Page 127 - 《中国药房》2022年4期
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2.3.3  新生儿死亡发生率         2项研究报道了新生儿死亡               3 讨论
        发生率   [12－13] ，共计147例新生儿，各研究间无统计学异质                    本研究重点纳入了 8 个结局指标，包括 2 个母体指
        性（P＝0.45，I ＝0），采用固定效应模型进行 Meta 分                   标（妊娠期妇女死亡发生率、流产发生率）和6个新生儿
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        析。结果显示，暴露于DR-TB治疗药物的新生儿死亡发                         指标（出生缺陷发生率、新生儿死亡发生率、新生儿早产
        生率为 0.02[95％CI（0，0.06），P＜0.000 01]。因存在不
                                                           发生率、低出生体质量儿发生率、新生儿发育迟缓发生
        满足N×p1和N×（1－p1）均大于5的研究，故经转换得新
                                                           率、死胎发生率）。由于对每个结局指标进行了明确的
        生儿死亡发生率为 0.02[95％CI（0，0.06），P＜0.000 01]。
                                                           定义，因此每篇纳入的原始研究不一定有相关数据，故
        结果见表4。
                                                           本研究仅对可纳入研究的数据进行合并、分析。
        2.3.4  新生儿早产发生率         3项研究报道了新生儿早产
                                                               因全球妊娠合并DR-TB的患者较为罕见，无法获得
        发生率   [12－13，18] ，共计152例新生儿，各研究间有统计学异
        质性（P＝0.05，I ＝67％），采用随机效应模型进行 Meta                  高质量的RCT、队列研究、病例对照研究，故本研究纳入
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        分析。结果显示，暴露于DR-TB治疗药物的新生儿早产                         的文献以病例系列和病例报告为主。经检索，最终纳入
        发生率为 0.16[95％CI（0.03，0.74），P＝0.02]。因存在不            13 篇文献，其中 7 篇为病例系列、6 篇为病例报道，均为
        满足N×p1和N×（1－p1）均大于5的研究，故经转换得新                      回顾性研究；有4篇病例报道仅为单个病例数据，2篇病
        生儿早产发生率为 0.14[95％CI（0.03，0.43），P＝0.02]。            例报道的事件发生数与病例总数相同而无法纳入 Meta
        结果见表4。                                             分析；1 篇病例系列未报道有效结局指标数据而未被纳
        2.3.5  低出生体质量儿发生率           2项研究报道了低出生             入 Meta 分析，故最终纳入 6 项研究进行 Meta 分析。纳
        体质量儿发生率       [12－13] ，共计147例新生儿，各研究间有统            入的13篇文献均报道了DR-TB治疗药物对妊娠期妇女
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        计学异质性（P＝0.01，I ＝85％），采用随机效应模型进                     及胎儿的不良影响，但未有DR-TB疾病本身对妊娠期产
        行 Meta 分析。结果显示，暴露于 DR-TB 治疗药物的低                    生影响的相关数据。由于纳入Meta分析的文献均为无
        出生体质量儿发生率为 0.21[95％CI（0.04，1.04），P＝
                                                           对照的回顾性病例系列/病例报告，故本研究采用无对照
        0.06]。因存在不满足 N×p1 和 N×（1－p1）均大于 5 的研
                                                           二分类数据的Meta分析；同时，纳入的部分原始文献中
        究，故经转换得低出生体质量儿发生率为 0.17[95％CI
                                                           结局指标不满足N×p1和N×（1－p1）均大于5，即发生率
       （0.04，0.51），P＝0.06]。结果见表4。
                                                           的抽样分布不接近于正态分布，故需对 Meta 分析结果
        2.2.6  新生儿发育迟缓发生率           3项研究报道了新生儿
                                                           进行校正。
        发育迟缓发生率       [12，16，18] ，共计 120 例新生儿，各研究间无
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        统计学异质性（P＝0.29，I ＝20％），采用固定效应模型                         本研究结果显示，暴露于 DR-TB 治疗药物后，可出
        进行 Meta 分析。结果显示，暴露于 DR-TB 治疗药物的                    现妊娠期妇女死亡、流产和新生儿死亡、早产、低出生体
        新生儿发育迟缓发生率为 0.17[95％CI（0.10，0.29），P＜               质量儿、发育迟缓、死胎等情况，但未见新生儿出生缺
        0.000 01]。因存在不满足N×p1和N×（1－p1）均大于5的                 陷。妊娠期妇女死亡的原因大部分为DR-TB治疗失败，
        研究，故经转换得新生儿发育迟缓发生率为0.15[95％CI                      但尚未有因药物不良反应致妊娠期妇女死亡的情况，这
       （0.09，0.22），P＜0.000 01]。结果见表4。                      提示由于妊娠期妇女特殊的生理变化，可能会诱发
        2.3.7  死胎发生率      3 项研究报道了死胎发生率            [12－14] ，  DR-TB 病灶的异常活动，导致病情无法控制。本研究
        共计173例新生儿，各研究间无统计学异质性（P＝0.76，                      中，妊娠期妇女的死亡率远高于 WHO 对妊娠合并
        I ＝0），采用固定效应模型进行 Meta 分析。结果显示，                     DR-TB患者死亡率的估计值（0.2％） ，其原因可能为妊
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                                                                                          [25]
        暴露于 DR-TB 治疗药物的死胎发生率为 0.05[95％CI                   娠合并 DR-TB 较妊娠合并 TB 的病情严重程度更高，而
       （0.02，0.10），P＜0.000 01]。因存在不满足 N×p1 和 N×
                                                           目前有关妊娠合并DR-TB的研究较少，无法准确估计其
       （1－p1）均大于 5 的研究，故经转换得死胎发生率为
                                                           疾病负担。
        0.05[95％CI（0.02，0.09），P＜0.000 01]。结果见表4。
                                                               综上所述，妊娠期妇女暴露于 DR-TB 治疗药物后，
        2.3.8  流产发生率      4项研究报道了流产发生率           [12－14，18] ，
                                                           可出现妊娠期妇女死亡、流产和新生儿死亡、早产、低出
        共计177例妊娠期妇女，各研究间无统计学异质性（P＝
                                                           生体质量儿、发育迟缓、死胎等情况，但未见新生儿出生
        0.12，I ＝48％），采用固定效应模型进行 Meta 分析。结
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        果 显 示 ，暴 露 于 DR-TB 治 疗 药 物 的 流 产 发 生 率 为           缺陷，这些不良妊娠结局可能与DR-TB疾病史有关。本
        0.09[95％CI（0.05，0.16），P＜0.000 01]。因存在不满足           研究存在的局限性为：纳入文献的样本量较小，且均为
        N×p1和N×（1－p1）均大于5的研究，故经转换得流产发                      回顾性病例系列或病例报告；结局指标纳入的原始文献
        生率为 0.08[95％CI（0.05，0.14），P＜0.000 01]。结果见          数均小于 10，遂未进行发表偏倚分析，故所得结论尚有
        表4。                                                待更多大样本、多中心的RCT或队列研究予以验证。


        中国药房    2022年第33卷第4期                                               China Pharmacy 2022 Vol. 33 No. 4  ·501 ·
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