先兆子痫扩容治疗的Meta分析

李 琳 田 庚 崔满华

(吉林大学第二医院妇产科，长春 130041)

先兆子痫(preeclampsia)是妊娠期特发和常见的病症，发病率高达7% ～12%［1］。先兆子痫患者如果治疗不当，可能危及母儿生命。先兆子痫是否需要扩容治疗至今仍有很大的争议。本研究收集了关于扩容治疗先兆子痫的随机对照研究的文献，通过循证医学的方法对其进行Meta分析，评价扩容治疗是否能改善妊娠结局，为临床治疗提供依据。

1 资料与方法

1.1 研究对象

收集1979～2010年间国内外公开发表的及已注册但尚未发表的有关先兆子痫扩容治疗的临床随机对照试验研究的文献。所有研究均以扩容组为试验组，以非扩容组为对照组。对各文献所研究的临床指标进行分类，以另外应用其他药物(硫酸镁及抗高血压药物)的比率、剖宫产率、早产率、围产儿病死率、Apgar评分＜7分的比率为评价指标。

1.2 资料来源

以网上检索为主，辅以手工检索。网上检索范围:Pubmed数据库、Medline数据库、Ovid数据库、Embase数据库、中国期刊全文数据库、中国生物医学文献数据库、万方数据库、中国优秀博硕士学位论文全文数据库、中国重要会议论文全文数据库、中国重要报纸全文数据库。手工检索范围以吉林大学图书馆藏书和往年期刊为来源，包括:《中华妇产科杂志》、《中国实用妇科》与《产科杂志》。语言种类限制条件为中文和英文，文献检索时间限制条件为1979～2010年。

1.3 检索词

以 preeclampsia、pregnance induced hypertension、volume expansion、volume expansion therapy、intravenous transfusion、plasma substitutes、pregnancy、妊高征、妊娠期高血压疾病、先兆子痫和扩容治疗为检索词。

1.4 纳入对象及排除标准

1)纳入标准:所有病例均为轻、重度先兆子痫患者。所有患者在进行对照研究前均未接受治疗。治疗前均无其他合并症，如心功能异常、肾衰竭、肺水肿等。

2)排除标准:未采取随机对照研究或只进行回顾式研究的文献。研究对象为正常妊娠者。不以剖宫产率、早产率、围生期胎儿病死率、Apgar评分＜7分的比率、需另外应用药物治疗比率为观察指标的文章。

所有纳入的文献试验均为随机对照试验(randomized controlled trial，RCT)，研究设计较好，患者同质性较好。除处理因素以外的其他因素在试验组和对照组分布均匀，2组基线一致，具有可比性。试验组为扩容治疗组，对照组为未扩容治疗组，需要另外应用药物的比率、剖宫产率、早产率、围产期胎儿病死率、Apgar评分＜7分的比率。

1.5 统计学方法

应用Revman5.0版软件采用Mantel-Haenszel法进行异质性检验，以I2表示异质性的大小;采用固定效应模型(fixed effect model analysis，Mantel-Haenszel法)和随机效应模型(random effect model analysis，DL法)分别合并统计量OR和RR(Meta分析的研究方法)，比较改变前后Meta分析的结果及P值的大小来判断敏感性。

2 结果

2.1 文献检索、提取结果及文献质量评价

本研究共查到相关文献276篇，去除综述性文献，再根据文摘剔除与本次研究目的无关的临床试验及非随机对照试验的文献，得到相关的5篇前瞻性RCT文献纳入研究，共297例患者。纳入研究的5篇文献均是以扩容治疗为实验组和以未扩容为对照组的随机对照试验，均为国外资料。被排除的文献主要是因为患者同质性不好、治疗组与对照组含有其他混杂因素。

纳入的5篇文献均提及盲法，但没有提及具体的实施方法，均为临床随机对照试验，提及随机分组序列产生方法的有1篇，未提及具体随机方法的有4篇，均对退出与失访的病例数和退出的理由进行了详细的描述。Jadad量表的质量标准:①随机分组序列的产生方法:2分:通过计算机产生的随机序列或随机数字表产生的序列。1分:试验提到随机分配，但产生随机序列的方法未予以交待。0分:半随机或准随机试验，指采用交替分配病例的方法，如按入院顺序、出生日期单双数。②双盲法:2分:描述了实施双盲的具体方法并且被认为是恰当的，如采用完全一致的安慰剂等。1分:试验仅提及采用双盲法。0分:试验提及采用双盲，但方法不恰当，如比较片剂与注射剂而未提到使用“双伪”的方法。③退出与失访:1分:对退出与失访的病例数和退出的理由进行了详细的描述。0分:没有提到退出或失访。本研究评分结果为:得4分(高质量研究)的有1篇;得3分(高质量研究)的有4篇;无3分(低质量研究)以下的文献。总体来说，纳入文献的方法学质量是较高的，详见表1。

2.2 2组患者的妊娠结局

共有3 篇文献［2，5-6］提供了剖宫产率的信息，将这3篇文献整理后进行合并，同质性检验 I2指数为20%，P=0.29，I2指数为20%，属于低异质性，故选用固定效应模型。合并后RR=1.08，95%CI:0.96～1.22，P=0.19，差异无统计学意义。由此可见，扩容治疗对先兆子痫孕妇的剖宫产率的影响与对照组差异无统计学意义，扩容治疗不能改善孕产妇剖宫产率。

表1 纳入文献细则Tab.1 Characteristics of included studies

有2篇文献［3，5］提供了早产率的信息，将这2篇文献整理后进行合并，同质性检验I2指数为58%，P=0.12，I2指数为58%，属于高异质性，故选用随机效应模型。合并后RR=0.91，95%CI:0.26～3.22，P=0.89，差异无统计学意义。扩容治疗组与对照治疗组之间比较差异无统计学意义，各研究之间差异性较大，不能得出正确结论。

共有3篇文献［3，5-6］提供了围生儿病死率的信息，将这3篇文献整理后进行合并，同质性检验I2指数为0，P=0.46，差异无统计学意义，故选用固定效应模型。合并后 RR=1.65，95%CI:0.77～3.54，P=0.20，差异无统计学意义。即扩容治疗对围生儿病死率的影响与对照治疗组比较差异无统计学意义，扩容治疗不能改善围生儿病死率。

2 篇文献［2，5］提供了 Apgar评分小于 7，将这 2 篇文献整理后进行合并，同质性检验I2指数为18%，P=0.27，I2指数为18%，属于低异质性，故选用固定效应模型。合并后RR=1.11，95%CI:0.54～2.28，P=0.77，差异无统计学意义。即扩容治疗对Apgar评分小于7的婴儿出生率与对照治疗比较差异无统计学意义。

2篇文献［4-5］提供了应用其他药物治疗的信息，将这2篇文献整理后进行合并，同质性检验I2指数为24%，P=0.11，I2指数为24%，属于低异质性，故选用固定效应模型。合并后RR=1.91，95%CI:0.90～4.05，P=0.09，差异无统计学意义。即应用扩容治疗对应用其他药物治疗的影响与对照治疗组比较差异无统计学意义。(见表2，3)。

表2 2组患者妊娠结局细则Tab.2 Details of two groups patients in the pregnancy outcome

表3 治疗组与对照组妊娠结局比较Tab.3 Pregnancy outcome of the treatment group versus control group

3 讨论

先兆子痫患者的血容量减少、血液浓缩，但是否需要扩容治疗现如今仍有很大的争议。李金科等［7］认为其血容量减少是生理性代偿的结果，不需要扩容治疗，以免造成医源性心脏负担。李智泉等［8-9］认为扩容治疗如果应用得当，能够缓解血容量不足的问题，改善组织、器官的灌注，血压也能相应下降。同时也降低了难以控制的高血压和脑卒中发生的风险。

本文入选文献均为随机对照试验，同质性好。Jadad质量评分1篇为4分，4篇为3分，均为高质量研究，文献的可信度高。异质性检验5个评价指标中，扩容治疗对先兆子痫孕妇的剖宫产率的作用与对照组比较差异无统计学意义。早产率扩容治疗与对照治疗组之间比较差异无统计学意义，各研究之间差异性较大，不能得出正确结论。扩容治疗对围生期病死率的影响与对照治疗组差异无统计学意义。扩容治疗对Apgar评分＜7分的婴儿出生率与对照治疗组比较差异无统计学意义。应用扩容治疗对应用其他药物治疗的影响与对照治疗组比较差异无统计学意义。

对先兆子痫患者的治疗方案目前学术界仍有许多争议，尤其是否需要应用扩容治疗，即扩容治疗的指征、方法及监测手段等都没有明确的科学考证，目前发表的随机对照研究文献较少。由于Meta分析是一种开放性的研究，随着新病例的不断出现及高质量报道的加入，我们期望不断更新本研究内容，以获得更加可靠的结论，指导先兆子痫的治疗，以改善妊娠结局。

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