Page 101 - 《中国药房》2024年24期
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表3 ATB-DILI危险因素的Meta分析结果与敏感性分析结果
                                            异质性检验                         Meta分析结果              敏感性分析
          危险因素            纳入文献数                            效应模型
                                          I /%    P                    OR（95%CI）    P       OR（95%CI）    P
                                           2
          社会人口学因素
           年龄≥60岁         5 [8，17―20]     86     ＜0.001   随机效应模型      2.98（1.93，4.59）  ＜0.001  2.76（2.37，3.22）  ＜0.001
           女性             4 [14―15，23，30]  86    ＜0.001   随机效应模型      1.28（0.67，2.44）  0.46  1.09（0.87，1.36）  0.45
           BMI异常          5 [9，18―19，22，29]  40   0.16    固定效应模型      2.54（2.02，3.21）  ＜0.001  2.66（1.96，3.61）  ＜0.001
           嗜酒             13 [8，12，15，17―20，22，24，26―27，30―31]  81  ＜0.001  随机效应模型  2.95（2.17，4.01）  ＜0.001  2.53（2.24，2.86）  ＜0.001
           吸烟             2 [18，22]       49      0.16    固定效应模型      2.22（1.62，3.04）  ＜0.001  2.18（1.40，3.41）  ＜0.001
          疾病相关因素
           肝病史            15 [7―8，10―13，15―17，19―22，28，31]  90  ＜0.001  随机效应模型  3.84（2.73，5.42）  ＜0.001  2.46（2.24，2.70）  ＜0.001
           乙肝表面抗原阳性       5 [18，22―23，25，27]  61  0.004   随机效应模型      2.64（1.88，3.70）  ＜0.001  2.55（2.07，3.13）  ＜0.001
           肺外结核           3 [10，23，29]     0      0.61    固定效应模型      2.18（1.68，2.83）  ＜0.001  2.19（1.68，2.84）  ＜0.001
           营养不良           6 [8，10，12，15，20，22]  88  ＜0.001  随机效应模型    2.52（1.56，4.06）  ＜0.001  2.39（2.04，2.79）  ＜0.001
           低蛋白血症          6 [7，17，22―23，27，32]  49  0.08  随机效应模型      3.29（2.35，4.61）  ＜0.001  3.09（2.49，3.83）  ＜0.001
           心血管疾病          3 [14，18，22]     0      0.56    固定效应模型      1.56（1.20，2.04）  0.001  1.56（1.19，2.04）  0.001
           糖尿病            2 [18，21]        0      0.50    固定效应模型      3.07（2.21，4.26）  ＜0.001  3.05（2.20，4.24）  ＜0.001
           HIV感染          2 [26，30]       39      0.20    固定效应模型      1.69（0.80，3.57）  0.17  1.85（0.67，5.13）  0.24
           系统性红斑狼疮        2 [17，27]        0      0.72    固定效应模型      3.31（2.31，4.73）  ＜0.001  3.31（2.31，4.74）  ＜0.001
          治疗因素
           合用其他增加肝毒性的药物   2 [21，32]       68      0.08    随机效应模型      5.79（0.79，42.66）  0.08  4.35（2.15，8.83）  ＜0.001
           未预防性使用保肝药      6 [8，12，18―19，21―22]  80  ＜0.001  随机效应模型    2.77（1.75，4.39）  ＜0.001  2.46（2.02，2.99）  ＜0.001
          实验室检查因素
           ALT基线水平高       5 [7，13，25，28―29]  22   0.27    固定效应模型      4.52（3.02，6.03）  ＜0.001  4.72（2.86，6.58）  ＜0.001
          2.4 敏感性分析结果                                        发表偏倚分析，结果显示，剪补法前后所得的肝病史结
          2.4.1 ATB-DILI发生率                                  果未发生显著改变，表明本研究存在发表偏倚的可能性
              ATB-DILI 发生率的敏感性分析结果显示，逐一剔                     较小。
          除文献后，ATB-DILI 发生率与“2.3.1”项下结果比较无                   3 讨论
          明显变化，表明结果较稳定，详见图3。                                 3.1 ATB-DILI发生率

                  Meta-analysis estimates，given named study is omitted  通过了解 ATB-DILI 发生率，可提高公众对抗结核
                   Lower CI Limit                 Estimate                           Upper CI Limit
                                                             药物导致的药源性疾病的认知，使患者更理性地看待药
            梁思敏2024
             徐璐2023
             陈芳2023                                          物治疗的风险与益处，增强其对医疗决策的参与度和信
             赵鹏2022
            杨天池2022
             刘芳2019                                          任度；同时，也有助于推动社会对结核防治工作的关注。
             杜静2022
            杨学敏2019
             何涛2016                                          本研究结果显示，ATB-DILI 发生率为 12.94%[95%CI
            马晨晨2016
            周子贺2022
            毛佳斌2016                                         （10.82%，15.06%），P＜0.001]，且在队列研究中的 ATB-
            李文红2016
            朱薇珊2015
            姚雷娜2022                                          DILI发生率高于病例对照研究，其原因可能为前瞻性研
             迟旭2019
            许光辉2008
              Ji2023                                         究更便于观察疾病的发生，而病例对照研究为回顾性研
             Jiang2021
            Abbara2017
              Sun2016                                        究，加之本研究中不同研究类型文献的纳入数量差异较
              Lee2016
              Ali2020
          Subbalaxmi2020                                     大，也可能导致发生率存在差异。同时，中国研究的
            Cheng2024
                                                             ATB-DILI 发生率高于其他国家，这可能与纳入的人群
             Gafar2019
                 0.10         0.11                                          0.13                                          0.15     0.16
                图3 ATB-DILI发生率的敏感性分析图                        种族，以及纳入其他国家研究的样本量较小有关。有研
                                                             究表明，中国汉族人中N-乙酰基转移酶2慢乙酰化基因
          2.4.2 ATB-DILI危险因素                                 型者发生 ATB-DILI 的风险较高         [2―3] 。值得注意的是，儿
              ATB-DILI 危险因素的敏感性分析结果显示，改变                     童的ATB-DILI发生率明显高于成人。其原因可能为儿
          效应模型后，所得结果与“2.3.2”项下结果比较基本未发                       童的肝脏发育尚未成熟，对肝毒性药物的耐受性和代谢
          生明显改变，表明结果较为稳健可靠，详见表3。                             能力不足；儿童结核症状和体征不具有特异性，病原学
          2.5 发表偏倚分析                                         诊断困难，易进展为重症结核，导致用药方案复杂、用药
              本研究以纳入文献数量≥10 的嗜酒和肝病史为指                        疗程延长，不良反应风险增加               [32―33] 。此外，目前儿童
          标进行 Egger’s 检验。结果显示，以嗜酒为指标时，                       ATB-DILI 的诊断标准多参照成人标准，但儿童的肝功
          Egger’s 检验的 P 值为 0.243（＞0.05），提示本研究存在              能指标正常上限显著高于成人，其中碱性磷酸酶具有高
          发表偏倚的可能性较小；以肝病史为指标时，Egger’s检                       度可变性，可能影响临床诊断。因此，需重点关注儿童
          验的P值为0.002（＜0.05），提示本研究存在发表偏倚的                     结核群体，在儿童抗结核治疗中应充分考虑其生理病理
          可能性较大。进一步采用剪补法以肝病史为指标进行                            特点，密切监测肝功能，以早期识别及干预，降低 ATB-
          中国药房  2024年第35卷第24期                                              China Pharmacy  2024 Vol. 35  No. 24    · 3055 ·
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