吳宇 ，張錚 ，方錦穎 ，汪月丹 ，李文歌 *

本研究背景：

近年來我國糖尿病腎病（DN）患病率呈現(xiàn)快速增長趨勢，但目前臨床用于治療早中期DN的一線藥物血管緊張素轉(zhuǎn)化酶抑制劑（ACEI）/血管緊張素Ⅱ受體拮抗劑（ARB）作用有限。由于炎性反應(yīng)在DN的發(fā)生和發(fā)展過程中具有重要作用，因此中藥免疫抑制劑可能會成為DN的輔助治療藥物。

本研究價值：

本研究通過Meta分析方法全面評估了中藥免疫抑制劑聯(lián)合ACEI/ARB治療早中期DN的有效性和安全性，證實中藥免疫抑制劑聯(lián)合ACEI/ARB可有效改善早中期DN患者腎功能及血白蛋白水平，提高總有效率，但會在一定程度上增加白細(xì)胞計數(shù)下降等不良反應(yīng)發(fā)生風(fēng)險，需謹(jǐn)慎使用，這為臨床合理選用中藥免疫抑制劑輔助治療DN提供了循證醫(yī)學(xué)證據(jù)。

本研究局限性：

（1）本研究納入的隨機對照試驗均未提及盲法及分配隱藏方案，文獻質(zhì)量偏中等；（2）納入的研究間患者病程、年齡差異較大，代表性受限；（3）納入的研究結(jié)果均為陽性，可能存在一定發(fā)表偏倚。

據(jù)統(tǒng)計，在發(fā)達國家約50%的終末期腎?。╡nd stage renal disease，ESRD）由糖尿病腎?。╠iabetic nephropathy，DN）引起，DN已成為發(fā)達國家ESRD的主要病因［1-2］。據(jù)調(diào)查，全球糖尿病患者DN患病率約為40%［3］；2009—2012年我國社區(qū)2型糖尿病患者DN患病率為30%～50%［4-5］，住院2型糖尿病患者DN患病率約為40%［6］，總體DN患病率呈現(xiàn)快速增長趨勢。此外，DN起病隱匿，進入大量蛋白尿期后進展至ESRD的速度約為其他類型腎病的14倍［7］，因此早期診治對延緩DN進展、提高患者存活率及改善患者生活質(zhì)量具有重要意義。

血管緊張素轉(zhuǎn)化酶抑制劑（angiotensin converting enzyme inhibitor，ACEI）和血管緊張素Ⅱ受體拮抗劑（angiotensinreceptor blocker，ARB）是目前臨床治療早中期DN的一線藥物，可有效控制血壓、減少尿蛋白、延緩腎功能惡化［7-8］，但其對尿蛋白、腎功能的改善作用較為有限［9］。近年研究表明，炎性反應(yīng)在DN發(fā)生發(fā)展過程中具有關(guān)鍵作用［10-11］，免疫抑制劑對DN具有一定治療作用［12-20］。本研究旨在通過Meta分析方法全面評估中藥免疫抑制劑聯(lián)合ACEI/ARB治療早中期DN的有效性和安全性，以期為臨床合理選用中藥免疫抑制劑輔助治療DN提供參考。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索策略 計算機檢索中文數(shù)據(jù)庫中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)知識服務(wù)平臺、維普網(wǎng)、中國生物醫(yī)學(xué)文獻數(shù)據(jù)庫和英文數(shù)據(jù)庫Medline、EMBase、the Cochrane Library、Web of Science，檢索時間均為建庫至2020-05-05。中文數(shù)據(jù)庫采用題名、自由詞、主題詞相結(jié)合的方式進行檢索，檢索詞包括“糖尿病腎病”“血管緊張素轉(zhuǎn)化酶抑制劑”“血管緊張素Ⅱ受體拮抗劑”“免疫抑制劑”“雷公藤”“隨機”等；英文數(shù)據(jù)庫采用主題詞與自由詞相結(jié)合的方式進行檢索，檢索詞包括“diabetic nephropathies”“angiotensin converting enzyme inhibitors”“angiotensin Ⅱ type 1 receptor blockers”“immunosuppressive agents” “Tripterygium wilfordii”“randomized”等。同時，檢索相關(guān)學(xué)位論文等灰色文獻。

1.2 文獻納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

1.2.1 文獻納入標(biāo)準(zhǔn) （1）研究類型：隨機對照試驗（randomized controlled trials，RCTs）；（2）研究對象：經(jīng)臨床檢查或腎組織活檢確診為DN，慢性腎臟病分期為1～3期；（3）干預(yù)措施：對照組患者采用單一ACEI/ARB+基礎(chǔ)治療；試驗組患者采用中藥免疫抑制劑+單一ACEI/ARB+基礎(chǔ)治療，且ACEI/ARB種類、治療劑量、治療時間明確，其中中藥免疫抑制劑包括雷公藤、雷公藤提取物、雷公藤總苷、雷公藤多苷（甙）、昆仙膠囊；（4）語種限定為中文或英文。

1.2.2 文獻排除標(biāo)準(zhǔn) （1）重復(fù)發(fā)表、數(shù)據(jù)不全及無法獲取全文；（2）動物實驗、細(xì)胞實驗；（3）綜述、病例報告、經(jīng)驗類文章、文獻研究、會議摘要等；（4）試驗組患者采用西藥免疫抑制劑治療。

1.3 資料/數(shù)據(jù)提取 剔重獲得文獻后，首先閱讀文章標(biāo)題和摘要進行初篩、排除明顯不符合納入標(biāo)準(zhǔn)的文獻，然后瀏覽全文進一步篩選，并確定是否納入該文獻。建立電子資料和數(shù)據(jù)提取表，由2名研究者獨立完成資料和數(shù)據(jù)提取，之后進行交叉核對，出現(xiàn)分歧或不同意見則由第三位研究者參與討論決定。

提取的資料和數(shù)據(jù)主要包括第一作者、發(fā)表年份、樣本量、年齡、性別、干預(yù)措施、治療時間、結(jié)局指標(biāo)等，其中結(jié)局指標(biāo)包括治療前后血肌酐下降水平、治療前后24 h尿蛋白定量下降水平、治療前后血白蛋白改善水平、治療前后丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶變化水平、治療前后白細(xì)胞計數(shù)下降水平、不良反應(yīng)（包括肝功能異常、白細(xì)胞異常、月經(jīng)異常、干咳等）發(fā)生率、總有效率。

以治療后泡沫尿、喘憋、雙下肢凹陷性水腫等臨床癥狀、體征基本消失且24 h尿蛋白定量水平下降＞50%為顯效；治療后泡沫尿、喘憋、雙下肢凹陷性水腫等臨床癥狀、體征好轉(zhuǎn)但24 h尿蛋白定量水平下降≤50%為有效；治療后泡沫尿、喘憋、雙下肢凹陷性水腫等臨床癥狀、體征及24 h尿蛋白定量水平無明顯改善或出現(xiàn)加重為無效?？傆行?（顯效例數(shù)+有效例數(shù)）/總例數(shù)×100%。

1.4 方法學(xué)質(zhì)量評價 采用Cochrane風(fēng)險偏倚評估工具對納入的文獻進行方法學(xué)質(zhì)量評價，共包括7個條目：隨機序列的產(chǎn)生、分配隱藏方案、對受試者和干預(yù)者施盲、對結(jié)果評價者施盲、結(jié)果數(shù)據(jù)完整性、選擇性報告結(jié)果、其他偏倚來源；每個條目評價結(jié)果分為低風(fēng)險、不清楚和高風(fēng)險3個等級，以偏倚風(fēng)險圖表示。

1.5 統(tǒng)計學(xué)方法 采用Cochrane Q檢驗分析納入研究間的異質(zhì)性，并結(jié)合I2定量判斷異質(zhì)性大小，I2＞50%表明各研究間異質(zhì)性較大，采用隨機效應(yīng)模型進行Meta分析；I2≤50%表明各研究間異質(zhì)性較小，采用固定效應(yīng)模型進行Meta分析。采用RevMan 5.3軟件進行Meta分析，二分類變量采用比值比（OR）及其95%CI作為合并統(tǒng)計量（效應(yīng)值）；連續(xù)性變量采用均數(shù)差（MD）及其95%CI作為合并統(tǒng)計量，測量單位、方法不相同時則采用標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差（SMD）及其95%CI作為合并統(tǒng)計量。進行敏感性分析以評估Meta分析結(jié)果穩(wěn)定性。繪制倒漏斗圖以分析發(fā)表偏倚。

2 結(jié)果

2.1 文獻篩選流程及結(jié)果 通過初步檢索篩選出文獻998篇，其中中文文獻715篇，英文文獻283篇；通過閱讀文章標(biāo)題、摘要進行初篩、剔除重復(fù)發(fā)表文獻438篇后獲得文獻560篇，結(jié)合文獻納入與排除標(biāo)準(zhǔn)排除文獻481篇后獲得文獻79篇；進一步瀏覽全文并結(jié)合文獻納入與排除標(biāo)準(zhǔn)排除文獻56篇，最終納入文獻 23篇［21-43］，其中中文文獻 22篇［21-22，24-43］，英文文獻1篇［23］。文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選流程Figure 1 Flow chart of literature screening

2.2 納入研究的基本特征 最終納入的23項研究［21-43］，共包含1 878例患者，其中對照組930例，試驗組948例。納入研究的基本特征詳見表1。

表1 納入研究的基本特征Table 1 Basic characteristics of the included RCTs

2.3 方法學(xué)質(zhì)量評價 最終納入的23項研究［21-43］中7項研究［21，26，28，30，32，38，43］描述分組方法為隨機數(shù)字表法，2 項［23，42］分別描述為抽簽法、計算機生成，其余 14 項［22，24，25，27，29，31，33-37，39-41］只提及“隨機”。3 項研究［21-23］描述了失訪和退出病例，其中1項研究［21］中對照組患者因反復(fù)出現(xiàn)高鉀血癥而退出2例、失訪2例，試驗組患者因出現(xiàn)丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶水平升高而退出1例、失訪2例；1項研究［22］中對照組患者失訪1例，試驗組患者因心力衰竭后迅速出現(xiàn)腎功能減退而行血液透析1例、未堅持服藥2例；1項研究［23］中對照組患者未堅持治療1例、失訪2例，試驗組患者未堅持治療2例、失訪1例。23項研究［21-43］均未報告盲法的實施情況、隨機分配方案隱藏情況、是否存在選擇性報告及是否存在其他偏倚。納入研究的偏倚風(fēng)險評估結(jié)果見圖2。

圖2 納入研究的偏倚風(fēng)險評估結(jié)果Figure 2 Bias risk assessment of the included RCTs

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1 治療前后血肌酐下降水平 18項研究［21-22，24-26，28-36，40-43］報告了治療前后血肌酐下降水平，各研究間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（I2=84%，P＜0.000 01），故采用隨機效應(yīng)模型進行Meta分析。Meta分析結(jié)果顯示：試驗組患者治療前后血肌酐下降水平高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-6.06，95%CI（-10.89，-1.22），Z=2.45，P=0.01〕，見圖 3。

圖3 兩組患者治療前后血肌酐下降水平比較的森林圖Figure 3 Forest plot for comparison of decrease of serum creatinine level between the two groups

敏感性分析結(jié)果：剔除3項研究［24，29，41］后，其余15項研究［21-22，25-26，28，30-36，40，42-43］間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（I2=48%，P=0.02），故采用固定效應(yīng)模型進行Meta分析。Meta分析結(jié)果顯示：試驗組患者治療前后血肌酐下降水平仍高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-4.06，95%CI（-7.33，-0.78），Z=2.42，P=0.02〕。

2.4.2 治療前后24 h尿蛋白定量下降水平 20項研究［21-25，27-29，31-40，42-43］報告了治療前后24 h尿蛋白定量下降水平，各研究間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（I2=84%，P＜0.000 01），故采用隨機效應(yīng)模型進行Meta分析。Meta分析結(jié)果顯示：試驗組患者治療前后24 h尿蛋白定量下降水平高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-0.70，95%CI（-0.87，-0.53），Z=8.07，P＜0.000 01〕，見圖 4。

圖4 兩組患者治療前后24 h尿蛋白定量下降水平比較的森林圖Figure 4 Forest plot for comparison of decrease of 24-hour urinary protein quantification between the two groups

敏感性分析結(jié)果：剔除2項研究［22，32］后，剩余18項研究［21，23-25，27-29，31，33-40，42-43］間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（I2=50%，P=0.008），故采用固定效應(yīng)模型進行Meta分析。Meta分析結(jié)果顯示：試驗組患者治療前后24 h尿蛋白定量下降水平仍高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-0.66，95%CI（-0.78，-0.53），Z=10.21，P＜0.000 01〕。

2.4.3 治療前后血白蛋白改善水平 13項研究［21-24，27，29，33-35，40-43］報告了治療前后血白蛋白改善水平，各研究間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（I2=74%，P＜0.000 01），故采用隨機效應(yīng)模型進行Meta分析。Meta分析結(jié)果顯示：試驗組患者治療前后血白蛋白改善水平高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=2.83，95%CI（1.66，4.01），Z=4.74，P＜0.000 01〕，見圖 5。

圖5 兩組患者治療前后血白蛋白改善水平比較的森林圖Figure 5 Forest plot for comparison of improvement of serum albumin level between the two groups

敏感性分析結(jié)果：剔除2項研究［35，43］后，剩余11項研 究［21-24，27，29，33-34，40-42］間 無 統(tǒng) 計 學(xué) 異 質(zhì) 性（I2=34%，P=0.12），采用固定效應(yīng)模型進行Meta分析，結(jié)果顯示：試驗組患者治療前后血白蛋白改善水平仍高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=3.55，95%CI（2.71，4.38），Z=8.29，P＜0.000 01〕。

2.4.4 治療前后丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶變化水平 10項研究［21-24，27，29，33-34，40-41］報告試驗組患者治療過程中出現(xiàn)輕度丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶升高，經(jīng)暫停藥物或口服藥物治療后緩解，其中6 項研究［24，28-29，40-41，43］報告了治療前后丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶變化水平，各研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（I2=15%，P=0.32），故采用固定效應(yīng)模型進行Meta分析。Meta分析結(jié)果顯示：兩組患者治療前后丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶變化水平比較，差異無統(tǒng) 計 學(xué) 意 義〔MD=0.51，95%CI（-0.65，1.66），Z=0.86，P=0.39〕，見圖6。

圖6 兩組患者治療前后丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶變化水平比較的森林圖Figure 6 Forest plot for comparison of change of glutamic pyruvic transaminase level between the two groups

2.4.5 治療前后白細(xì)胞計數(shù)下降水平 3項研究［29，32，40］報告了治療前后白細(xì)胞計數(shù)下降水平，各研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（I2=0，P=0.83），故采用固定效應(yīng)模型進行Meta分析。Meta分析結(jié)果顯示：試驗組患者治療前后白細(xì)胞計數(shù)下降水平高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-0.42，95%CI（-0.76，-0.08），Z=2.44，P=0.01〕，見圖7。

圖7 兩組患者治療前后白細(xì)胞計數(shù)下降水平比較的森林圖Figure 7 Forest plot for comparison of decrease of white blood cell count between the two groups

2.4.6 不良反應(yīng)發(fā)生率 14 項研究［22-24，26，28-30，33-34，38-41，43］報告了不良反應(yīng)發(fā)生率，各研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（I2=10%，P=0.34），采用固定效應(yīng)模型進行Meta分析，結(jié)果顯示：試驗組不良反應(yīng)發(fā)生率高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔OR=1.87，95%CI（1.26，2.77），Z=3.10，P=0.002〕，見圖8。

圖8 兩組患者不良反應(yīng)發(fā)生率比較的森林圖Figure 8 Forest plot for comparison of incidence of adverse reactions between the two groups

2.4.7 總有效率 6 項研究［21-22，31-32，36-37］報告了總有效率，各研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（I2=0，P=0.95），采用固定效應(yīng)模型進行Meta分析，結(jié)果顯示：試驗組患者總有效率高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔OR=3.05，95%CI（1.87，4.97），Z=4.47，P＜0.000 01〕，見圖 9。

圖9 兩組患者總有效率比較的森林圖Figure 9 Forest plot for comparison of overall response rate between the two groups

2.5 發(fā)表偏倚 以合并統(tǒng)計量為橫坐標(biāo)，以合并統(tǒng)計量的標(biāo)準(zhǔn)誤為縱坐標(biāo)繪制報告治療前后24 h尿蛋白定量下降水平、不良反應(yīng)發(fā)生率、總有效率文獻發(fā)表偏倚的倒漏斗圖，結(jié)果顯示散點基本分布于倒漏斗圖頂部且較集中（圖10），說明文獻發(fā)表偏倚風(fēng)險較低。

圖10 報告治療前后24 h尿蛋白定量下降水平、不良反應(yīng)發(fā)生率、總有效率文獻發(fā)表偏倚的倒漏斗圖Figure 10 Inverted funnel plot assessing publication bias of RCTs reporting treatment-related decrease in 24-hour urinary protein quantification，incidence of adverse reactions and overall response rate in diabetic nephropathy patients treated with immunosuppressive agents derived from Chinese medicine combined with ACEI/ARB

3 討論

DN不僅會導(dǎo)致糖尿病患者生存質(zhì)量降低，還會導(dǎo)致ESRD發(fā)生風(fēng)險及糖尿病患者病死率升高，進而給患者家庭及社會帶來沉重負(fù)擔(dān)。我國一項回顧性研究結(jié)果顯示，行腎活檢的DN患者平均年齡由53.0歲提前至50.8歲，提示DN發(fā)病年齡有年輕化趨勢［44］。因此，早期篩查、診斷及治療對延緩DN進展具有重要意義。

DN的發(fā)病機制復(fù)雜，與遺傳、糖代謝異常、脂代謝異常、微循環(huán)障礙、細(xì)胞因子、炎癥及激肽釋放酶-激肽系統(tǒng)等有關(guān)［45］。近年研究表明，細(xì)胞因子與炎性遞質(zhì)在DN的發(fā)生和發(fā)展中具有重要作用［46-48］：炎性細(xì)胞及其分泌的細(xì)胞因子如趨化因子、腫瘤壞死因子α、黏附分子、白介素等可加速腎小球硬化進程，進而促進DN的發(fā)生和發(fā)展［49］。此外，由于DN的進展需通過激活炎性因子介導(dǎo)的多種信號轉(zhuǎn)導(dǎo)通路來調(diào)控［50］，因此中藥免疫抑制可能會成為DN的輔助治療藥物。

雷公藤多苷是一種雷公藤提取物，具有抗炎和免疫調(diào)節(jié)等作用，已被廣泛用于治療自身免疫性疾病。研究表明，雷公藤多苷可通過抗炎、保護足細(xì)胞、抑制關(guān)鍵細(xì)胞因子的表達等而延緩DN的進展［20］，而雷公藤制劑可有效減輕高糖誘導(dǎo)的足細(xì)胞損傷及腎臟局部炎性反應(yīng)、抑制腫瘤壞死因子α等炎性因子分泌并促進抗炎因子分泌，具有一定腎臟保護作用［15，17-19］。本研究納入Meta分析的23篇文獻中試驗組患者均采用雷公藤制劑治療。

在有效性方面，本研究進行的Meta分析結(jié)果顯示，試驗組患者總有效率和治療前后血肌酐、24 h尿蛋白定量下降水平及血白蛋白改善水平高于對照組，表明中藥免疫抑制聯(lián)合ACEI/ARB可有效改善早中期DN患者腎功能及血白蛋白水平，提高總有效率。需要注意的是，上述結(jié)局指標(biāo)在不同研究間均存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性，而通過分析異質(zhì)性來源發(fā)現(xiàn)，其主要與中藥免疫抑制劑劑量和既往中藥免疫抑制劑治療情況、治療時間及患者基線腎功能、24 h尿蛋白定量、血白蛋白水平等有關(guān)：吳采忠［24］的研究旨在探討雙倍劑量雷公藤多苷聯(lián)合替米沙坦治療DN的臨床療效，雷公藤多苷使用劑量較大；趙潤英等［29］、徐白仙［36］的研究納入的DN患者腎功能正常；葉甫麗［30］的研究雷公藤多苷治療時間較短，為4周；吳勝斌等［41］研究納入的DN患者均為確診后首次采用雷公藤多苷系統(tǒng)治療；蔡曉萍［22］、涂傳發(fā)等［32］的研究納入的患者均伴有腎病綜合征，基線24 h尿蛋白定量較高；王喜瑞［35］、陳浩等［43］的研究納入的DN患者基線血白蛋白水平較高。

在安全性方面，本研究進行的Meta分析結(jié)果顯示，兩組患者治療前后丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶變化水平間無統(tǒng)計學(xué)差異，但試驗組患者治療前后白細(xì)胞計數(shù)下降水平及不良反應(yīng)發(fā)生率高于對照組，提示聯(lián)合使用中藥免疫抑制與ACEI/ARB會在一定程度上增加早中期DN患者白細(xì)胞計數(shù)下降等不良反應(yīng)發(fā)生風(fēng)險，需引起重視。

綜上所述，中藥免疫抑制劑聯(lián)合ACEI/ARB可有效改善早中期DN患者腎功能及血白蛋白水平，提高總有效率，但會在一定程度上增加白細(xì)胞計數(shù)下降和不良反應(yīng)發(fā)生風(fēng)險，臨床需謹(jǐn)慎使用，而由于本研究納入的文獻質(zhì)量偏中等，因此關(guān)于中藥免疫抑制劑聯(lián)合ACEI/ARB治療DN的有效性和安全性尚需更多高質(zhì)量、大樣本、多中心的隨機雙盲對照試驗進一步證實。

作者貢獻：吳宇負(fù)責(zé)文章的構(gòu)思與研究設(shè)計；吳宇、張錚負(fù)責(zé)結(jié)果分析、撰寫論文；吳宇、方錦穎、汪月丹負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)收集；方錦穎、汪月丹負(fù)責(zé)統(tǒng)計學(xué)處理；李文歌負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制和審校，對文章整體負(fù)責(zé)、監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。