瞿懠t素的有益作用,我們推測(cè)該結(jié)果一方面可能與STB水平較低者機(jī)體抗氧化能力有所降低而促進(jìn)了IBD的發(fā)生發(fā)展有關(guān),另一方面可能與IBD患者氧化應(yīng)激增加導(dǎo)致包括膽紅素在內(nèi)的抗氧化物質(zhì)消耗增多有關(guān),因此STB與IBD的因果關(guān)系尚不明確。另一方面,膽紅素是血紅素的降解產(chǎn)物,主要來自于體內(nèi)衰老紅細(xì)胞中Hb的降解,因此這可能也與STB與Hb水平成正比有一定關(guān)系。可見STB水平與IBD的發(fā)生、活動(dòng)性及嚴(yán)重程度有一定關(guān)系,在IBD病情評(píng)估中具有重要價(jià)值。

此外,還有研究提示STB在IBD患者預(yù)后及治療中的潛在價(jià)值。Shiraishi等[26]發(fā)現(xiàn)血清STB與UC患者黏膜愈合呈正相關(guān);Lee等[24]則先后設(shè)計(jì)了聚乙二醇化膽紅素納米顆粒和透明質(zhì)酸-膽紅素納米藥物,并發(fā)現(xiàn)將其應(yīng)用于結(jié)腸炎小鼠后,小鼠結(jié)腸炎癥減輕,這提示膽紅素在IBD治療中的應(yīng)用價(jià)值,但具體應(yīng)用方式尚需進(jìn)一步研究。

本meta分析各研究間異質(zhì)性較大,行亞組分析未找到異質(zhì)性來源,推測(cè)可能與患者及研究者的主客觀因素如患者的診治情況、合并癥、儀器設(shè)備、數(shù)據(jù)獲取方法等有關(guān)。雖未找到異質(zhì)性來源,但進(jìn)行發(fā)表偏倚及敏感性分析提示,本研究所得結(jié)果均較穩(wěn)健。

本研究存在一定局限性：①納入的文獻(xiàn)和研究對(duì)象仍較少,為進(jìn)一步提高meta分析的統(tǒng)計(jì)效能,大樣本的原始研究有待開展;②納入的病例對(duì)照研究屬于觀察性研究,病因推理能力相對(duì)較弱,下結(jié)論時(shí)需慎重;③納入文獻(xiàn)研究對(duì)象的性別、民族和病情等也可能存在差異,會(huì)造成選擇偏倚。

綜上所述,較低的STB水平可能與IBD的發(fā)生發(fā)展相關(guān),并且在預(yù)示IBD活動(dòng)性及嚴(yán)重程度方面有一定的臨床價(jià)值,有望成為IBD病情指示的新指標(biāo)。