脾氨肽冻干粉对反复呼吸道感染患儿疗效的Meta分析

彭 蕾 王豪杰 王扎根

(同济大学附属同济医院，上海 200065)

儿童反复呼吸道感染(recurrent respiratory tract infections，RRTIs)是一种临床症状诊断，也是儿童常见病症。RRTIs病因包括免疫系统及生理结构、环境因素、遗传因素、营养失衡等方面[1-3]。脾氨肽冻干粉(以下称脾氨肽)提取自健康动物的新鲜脾脏，是肽及核苷酸类的复合物。作为中国原研的一种免疫调节剂，具有双向调节细胞和体液免疫应答的作用，临床用于增强RRTIs患儿的免疫功能。目前关于口服脾氨肽治疗儿童RRTIs的研究较多，但结论并不一致。在本研究中，采用荟萃分析方法，系统分析脾氨肽治疗对儿童RRTIs的随机对照试验(randomize controlled trial，RCT)的临床疗效和免疫相关指标，以期为儿童RRTIs临床免疫调节治疗提供循证依据。

1 资料与方法

1.1资料

1.1.1纳入标准 ①研究类型为RCT；②研究对象年龄<15岁；③研究对象为临床确诊的RRTIs 患儿；④干预措施：试验组患儿口服脾氨肽，对照组患儿为空白或口服安慰剂；⑤结局测量指标包括治疗总有效率、发热持续时间，反复下呼吸道感染患儿可纳入咳喘及啰音持续时间；血清中IgA、IgG、IgM水平及T细胞亚群(CD3+、CD4+和CD8+)变化。

1.1.2排除标准 ①研究对象年龄≥15岁；②重复发表的研究；③数据不全和无可用数据者。

1.2方法

1.2.1检索策略 以“脾氨肽+反复呼吸道感染”检索中国生物医学数据库、中文刊物全文数据库、维普数据库和万方数据知识服务平台，查询口服脾氨肽对比空白/口服安慰剂治疗RRTIs儿童的RCT研究，搜索时间限制均为建库至2019年5月。

1.2.2文献筛选与数据提取 两名研究人员单独完成文献内容的筛选，以及数据内容的提取。结束后两人交换检查；若两人意见相左，则第3名研究者加入讨论并得出最终结论。提取数据如下：第一作者的姓名和出版年份、样本量、干预措施、结局测量指标及偏倚风险评价信息等。

1.2.3偏倚风险评估 两名研究者独立完成偏倚风险评估，结束后两人交叉检查；若两人意见相左，则第3名研究者加入讨论并得出最终结论。用考克兰协作网推荐的偏倚风险评估工具评判已纳入研究的偏倚风险，主要项目包括随机方式、分配隐藏法、盲法的类型、结果资料的完好性、选择性报告研究结果和其他偏倚来源[4-6]。

1.3统计学方法 二分类变量资料用相对危险度(RR)及其95%置信区间(CI)作为效应量。连续变量数据用均数差(MD)和95%CI作为效应量。分析纳入研究之间异质性时，用χ2检验，检验水平定为α=0.1；根据I2值判断异质性的大小：无异质性时(P>0.10，I2≤50%)，用固定效应模型进行分析;有异质性 (P≤0.10，I2>50%)的情况下，首先分析异质性的来源，明确随机效应模型是否适用。当临床异质性显著时，不再合并，仅给予描述性分析。所有统计分析均通过RevMan 5.3软件进行。

2 结果

2.1文献检索结果 初次检索获得相关文献235篇，阅读标题和摘要后，去除重复发表及对照方式不随机的文献，初筛纳入28篇使用脾氨肽冻干粉治疗RRTIs的RCT试验论著。进而通读全文，剔除干预措施、测量指标和对照不随机等与纳入标准不相符合的文献，最后选入18项RCT的文献[7-24]。其筛选流程如图1所示。

2.2纳入研究的基本特征 共纳入1 754例儿童,其中试验组886例，对照组868例；18项RCT[7-24],其中5篇药品厂家信息不详[8,16-19]，10篇使用浙江丰安生物制药公司产品[9，10,13-15,20-24]，3篇使用大连百利天华制药公司产品[7,11，12]。纳入研究基本特征见表1。

2.3纳入研究偏倚风险 共有8项RCT报告了具体的随机分配方式[9,10,12,14,19-22]，其中6项使用随机数字表法，1项使用抽签法[14]，1项以就诊顺序随机分组[21]。所有准入研究都给出完整结果数据[7-24]，没有选择性报告研究结果，未说明其他偏倚来源。偏倚风险评价结果见表2。

2.4Meta分析结果

2.4.1总有效率 15项RCT报告了治疗总有效率[7-12，14-17，19-23]，其中试验组共计736例患儿，对照组共计718例患儿。纳入研究之间有统计学异质性(I2=81%，P<0.001)，因为没有临床异质性，随使用随机效应模型进行分析，结果如图2所示。Meta分析显示,试验组总有效率明显高于对照组，有统计学差异[RR=1.46，95%CI(1.28，1.65)，P<0.001]。

图1 文献筛选流程Fig.1 Flow chart of literature search and study slection process

2.4.2发热持续时间 4项研究报告了发热持续时间[12-15]，共376例儿童，其中试验组193例，对照组183例。各研究之间存在着统计学异质性(I2=92%，P<0.001)，因为没有临床异质性，故使用随机效应模型进行处理，结果如图3所示。Meta分析显示，试验组患儿的连续发热时间明显小于对照组，差异有统计学意义[MD=-1.54，95%CI(-1.93，-1.15)，P<0.001]。

2.4.3咳喘持续时间 4项RCT报告了咳喘持续时间[12-15]。共376例患儿，其中试验组193例，对照组183例。各研究组之间无统计学异质性(I2=14%，P=0.32)，故采取固定效应模型处理，结果如图4所示。Meta分析显示，试验组的咳喘持续时间短于对照组，两组差异有统计学意义[MD=-1.95，95%CI(-2.03，-1.86)，P<0.001]。

2.4.4啰音持续时间 4篇文章提供了啰音持续时间数据[12-15]。共376例儿童，试验组193例，对照组183例。各研究组间存在统计学异质性(I2=97%，P<0.001)，因为无临床异质性，采取随机效应模型处理，结果如图5所示。资料显示，试验组的啰音持续时间短于对照组，组间差异有统计学意义[MD=-2.9，95%CI(-3.38，-2.42)，P<0.001]。

表1 纳入研究基本特征

表2 纳入研究偏倚风险评价结果

图2 两组治疗总有效率的Meta分析森林图Fig.2 Forest plot of total effective rate in two groups

图3 两组发热持续时间的Meta分析森林图Fig.3 Forest plot of fever duration in two groups

图4 两组咳喘持续时间的Meta分析森林图Fig.4 Forest plot of cough and wheeze duration in two groups

图5 两组啰音持续时间的Meta分析森林图Fig.5 Forest plot of rales duration in two groups

2.4.5IgM水平 4项研究报告了IgM水平[7,11，17，22]。共371例患儿，试验组192例，对照组179例。各研究间存在统计学异质性(I2=79%，P=0.002)，因为无临床异质性，故采取随机效应模型处理，结果如图6所示。数据显示，实验组患儿的IgM水平高于对照组，且差异有统计学意义[MD=0.06，95%CI(0.02，0.11)，P=0.009]。

图6 两组IgM水平的Meta分析森林图Fig.6 Forest plot of IgM levels in two groups

图7 两组IgA水平的Meta分析森林图Fig.7 Forest plot of IgA levels in two groups

图8 两组IgG水平的Meta分析森林图Fig.8 Forest plot of IgG levels in two groups

图9 两组CD3+的Meta分析森林图Fig.9 Forest plot of CD3+ in two groups

2.4.6IgA水平 共有5项研究报告IgA水平[7,11，17，22,24]。共431例患儿，试验组222例，对照组209例。各研究间有统计学异质性(I2=95%，P<0.001)，但无临床异质性，故采取随机效应模型方法处理，结果如图7所示。结果显示，试验组患儿的IgA水平高于对照组，且差异有统计学意义[MD=0.31，95%CI(0.28，0.35)，P<0.001]。

2.4.7IgG水平 5项RCT报告了431例儿童的IgG水平[7,11，17，22,24]，其中试验组222例，对照组209例。各研究组间存在统计学异质性(I2=92%，P<0.001)，因为无临床异质性，故采取随机效应模型处理，结果如图8所示。结果显示，试验组的IgG水平高于对照组，且差异有统计学意义[MD=0.58，95%CI(0.49，0.67)，P<0.001]。

图10 两组CD4+的Meta分析森林图Fig.10 Forest plot of CD4+ in two groups

图11 两组CD8+的Meta分析森林图Fig.11 Forest plot of CD8+ in two groups

图12 两组CD4+/CD8+的Meta分析森林图Fig.12 Forest plot of CD4+/CD8+ in two groups

2.4.8CD3+4项研究报道了CD3+T细胞变化[8，9，18,22]。共459例患儿，试验组233例，对照组226例。各纳入研究组相互之间有统计学异质性(I2=95%，P<0.001)，因无临床异质性，故采取随机效应模型处理，结果见图9。数据显示试验组的CD3+T细胞比率高于对照组，且差异有统计学意义[MD=8.23，95%CI(5.23，11.22)，P<0.001]。

2.4.9CD4+7项RCT报道了CD4+T细胞变化[8-12，18，20,22]。共773例儿童，其中试验组391例，对照组382例。纳入研究相互之间有统计学的异质性(I2=89%，P<0.001)，因无临床异质性，故采取随机效应模型处理，结果见图10。资料显示，试验组的CD4+T细胞比率高于对照组，且差异有统计学意义[MD=4.90，95%CI(3.32，6.48)，P<0.001]。

2.4.10CD8+7项RCT报道了CD8+T细胞变化[8-12，18，20,22]。共773例儿童，其中试验组391例，对照组382例。各研究组间有统计学异质性(I2=97%，P<0.001)，无临床的异质性，故采取随机效应模型处理，结果见图11。结果显示，两组间CD8+T细胞比率差异没有统计学意义[MD=-2.43，95%CI(-4.86，0)，P=0.05]。

图13 两组治疗总有效率漏斗图Fig.13 Funnel plot of total effective rate in two groups

2.4.11CD4+/CD8+7项研究报道了CD4+T细胞/CD8+T细胞变化[8-12，18，20,22]。共773例儿童，其中试验组391例，对照组382例。各研究间有统计学的异质性(I2=92%，P<0.001)，无临床异质性，故采取随机效应模型处理，结果见图12。结果显示，试验组的CD4+T细胞/CD8+T细胞比率明显高于对照组，组间差异有着统计学意义[MD=0.39，95%CI(0.25，0.53)，P<0.001]。

2.5发表偏倚 用Revman5.3软件绘制治疗总有效率漏斗图(图13)，结果显示散点多数分布在倒漏斗左上部，部分在倒漏斗外部，提示可能存在发表偏倚。

3 讨论

RRTIs病况反复迁延，可造成疾病的恶性循环，严重者可影响患儿的生长发育，同时给患儿和父母带来很大的心理和经济负担。但RRTIs病因复杂，可能与以下因素有关[25]：①呼吸系统解剖生理缺陷；②先天性和获得性免疫功能缺陷[26]；③维生素、微量元素和钙缺乏；④呼吸道病变和先天性结构异常疾病；⑤遗传及环境因素；⑥儿童感染性呼吸道疾病的治疗不当等。

人类获得性免疫功能由B淋巴细胞介导的体液免疫和T淋巴细胞介导的细胞免疫组成，通常以免疫球蛋白和补体作为体液免疫的主要指标，如IgA、IgG、IgM、C3等，而细胞免疫水平用T细胞亚群如CD3+、CD4+、CD8+、CD4+/CD8+等来反映。CD4+T细胞作为辅助诱导的T细胞，可在抗原协同下刺激B细胞转化成为浆细胞；CD8+T细胞作为抑制性T细胞亚群和细胞毒性T细胞亚群，增加时提示免疫抑制增强；CD4+/CD8+反映辅助诱导T细胞亚群与抑制性T细胞亚群之间功能的平衡状态[27]。研究显示RRTIs儿童与正常儿童相比，多数存在不同程度的体液免疫低下及细胞免疫失衡：韩瑞珠的研究数据显示RRTIs患儿CD8+T细胞的构成比显著高于对照组，而CD4+/CD8+比率明显低于对照组[28，29]；朱晓萍对28例患儿检查显示46%存在IgG亚类缺陷。脾氨肽是从新鲜动物脾脏中提取的核苷酸和肽类复合物，可调理免疫系统信号传递、活化淋巴细胞以及受体调节3个环节，通过增强T淋巴细胞的杀伤效应、协同效应、增殖效应和复制效应，提高对细菌性、霉菌性和病毒性细胞内感染的抵抗作用[31]。对于一部分未发现潜在病因的RRTIs患儿来说，给予免疫调节剂可以取得较好的临床效果[32]。

本研究共纳入18篇RCT，全部为国内研究。大多数纳入研究在方法学上存在局限性：①有10篇文献未提供明确的随机方法，另有1篇以就诊顺序随机分组，为半随机分配；所有文献均未提及施盲及分配隐藏情况。②各纳入研究虽用药剂量相同，但生产厂家、用药方法、疗程、随访时间、疗效评价指标并不统一，可能对文献的整体评价产生偏倚。

Meta分析结果显示RRTIs患儿口服脾氨肽冻干粉可显著提高总有效率，缩短发热、咳喘及啰音持续时间，提高IgM、IgA、IgG水平，增加CD3+、CD4+及CD4+/CD8+,但对CD8+无明显影响。但本荟萃分析结局指标较多，部分结果纳入的研究偏少，纳入研究间的异质性较大，且可能存在发表偏倚，故仍需要质量高、样本量大的临床随机对照研究进一步验证。