小梁消融术治疗原发性开角型青光眼的Meta分析

潘 妹，黄苏敏，王佳君，侯光辉

(暨南大学附属珠海医院眼科中心，广东 珠海 519000)

原发性开角型青光眼(primary open angle glaucoma，POAG)在全球不可逆性致盲性眼疾病中位居第二，临床主要表现为病理性眼压升高，视网膜神经节细胞丢失，视网膜神经纤维层变薄，视盘凹陷[1]，具有前房角开放、发病隐匿、早期不易发现等特点。有研究预估，2040年全球开角型青光眼人数将增至7976万，其中亚洲占42.32%[2]。目前，临床上尚未找到彻底根治开角型青光眼的方法，公认的有效治疗措施是通过控制眼压来延缓视功能进一步的损害[3]。

眼压(正常范围为10～21 mmHg)由后房中睫状体分泌的房水和前房角流出的房水之间的平衡来进行调节，通过小梁网和Schlemm管或通过虹膜根部的葡萄膜巩膜流出通道进入葡萄膜巩膜界面[1]。POAG的眼压升高是由于经小梁网的房水流出减少所致[4]；对于POAG，目前临床上普遍采取的传统手术治疗方式是小梁切除或切开术，近年来青光眼微创手术成为研究热点之一。小梁消融术(trabectome)可以切除小梁网和Schlemm管内壁，小梁消融术系统在机头尖端产生高频交流电，以分子化和抽吸小梁网，而不会破坏相邻结构[5]。小梁消融术作为一种新型微创手术，因具有手术切口小、创伤小、并发症少等特点[6]，而迅速成为国内外热门治疗手段之一。本文对小梁消融术和传统手术治疗POAG的有效性和安全性进行Meta分析，为临床治疗提供循证学依据。

1 资料与方法

1.1 纳入与排除标准

1.1.1 研究类型 RCT或队列研究。

1.1.2 研究对象 临床确诊的POAG患者，种族、国籍不限。

1.1.3 干预措施 试验组采用小梁消融术：角膜处做一切口，约1.8 mm，通过房角镜下指引小梁网位置，保证直视状态后将手术手柄伸入前房，接近小梁网，同时通过脚踏控制灌注抽吸及后续高频消融，双方向分别高频消融小梁网45°左右，注吸清晰粘弹剂后，缝合手术切口。对照组采用传统手术：以穹隆部为基地做结膜瓣，于鼻上方做半层巩膜瓣，切除小梁和周边虹膜，于穿刺口注液检查滤过情况，分层缝合巩膜和结膜瓣，恢复前房。

1.1.5 排除标准 (1)综述或述评；(2)非临床研究；(3)临床个案报道；(4)其他相关的Meta分析；(5)非随机对照试验；(6)患者伴有其他相关的眼科疾病，曾做过其他相关的眼科手术；(7)研究中缺乏记录有效的数据，如术后没有对并发症、抗青光眼药物使用数量及眼压等进行相应的统计。

1.2 文献检索策略计算机检索PubMed、The Cochrane Library，EMbase、中国生物医学、中国知网、维普和万方数据库，搜集所有有关小梁消融术(试验组)与传统手术组(对照组)治疗POAG的RCT或队列研究的中英文文献，检索时限均为建库至2020年6月22日。中文检索词包括：开角型青光眼、小梁切除术、小梁切开术、小梁消融术、手术治疗、传统手术等。英文检索词包括：Glaucoma、Open-Angle、Trabeculectomy、trabectome、randomized controlled trial、cohort study等。为了提高符合条件的文献检出率，采用主题词与自由词结合的检索方式，并对纳入研究的参考文献进行二次检索。初步获得相关文献407篇。以中国知网为例，其具体检索策略如下。

1.3 文献筛选与资料提取由两名研究者(黄苏敏、王佳君)独立筛选文献、提取资料并交叉核对，若有不同意见，通过谈论或由第三名人员进行判定。文献筛选时首先阅读文题，在排除明显不相关的研究后，进一步阅读摘要和全文以判断是否纳入。筛选过程中如有未确定但对本研究非常重要的信息，则通过邮件、电话联系原始研究作者等途径获取。在Excel表中制定“信息提取表”，主要提取内容包括：(1)纳入研究的一般信息：第一作者、发表年份、国家等；(2)研究对象的一般情况、试验组与对照组的病例数、处理措施、研究类型等；(3)主要结局指标和结果测量数据；(4)偏倚风险评价的关键要素。

1.4 纳入研究的偏倚风险评价对于随机对照试验研究采用Cochrane协作网工作手册推荐的RCT偏倚风险评价工具[9]，对于队列研究的偏倚风险评价采用纽卡斯尔渥太华量表(Newcastle-Ottawa Scale，NOS)量表[10]。

1.5 统计分析采用RevMan 5.3软件进行Meta分析。计量资料采用均数差(MD)作为效应分析统计量，二分类变量采用比值比(OR)作为效应分析统计量，各效应量均提供其95%的可信区间(confidence interval，CI)。纳入研究结果间的异质性采用Cochrane’sQ检验和I2检验进行分析(检验水准为P=0.1)。结合I2定量判断异质性的大小，若各研究结果间无统计学异质性(I2<50%)，则采用固定效应模型进行Meta分析；若各研究结果之间存在较大统计学异质性(I2≥50%)，采用随机效应模型进行Meta分析，并进一步分析异质性的来源，同时行亚组分析和敏感性分析。Meta分析的检验水准为P=0.05。发表偏倚采用漏斗图，若纳入的文献少于10篇，则默认本系统评价存在发表偏倚。

2 结果

2.1 文献检索流程及结果通过初筛得到相关文献407篇，经过层层筛选，最终纳入7个研究，包括2个RCT和5个队列研究，共740例患者，其中小梁消融术组420例，传统手术组320例。文献筛选流程及结果见图1。

2.2 纳入研究的基本特征和偏倚风险评价结果纳入的7项研究中2项为RCT，5项为队列研究。纳入的随机对照试验均采用随机方法、分配隐藏。纳入的5篇队列研究质量评分在7～8分属于高质量文献。文献报道的时间均≥6个月。研究的基本特征和风险评估结果见表1、图2。

图2 纳入RCT研究的风险偏倚评价

2.3 Meta分析结果

2.3.1 有效性指标 (1)分别有6篇文献[11-14,16-17]比较两组术后3月眼压降低值，有7篇文献[11-17]比较两组术后6月眼压降低值，行异质性检验，各文献存在统计学异质性(I2=63，P=0.003)、(I2=74，P=0.0009)，故采用随机效应模型行Meta分析。结果显示：两组差异均有统计学意义[MD=-8.71，95%CI(-16.07，-1.36)，P=0.02]、[MD=-10.40，95%CI(-18.07，-2.72)，P=0.008]；有4篇文献[12-15]比较两组术后12月眼压降低值，行异质性检验，各文献不存在统计学异质性(I2=9，P=0.35)，故采用固定效应模型行Meta分析，分析结果显示：两组差异有统计学意义[MD=-8.64，95%CI(-13.55，-3.74)，P=0.0006]，表明相对于传统手术组，小梁消融术组术后眼压的显著降低甚至持续12个月。见图3、图4。

(2)抗青光眼药物使用数量减少百分比 分别有5篇文献[12-14,16-17]比较两组术后3月抗青光眼药物的使用数量，有6篇文献[12-17]比较两组术后6月抗青光眼药物的使用数量，行异质性检验，各文献存在统计学异质性(I2=98，P<0.00001)、(I2=90，P<0.00001)，故采用随机效应模型行Meta分析，结果显示：结果显示两组差异均有统计学意义[MD=-41.26,95%CI(-75.05,-7.47),P=0.02]、[MD=-36.96,95%CI(-56.63,-17.30),P=0.0002]；有4篇文献[12-15]比较两组术后12月抗青光眼药物使用数量，行异质性检验，各文献不存在统计学异质性(I2=34，P=0.21)，故采用固定效应模型行Meta分析，结果显示，两组差异有统计学意义[MD=-29.92,95%CI(-36.68,-23.16),P<0.00001]，表明对比传统手术组，小梁消融术组可以显著降低对青光眼药物的依赖性。见图5、图6。

图4 两组治疗后12月的眼压降低值比较

图5 两组治疗后3月、6月抗青光眼药物使用数量减少情况

图6 两组治疗后12月抗青光眼药物使用数量减少情况

2.3.2 安全性指标 以术后两组发生的并发症发生率来作为安全性指标。有3篇文献比较了两组术后眼压低的发生率，共363例，其中小梁消融术组193例，传统手术组170例。固定效应模型Meta分析结果显示：两组差异有统计学意义[OR=0.08，95%CI(0.02,0.40)，P=0.002]，表明术后小梁消融术组眼压低的发生率比传统手术组的更低。有2篇文献比较了两组术后浅前房的发生率，共363例，其中小梁消融术组131例，传统手术组118例。固定效应模型Meta分析结果显示：结果显示两组差异有统计学意义[OR=0.09，95%CI(0.01,0.67)，P=0.02]，表明术后浅前房的发生率小梁消融术组比传统手术组的更低。此外，前房出血、眼压峰值、虹膜周边粘连、再次青光眼手术、脉络膜积液/渗出及低眼压性黄斑病变发生率在2组间差异均无统计学意义(P=0.07、0.12、0.98、0.13、0.17、0.08)。见表2。

表2 小梁消融术组与传统手术组术后并发症的结果比较

2.4 敏感性分析由于手术结局指标的数据合并存在明显的异质性，为了分析异质性来源，针对“术后眼压、抗青药物数量、术后前房出血、再次青光眼手术、低眼压性黄斑病变”采用逐个剔除的方法进行敏感性分析，结果显示剔除后的合并效应值并未发生明显方向性改变，提示研究结果基本稳定。

2.5 亚组分析根据不同地区(亚洲及欧美)对手术有效性和安全性结局指标进行亚组分析，术后并发症“前房出血、再次青光眼手术、低眼压性黄斑病变”由于纳入研究较少，考虑意义不大予以排除。

2.5.1 眼压降低值 应用随机效应模型分析显示,两组地区之间不存在显著异质性(I2=0%,P=0.68)，其中亚洲亚组的术后眼压降低值显著优于传统手术组[WMD=-8.53,95%CI(-22.26，5.20),P=0.22]，欧美亚组的术后眼压降低值也显著优于传统手术组[WMD=-12.18,95%CI(-23,14，-1.22),P=0.03]。见图7。

图7 两组术后眼压亚组分析

2.5.2 术后抗青药物使用数量减少 应用随机效应模型分析显示,两组地区之间不存在显著异质性(I2=0%,P=0.67)，其中亚洲亚组的术后抗青药物使用数量显著低于传统手术组[WMD=-33.65,95%CI(-68.97，1.68),P=0.06]，欧美亚组的术后抗青药物使用数量也显著低于传统手术组[WMD=-41.86,95%CI(-54.73，-29.00),P<0.00001]。见图8。

图8 两组术后抗青药物使用数量的亚组分析

2.6 发表偏倚因确定是否存在发表偏倚的漏斗图需要纳入至少10篇文献进行Meta分析，因此默认本系统评价存在发表偏倚。

3 讨论

过去几十年，青光眼治疗的主要方法是通过药物控制眼压，但药物的成本、局部和全身不良反应以及患者的依从性不高等因素导致治疗效果不尽如人意[18]。随着精准医疗的发展，青光眼微创手术越来越受到青睐，小梁消融术于2004年开始应用于POAG患者[19]。从本质上讲，青光眼微创手术具有非常良好的安全性，可确保术后迅速恢复[20]。

本研究以术后眼压控制情况、抗青光眼药物使用数量、术后并发症发生情况作为观察指标，系统评价小梁消融术与传统手术治疗POAG的有效性和安全性。Meta分析结果提示：在术后眼压控制方面，术后3月、6月及12月差异有统计学意义，小梁消融术降眼压控制要优于传统手术；在术后抗青光眼药物使用数量方面，术后3月、6月及12月差异有统计学意义，小梁消融术术后抗青药物使用数量明显少于传统手术；随访结束时，两组出现早期低眼压、浅前房的发生率差异有统计学意义，但前房出血、眼压峰值、虹膜周边粘连、再次青光眼手术、脉络膜积液/渗出及低眼压性黄斑病变发生率在两组间差异均无统计学意义(P=0.07、0.12、0.98、0.13、0.17、0.08)。故与传统手术相比，小梁消融术在治疗POAG中具有术后眼压控制情况好、术后使用抗青光眼药物的数量少，及并发症发生率低等优点，这与吴慧娟[21]等的研究结果一致。但该技术也存在一定的不足之处，有学者报道了其局限性和缺点，如黄萍[22]等研究表明患者的选择对于小梁消融术的成功也很重要，对于上巩膜静脉眼压高、房角结构不清、角膜水肿，虹膜色素缺失等患者不宜行小梁消融术。

本研究的不足之处在于：一方面本研究不同术者的操作水平可能存在差异，影响统计结果，可能也会对Meta分析的结果产生影响；另一方面各医院在小梁消融术这方面的研究较少，缺乏大量的临床样本支撑数据，大多局限于非随机研究和不受控制的回顾性比较，很少有质量的随机对照试验；此外，纳入的各研究未对POAG的严重程度进行分组处理，可能存在患者选择、金标准不统一的问题。

综上所述，针对目前已公开发表的小梁消融术与传统手术治疗POAG有关文献进行Meta统计分析：在术后眼压控制、术后使用抗青光眼药物的数量及并发症发生率方面，小梁消融术均有优先于传统的小梁切除术。但因各个研究之间的实验组方法及数据统计方法的差异，本研究的结论需要开展更多高质量研究予以证实。