Page 117 - 《中国药房》2023年11期

各研究的对照组共涉及 4 个不同的双膦酸盐类药 12 个月，两组患者 CTX 水平比较差异无统计学意义
物，考虑其可能是存在异质性的来源。故按照对照组治 [MD＝－0.04，95%CI（－0.13，0.05），P＝0.4]。 针 对
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疗药物进行亚组分析，结果发现，各组异质性 I 均大于 PINP，治疗第 12 个月后各研究间有统计学异质性（I ＝
50%，P＜0.05。故笔者认为对照组干预药物不同不是异 92％，P＜0.001），采用随机效应模型合并效应量进行分
质性的来源。详见图5。 析。Meta 分析结果显示，治疗第 12 个月试验组患者
PINP水平显著高于对照组[MD＝－9.07，95%CI（－11.22，
－6.92），P＜0.001]；治疗第 6 个月，两组患者 PINP 水平
比较差异无统计学意义[MD＝－1.55，95%CI（－4.12，
1.02），P＝0.24]。详见表2。
表2 血清相关指标Meta分析汇总
异质性 分析结果
指标 观察周期 效应模型

I²/% P MD（95%CI） P
CTX 6个月 86 ＜0.001 随机 －0.09（－0.16，－0.02） 0.01
CTX 12个月 87 0.005 随机 －0.04（－0.13，0.05） 0.4
PINP 6个月 0 0.61 固定 －1.55（－4.12，1.02） 0.24
PINP 12个月 92 ＜0.001 随机 －9.07（－11.22，－6.92） ＜0.001
2.4 发表偏倚分析
图5 两组患者治疗后骨密度指标亚组分析的 Meta 分 以全髋骨密度为例进行发表偏倚分析，倒漏斗图显
析森林图
示所有数据点分布在漏斗两侧，但两侧不完全对称，不
2.3.2 治疗 12 个月后骨折发生率 4 项研究 [8，10―12] （n＝ 能排除有发表偏倚的存在。详见图8。

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2 499）报道了骨折情况 ，各研究间异质性较低（I ＝ 1
29％，P＝0.24），采用固定效应模型合并效应量。Meta 0.8
分析结果显示，两组患者治疗12个月后骨折发生率比较 （ MD ） 0.6
差异无统计学意义[OR＝1.02，95%CI（0.67，1.54），P＝ SE 0.4
0.2
0.92]。详见图6。 0
－1 －0.5 0 0.5 1
MD
图8 全髋骨密度的倒漏斗图
3 讨论
骨质疏松的发病机制是破骨细胞介导的骨吸收与
图6 两组患者治疗 12 个月后骨折发生率的 Meta 分析
成骨细胞介导的骨形成的偶联平衡被打破，骨吸收大于
森林图
骨形成，骨量持续流失，继而骨强度降低，骨脆性增
2.3.3 不良反应发生率 4项研究 [8，10―12] （n＝2 319）报道 加 。地诺单抗与双膦酸盐均能有效增加骨密度，减少
[14]
了不良反应情况，各研究间异质性较高（I ＝79％，P＝ 骨质疏松性相关骨折风险，并已得到充分证实 [15―16] 。然
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0.009），采用随机效应模型合并效应量。Meta分析结果 而两组药物不同的作用机制决定着其不同的临床特点，
显示，两组患者不良反应发生率比较差异无统计学意义 为明确地诺单抗与双膦酸盐两种药物治疗骨质疏松的
[OR＝0.99，95%CI（0.67，1.46），P＝0.97]。详见图7。 疗效与安全性是否存在差异，本研究在现有临床研究的
基础上，通过循证医学的方法对两种药物治疗骨质疏松
的临床证据进行评价并总结。
本研究共纳入 6 项 RCT，共计 3 145 例患者。Meta
分析结果表明，试验组患者治疗后腰椎、全髋、股骨颈骨
图7 两组患者不良反应发生率的Meta分析森林图
密度改善程度均显著优于对照组，说明地诺单在增加骨
2.3.4 血清相关指标 4项研究 [8，11―13] （n＝1 740）报道了 质疏松患者骨密度、抑制破骨细胞过度表达方面更具优
患者血清 CTX、PINP 情况。针对 CTX，治疗第 6 个月后 势。两组患者治疗 12 个月后骨折发生率和不良反应发
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各研究间有统计学异质性（I ＝86％，P＜0.001），采用随 生率比较无显著差异。针对血清相关指标，两药均能降
机效应模型合并效应量进行分析。Meta分析结果显示， 低血清中 CTX、PINP 水平，在降低骨转化率、改善骨代
治疗第 6 个月试验组患者 CTX 水平显著高于对照组 谢状态方面均表现出了优势，但地诺单抗对CTX的影响
[MD＝－0.09，95%CI（－0.16，－0.02），P＝0.01]；治疗第 在治疗 6 个月时更显著，而对 PINP 的影响在第 12 个月

中国药房 2023年第34卷第11期 China Pharmacy 2023 Vol. 34 No. 11 · 1387 ·