骨肽注射剂治疗原发性骨质疏松症的Meta分析

杨杰 孙宇 陈崇民*

1.辽宁中医药大学，辽宁 沈阳 110000 2.沈阳市骨科医院，辽宁 沈阳 110000

原发性骨质疏松症(primary osteoporosis，POP)是一种以骨质量降低、骨的微结构被破坏，使骨脆性增加、易发生骨折为主要特征的全身性骨疾病[1]。在临床主要以慢性腰背部疼痛、骨折、畸形为表现形式[2]。流行病调查[3]显示在我国中老年人中的发病率逐渐增高，治疗率低，一旦骨折，不易愈合，后果严重。在病因学的研究中显示，骨质疏松可能与雌激素[4]、雄激素[5]、甲状旁腺素[6]等多种激素及遗传、细胞因子、营养、物理因素、生活习惯息息相关[7-11]，而普遍又对骨质疏松缺乏全面的认识[12]，以至于不能及早的接受诊断与治疗。目前临床上对于骨质疏松的患者，药物治疗比其他的治疗方式更具有优势。骨肽注射剂(注射用骨肽，粉针剂；骨肽注射液，水针剂)是临床上治疗骨质疏松的常用复方制剂之一，其含有多种肽类的骨代谢因子，具有治疗骨质疏松症、促进骨折愈合、抗炎、镇痛作用[13-15]，近年来也被多用于治疗骨性关节炎[16]。本文采用Meta分析，对骨肽注射液治疗骨质疏松的临床随机对照试验(randomized controlled trials，RCT)的有效性、不同部位骨密度值的变化进行系统评价。

1 资料与方法

1.1 检索策略

以“骨肽注射剂”“骨肽”“骨肽与骨质疏松”为中文检索词，以“Primary Osteoporosis”“ Ossotide Injection for osteoporosis”“Ossotide for Injection”为英文检索词，构建检索式，系统地对CBM、CNKI、PubMed、Springer、Embase databases、Cochrane Library、中国科技论文统计与分析网、会议论文、专利、维普、万方等中英文数据库进行主题、题名、关键词检索，并使用百度学术搜索引擎检索相关资料。检索任务由两名研究人员独立进行，保证检索结果的全面性，防止漏检。

1.2 纳入与排除标准

1.2.1研究类型：以“骨肽注射剂”作为治疗原发性骨质疏松的主要干预措施，或仅以“骨肽注射剂”作为对照组的干预措施，并有完整的相关数据记录，所有纳入的病例均符合随机或半随机对照试验，可无盲法干预，文献纳入选择截止到2018年8月。

1.2.2研究对象：所有纳入研究的患者均符合《中国人原发性骨质疏松症诊断标准》[17]中骨质疏松的诊断标准，纳入研究的患者均具有腰背部疼痛、全身疼痛、关节酸胀疼痛为主的临床表现，并经过骨科、康复等相关科室通过测量骨密度、骨矿物质含量测定、X线扫描等检查确诊为原发性骨质疏松的患者。

1.2.3干预措施：观察组(试验组、骨肽组)和对照组在基线一直的条件下，观察组或单独使用“骨肽注射剂”或在对照组干预(口服葡萄糖酸钙、钙尔奇D片、降钙素针、碳酸钙片、阿法骨化醇片、骨仙灵片、阿仑膦酸钠、维生素D、理疗等)的基础上使用“骨肽注射剂”，观察并比较在治疗期后两组患者的各项指标变化，以及患者临床症状表现。

1.2.4纳入标准：①所有纳入的文献均符合临床RCT试验，可不使用盲法，文种限中英文;②纳入研究的患者均符合原发性骨质疏松的诊断标准;③文献总结并评价了骨肽注射剂与老年人骨质疏松之间的关联;④纳入文献的患者平均年龄在60岁以上;⑤文献中具有足够的数据来支持评价;⑥纳入研究的患者均以全身疼痛、腰背疼痛、关节疼痛为主要表现。

1.2.5排除标准：①非临床RCT试验、基础性研究，非中文、英文文献;②不符合原发性骨质疏松的诊断标准;③具有由骨质疏松导致骨折或因骨折后导致骨质疏松的文献;④具有严重的脏腑功能疾病;⑤长期服用其他有关药物治疗;⑥干预措施非骨肽注射剂;⑦临床综述、临床报道;⑧不以骨肽注射剂为主要干预措施。

1.2.6剔除标准：对于已纳入的文献，仔细研读复筛，若符合下列任意一条，则予以剔除：①纳入文献符合排除标准中的任意一条;②已纳入的文献数据报道不全;③文献内容重复;④合并其他疾病(如风湿、骨折等)。

1.2.7结局指标：主要比较观察组和对照组的总有效率(总有效率=显效率+有效率)以及比较治疗前后不同部位的骨密度值(bone mineral density，BMD)来评价药物的相关疗效。可参照《原发性骨质疏松症临床诊疗指南》[18]、王玮琦等[19]治疗骨质疏松的疗效标准。

1.3 数据提取与质量评价

所有文献均由两名研究者依据纳入标准和排除标准进行纳入和排除。通过阅读下载文献的题名、摘要进行初步筛查，排除与骨肽注射剂治疗原发性骨质疏松症无关的文献，以第一作者、发表年份、研究设计、对照方法、治疗部位、男女比例、样本例数、观察指标、结局指标、不良反应等作为提取内容，信息不全的文献可以联系作者获取数据。数据提取后交叉核对内容，用Office系列中的Excel制作保存，若有分歧，寻求老师或相关专家作为第三方协助。对于入选文献的质量评价选用NOS(Newcastle-Ottawa Scale)评分法[20-21]，该评分包括了3个方面8个项目：研究人群的选择(4项)、组间可比性的选择(1项)、暴露因素的测量(3项)，除组间可比性为2颗星以外，其余每项均为1颗星，7颗以上为高质量，4～6颗为中等质量，0～3颗为低质量。

1.4 统计学方法

采用Revman 5.3、Stata/IC 15.0、R语言进行Meta分析。首先进行Q检验(α=0.1)，计算统计量P和I2。当P>0.1说明无异质性，可选用固定效应模型；P<0.1说明存在明显异质性，用I2来评价其异质性大小，分析异质性产生的原因，进行描述性分析。另可采用下列方法来解决异质性：①严格按照P-I-C-O进行纳入研究;②对于分类变量可进行亚组分析，对于连续变量进行Meta回归分析;③使用敏感性分析、Begg’s秩相关或Egger线性相关寻找异质性来源的文献[22];④计算合并统计量(不推荐);⑤选用随机效应模型。计数资料使用优势比(OR)、风险比(RR)以及95%置信区间(95%CI)作分析；计量资料使用加权均数差(WMD)、标准化均差(SMD)、95%置信区间(95%CI)作分析。使用漏斗图进行发表偏倚分析[23]。

2 结果

2.1 文献检索结果

参照检索策略在各个数据库检索文献，通过阅读初步筛查出中文文献696篇，英文文献3篇;再通过纳入和排除标准初步纳入39篇中文文献，英文0篇；再次精读文献最终纳入文献20篇[24-43]，文献来源及研究地点均为中国。文献纳入流程(见图1)。

图1 纳入文献流程图Fig.1 The flow chart of the incorporate documents

2.2 纳入文献的基本特征

最终纳入的20篇文献中，受试者共2 230例，观察组1 127例，对照组1 103例，文献具有一致性。其中核心期刊5篇[25, 27, 36-37, 40]，6篇[27-30, 39, 43]提到随机方法，1篇[42]使用单盲的方法，1篇[39]硕士学位论文，16篇[24-26, 28-29, 31, 33-38, 40-43]文献总结了总有效率，10篇[24, 27-28, 30, 32, 34, 36, 38-40]测定了腰椎骨密度，6篇[28, 30, 32, 34, 36, 38]测定了髋关节骨密度，6篇[25, 27-28, 35, 38, 40]提到药物不良反应，1篇[35]测定的BMD值缺失，其余未有不完整数据报告(见图2)。

图2 纳入文献特征图Fig.2 Characteristic chart of incorporated documents

2.3 方法学质量评价

使用Cochrane系统评价偏倚风险评价工具[44], 从以下7个方面对纳入文献进行质量评价：①随机序列产生是否充分; ②是否隐藏分配; ③是否采用盲法干预; ④是否采用盲法评估；⑤是否有选择性报告；⑥是否有发表偏倚；⑦是否有其他偏倚(见图3)。另采取NOS评分对文献质量进行评价(见图4)。

2.4 结局指标分析

2.4.1总有效率的分析结果：纳入文献中有16篇文献进行了总有效率统计(见图5)。图中分析显示Chi2=16.98，I2=12%，P=0.32>0.1，提示所纳入文献具有同质性，采取固定效应模型进行分析，并进行效应量合并，OR=6.17，95%CI[4.74，8.04]，P<0.00001，结果显示其差异有统计学意义。合并效应值后，观察组总有效率为90.36 %，明显大于对照组的64.42 %。以Stata 15.0软件做总有效率累积变量分析可以看出，以年代作为累积变量，结果显示，对于骨肽注射剂治疗原发性骨质疏松的数据分布总体趋于对称，但Meta结果并不稳定。在2014年的2项病例研究中，其结果相对较为稳定，总体上表明使用骨肽治疗原发性骨质疏松症需要进一步做临床研究(见图6)。

图3 风险评估图Fig.3 Risk assessment chart

图4 NOS评分图Fig.4 NOS score map

图5 森林图-总有效率Fig.5 Forest map-total efficiency

图6 总有效率累积变量分析Fig.6 Cumulative variable analysis of total efficiency

2.4.2腰椎骨密度的分析结果：纳入的文献中有10篇文献进行了腰椎骨密度的测定(见图7)，对其进行定量分析图中分析显示，Chi2=5.65，I2=0%，P=0.77>0.1，说明所纳入的文献具有同质性，考虑到各文献中采取的测量腰椎骨密度的设备及测量误差，故结果采用合并效应量SMD(标准化均数差)表示，SMD=0.04，95%CI[-0.09,0.18]，Z=0.63，P=0.53>0.05。结果显示，10篇文献中所纳入的观察组(n=440)和对照组(n=436)，两组患者在治疗前腰椎骨密度上统计学无差异，具有可比性。治疗后腰椎骨密度的测定(见图8)，图中分析显示，Chi2=38.15，I2=76%，P=0.003，纳入的文献具有较大的异质性，针对此异质性对纳入的文献进行亚组分析。

2.4.2.1亚组分析及敏感性分析：通过“剪补方法”对所纳入文献进行亚组分析(图9)；对所纳入的文献进行随机效应模型敏感性分析(图10)；进行Galbraith异质性检验分析(图11)，结果显示，有两篇文献[24, 39]与其余文献存在异质性，精读出现异质性的全文，并未寻及可进行亚组分类的变量，故继续对所纳入的文献进行Meta回归分析寻找异质性来源。

2.4.2.2Meta回归分析：考虑到可能影响结果的因素有治疗期(A)、平均年龄(B)、每篇文献的样本总量(C)及不同厂家和骨肽粉针剂与水针剂的换算单位可能不同，故不作为纳入协变量(A、B、C)进行Meta回归分析，分析结果(见图12～ 14)。对Meta回归结果进行Permute(蒙特卡罗法)运算校正(Permutations=5000)，综上结果显示， ES a，t=1.99，P>|t|=0.093<0.1(调整α=0.1)；运算校正后P=0.076<0.1，说明协变量a对回归方程的拟合影响最大，协变量a可能是产生异质性的主要因素，也就是说治疗期是影响治疗后腰椎骨密度的主要原因，但对比其他纳入文献而言，治疗期并不能作为分组因素，需要样本量更大、治疗天数多样化的RCT临床试验才能确定。另外，根据亚组分析结果(图9)虽然所纳入的文献异质性较高，但是根据“剪补”分组的方法，分出亚组1和亚组2，亚组1中Chi2=7.82，df=7(P=0.35>0.1)I2=10%，P=0.001<0.05；亚组2中Chi2=2.18，df=1(P=0.14>0.1)I2=54%，P<0.00001，仍可说明治疗后2个亚组的观察组和对照组之间相比，其差异具有统计学意义。合并效应值后利用变异系数CV%(变异度越小说明结果越趋于稳定)来比较治疗后观察组和对照组的差异程度，亚组1结果显示观察组CV%=14.78%<对照组CV%=15.47%；亚组2结果显示观察组CV%=8.84%<对照组CV%=9.62%，说明观察组的效果稳定性要优于对照组。

图7 森林图(治疗前腰椎骨密度)Fig.7 Forest map (bone mineral density of the lumbar spine before the treatment)

图8 森林图(治疗后腰椎骨密度)Fig.8 Forest map (bone mineral density of the lumbar spine after the treatment)

图11 Galbraith异质性检验分析Fig.11 Galbraith heterogeneity analysis

图12 Meta回归分析图Fig.12 Meta regression analysis chart

图13 Meta回归结果Fig.13 Meta regression results

图14 Permute运算校正Fig.14 Operational correction of permute

2.4.3髋部骨密度的分析结果：纳入的文献中有6篇进行了髋部骨密度测定(见图15)，进行定量分析后，图中显示，Chi2=1.30，I2=0%，P=0.94>0.1，表明具有同质性，仍采用合并效应量SMD=-0.01，95%CI[-0.17,0.15]，Z=0.15，P=0.88>0.05，说明6篇文献中的观察组(n=299)与对照组(n=299)，两组患者在治疗前髋部骨密度上具有可比性，统计学显示无差异。治疗后髋部骨密度情况(见图16)，Chi2=4.31，I2=0%，P=0.51>0.1，具有同质性；合并效应量SMD=0.18，95%CI[0.02,0.34]，Z=2.20，P=0.03<0.05，说明两组患者在治疗后髋部骨密度上有统计学意义。合并效应值后显示观察组CV %=19.36 %<对照组CV %=20.7 %，说明观察组的效果稳定性要优于对照组。

2.4.4不良反应分析结果：在纳入的20篇文献中，共有6篇文献报道了不良反应，由于部分文献对照组不良反应例数报道不详，故未做Meta分析。许鹏等[27]报道在观察组30例患者中有2例患者出现一过性皮疹，对症处理后缓解；赵刚等[40]报道在观察组35例患者中有1例出现低度过热现象，经减慢输液速度，静脉滴注地塞米松5 mg后，症状缓解；杨大鹏[38]报道在观察组48例患者中有1例出现注射部位疼痛，未提及如何处理；孙燕等[28]报道在观察组60例患者中出现2例肝功能异常、3例发热、3例皮疹，未提及如何处理；廖化波等[25]在观察组250例患者中出现2例便秘、4例头昏、8例恶心、3例皮疹，观察组(6.8 %)不良反应率低于对照组(40 %)，但未提及不良反应如何处理；1篇[34]文献未收集到不良反应反馈，其余文献均未提及不良反应。综上所述，骨肽注射剂的临床安全性较高，适用于治疗原发性骨质疏松。

2.5 发表偏倚

分析观察组和对照组总有效率在治疗原发性骨质疏松的发表偏倚上，纳入文献的分布基本对称(见图17～ 20)。其Begg’s检验中Pr>|Z|=0.418提示不存在明显的偏倚情况；Egger检验中slope(斜率)P>|t|=0.002，bias(偏倚)P>|t|=0.208>0.1说明纳入的文献不存在明显的发表偏倚。

3 讨论

本次Meta分析主要针对骨肽注射剂治疗原发性骨质疏松症的总有效率、腰椎骨密度、髋部骨密度进行系统评价，分析患者的治疗周期，可以发现所纳入的文献中患者的治疗周期各不相同(15～180 d)。基于原文献的数据并分析，可以看出在15～30 d应用骨肽注射剂可以有效改善患者因骨质疏松而引起的不适症状，使患者VAS痛觉评分减低、NRS数字分级评分减低、骨痛评分减低等；另一方面，鉴于骨密度是一个长期的缓慢变化过程[45]，可能是因为患者对骨肽注射剂的敏感性不同，或者由于对照或其他基础药物作用，亦或是伦理学因素使观察组和对照组不能单纯使用治疗剂和安慰剂，导致最后文献报道其治疗期30～180 d不等，故根据纳入文献的报道以及本次Meta分析结果，可初步认为在使用骨肽注射剂治疗原发性骨质疏松症时，患者骨密度可能在(69±18.69)d时出现骨密度的改变；所纳入的文献中还有一些其他的指标，如不同部位骨矿物质浓度、骨代谢指标BAP、血清学的各种促进或抑制骨质活动的因子、尿DPD的测定以及用药后不良反应报道、治疗期结束后的随访期限等，对于上述指标各文献报道指标参差不齐，不能纳入作Meta分析来辅助评价骨肽注射剂的治疗效果。

原发性骨质疏松症作为临床常见的全身骨代谢障碍疾病之一[46]，其发病隐匿，往往在其引起全身疼痛、骨折等并发症时才会被发现。据不完全统计，我国骨质疏松患者的患病率在6.6%～19.3%，平均13%[47]，发病率逐年增高，越来越受到更多人的重视。治疗原发性骨质疏松症的方法也是多种多样，大体上可分为针灸治疗[48]、中药治疗[49]、物理治疗[50]、西药治疗[51]、中西医结合治疗[52]等。骨肽注射液是一种复方制剂，含有钙、磷、无机盐、氨基酸等多种微量物质[53]，可以使成骨细胞增殖，调节骨代谢，并促进新骨生成，也可以使TGF-β1表达含量增高诱导骨髓间充质干细胞多向分化[54-55]。作为注射剂可不经过肝脏及消化系统直接进入身体组织血管，不受到消化液的影响，有效减轻口服药物带来的胃肠道刺激症状，但也有应激性大、导致电解质紊乱等局限性。近年来，使用骨肽注射剂治疗原发性骨质疏松的临床研究报道逐渐增加，但其研究样本量均不大，组间差异也较大，仍缺乏高质量、全面指标测定、大样本、多中心的临床RCT试验的数据支持，使研究结论更加全面可靠。

4 总结与展望

图17 观察组与对照组总有效率漏斗图Fig.17 Funnel chart of total effective rate in observation group and treatment group

图18 观察组与对照组总有效率Egger检验Fig.18 Egger test of total effective rate in observation group and treatment group

图19 观察组与对照组总有效率Egger检验Fig.19 Egger test of total effective rate in observation group and treatment group

图20 观察组与对照组总有效率Begg’s检验Fig.20 Begg’s test of total effective rate in observation group and treatment group

本研究纳入的20篇文献中，缺少外文文献，可能造成选择偏倚。纳入的研究中均采用随机对照的方法，1篇采用盲法，5篇提到随访，每篇文献纳入的样本量较少，测量次数较少，导致纳入文献的总体质量不高。从本次的Meta分析结果来看，骨肽注射剂可以作为用于临床治疗原发性骨质疏松症的首选药物，但在临床随机分组、盲法实施、病例样本数、各部位骨密度的含量、其他骨代谢指标、随访情况以及不良反应发生情况方面的报道需进一步加强，尽可能做到全面报道，为临床用药和循证医学提供可靠的依据。