Page 91 - 《中国药房》2022年8期
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[16]
        用。本研究采用Mok等 在系统评价2型糖尿病及其相                            通过数据库检索获得的相关文献
                                                             （n＝30 374），包括中国知网（n＝
        关并发症效用值和负效用值时所应用的改良版检查清                              1 084）、万方数据（n＝2 845）、维普  通过其他途径
        单，该检查清单内容简单易懂，包含样本规模、受访者选                            网（n＝11）、PubMed（n＝4 082）、  检索获得的相
                                                             Web of Science （n＝16 415） 、
                                                                                    关文献（n＝40）
        择和招募、纳入与排除标准、工具应答率、数据完整性、                            Cochrane图书馆（n＝5 937）
        工具适当性、其他研究问题、不确定性估计、积分体系适
        当性9项条目。由于该检查清单缺乏计分标准，因此本
                                                                   剔除重复后获得文献（n＝21 358）
        研究作如下设定：若条目评价结果为“是”计1分，“否”计
                                                                                        阅读标题和摘要后排除（n＝20 922）
        0分，总分为0～9分，分数越高表示质量越好。                                       初筛后获得文献（n＝436）
        1.5 统计学方法                                                                       阅读全文后排除（n＝421）：
                                                                                         无法获得全文（n＝27）
            由于纳入文献健康效用的结果报告中有负值、非负                                                       非中文和英文（n＝2）
                                                                                         非效用研究（n＝260）
        值、合并基础状态的非负值3种类型，而目前尚未有研究                                                        综述或系统评价（n＝5）
                                                                                         无不良事件（n＝55）
        提出不同效用报告结果之间的转化方法和数据合并方                                                          无腹泻（n＝53）
                                             [3]
        法，故本研究根据负效用值与效用值的关系 ，假设disu-                                                     结果不完整（n＝9）
                                                                                         重复发表（n＝2）
        tility＝（1－utility），将非负值类数据转为负值类数据；同                          纳入研究的文献（n＝15）       摘要（n＝8）
        时，本研究又参考 Cochrane 系统评价员手册 6.2 中应用                                  图2 文献检索流程
        相关系数估算干预前后变化和标准差的方法（相关系数
                                                           测量工具多为直接测量工具，且多说明了健康状态开
        假定为常数 0.5） ，基于基础状态效用值将合并基础状
                      [17]
                                                           发 [9，11－13，18－23，26－27] 和验证方法 [9，11－13，18，20－22，26－27] ；样本人群类型
        态的非负值类数据转化为负值类数据。                                  多为一般人群      [9，11－12，18，20－23，26－27] ，并多进行了人群代表性检
            通过单组连续变量 Meta 分析对上述 3 种效用报告                      [9，11－12，18，20－21，26－27]           [9－11，18，20，26－27]
                                                           验               ；效用报告类型多为负值                    。
        类型的腹泻效用数据进行合并，以均值差（mean diffe-
                                                           纳入文献的质量评分为5～9分，平均7.4分，质量水平整
        rence，MD）及其 95％置信区间（confidence interval，CI）        体较高。
        作为效应统计量。采用 Q 检验分析纳入研究间的异质                          2.3  Meta分析结果
        性，并结合 I 检验定量判断异质性大小：若 I ＜50％且                          Meta分析结果（图3）显示，腹泻对健康效用的影响
                   2
                                               2
        P＞0.1，表明各研究间异质性较小，采用固定效应模型                         有统计学意义（P＜0.05），3种报告类型的腹泻效用值合
        进行 Meta 分析；反之，采用随机效应模型进行 Meta 分                    并结果为MD＝－0.26，95％CI（－0.30，－0.22），但效用
        析。同时，报告森林图，并采用亚组分析初步检验3种报                          值合并结果存在较高的异质性（I ＝99.3％）。
                                                                                       2
        告类型之间腹泻负效用测量结果的差异。                                     3种效用报告类型的亚组分析结果（图3）显示，在纳
            应用限制性最大似然法（restricted maximum likeli-          入研究中，负值类腹泻效用值              [9－11，18，20，26－27] 合并结果为
        hood）进行 Meta 回归，以效用合并量为因变量，以发表                     MD＝－0.14，95％CI（－0.19，－0.09），合并基础状态非
        年份、调查国家/地区、文献类型、肿瘤类型、不良事件等                         负值类腹泻效用值         [12，19，21] 转化为负值类数据的合并结果
        级、研究设计类型、调查管理方式、健康状态开发、健康                          为 MD＝－0.12，95％CI（－0.20，－0.05），非负值类腹
        状态验证、基础状态设定、健康状态排名、效用测量工                           泻效用值     [13，22－25] 转化为负值类数据的合并结果为MD＝
        具、效用测量工具类型、样本人群类型、样本人群规模、                          －0.46，95％CI（－0.56，－0.36）。可见，3种效用报告类
        人群代表性检验、效用报告类型、效用统计方法18项文                          型合并结果值的差异有统计学意义（P＜0.05），其中合
        献特征为自变量进行单因素回归。检验水准α＝0.05。                         并基础状态非负值类数据转化为负值类数据的合并结
            应用 Excel 2201 和 Stata 16.0 进行上述数据处理和           果值最高，负值类数据的合并结果值与之接近，非负值
        数据分析。                                              类数据转化为负值类数据的合并结果值最低。此外，本
        2 研究结果                                             结果还显示，合并基础状态非负值类数据这一亚组的异
        2.1 文献检索流程及结果                                      质性虽有所降低（I ＝95.0％），但仍较高，说明可能还存
                                                                            2
            根据纳入与排除标准对文献进行检索、筛选，最后                         在其他异质性来源。
        纳入15篇文献     [9－13，18－27] 。文献检索流程见图2。               2.4 Meta回归分析结果
        2.2 纳入文献基础特征和质量评价                                      Meta 回归分析结果（表 2）表明，发表年份、调查国
            纳入文献的基础特征和质量评价结果见表1。由表                         家/地区、不良事件等级、基础状态设定、效用测量工具、
        1可见，所有纳入文献均发表于2000年以后；仅有1篇文                        效用报告类型及效用统计方法对腹泻不良事件负效用
                             [13]
        献调研国家/地区在中国 ；文献类型多为效用研究，即                          值的影响均有统计学意义（P＜0.05）。发表年份越靠
        研究目的为效用或负效用测量             [9－13，18－23，25－27] ；肿瘤类型较  后，测得的腹泻负效用值越大；其他亚洲国家、欧洲国家
        为分散；研究设计类型多为横断面研究和小插图研究，                           和澳大利亚等国家/地区的腹泻负效用值均显著高于
        即未对样本人群进行主动干预              [11，13，18，20－21，23，25－27] ；效用  中国台湾；≥3 级和不分等级的腹泻负效用值均显著低


        中国药房    2022年第33卷第8期                                              China Pharmacy 2022 Vol. 33 No. 8  ·977 ·
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