氢化可的松联合维生素C、维生素B1治疗脓毒症疗效的Meta分析

王建，张炎，程璐，鲁俊，周江

本研究价值：

氢化可的松联合维生素C、维生素B1（HAT）理论上可改善脓毒症患者病理生理异常状态，并有回顾性研究表明其能明显降低脓毒症患者病死率，但各前瞻性临床试验并未得到一致性的结论。本研究通过收集HAT治疗脓毒症相关的随机对照试验（RCT）进行Meta分析，以进一步寻求循证医学证据。结果显示，HAT无法降低脓毒症患者病死率，而亚组分析发现HAT或可降低未合并休克的脓毒症患者的病死率，但所纳入的研究数量偏小，且研究中的样本量偏少，还需要大样本量的临床试验进一步证实该结论。

脓毒症是宿主对感染反应失调引起的危及生命的多器官功能障碍［1］。流行病学研究表明，我国ICU中脓毒症发病率约为20.6%，90 d病死率高达35.5%［2］。即使根据《拯救脓毒症运动》指南严格规范脓毒症的治疗，脓毒症患者的院内病死率仍高达23.7%［3］。因此，进一步探索脓毒症的有效治疗策略、降低脓毒症病死率迫在眉睫。MARIK等［4］回顾性研究发现，氢化可的松联合维生素C、维生素B1（hydrocortisone，ascorbic acid and thiamine，HAT）可明显降低脓毒症患者院内病死率，延缓器官功能障碍的发生，缩短血管活性药物使用时间。然而，HAT治疗脓毒症的疗效目前尚缺乏循证医学证据。本研究旨在采用Meta分析评价HAT治疗脓毒症的疗效，以期为临床医师应用HAT治疗脓毒症提供循证医学证据。本研究PROSPERO注册号：CRD42019137952。

1 资料与方法

1.1 文献纳入与排除标准

1.1.1 文献纳入标准 （1）研究类型为随机对照试验（randomized controlled trial，RCT）。（2）研究对象为脓毒症或脓毒性休克患者。符合2016年美国重症医学会（Society of Critical Care Medicine，SCCM）与欧洲重症医学会（European Society of Intensive Care Medicine，ESICM）联合发布的脓毒症3.0诊断标准［1］。（3）治疗方案：对照组采用脓毒症集束化基础治疗，包括液体复苏、抗感染、维持水电解质及酸碱平衡、器官功能维护、营养支持等；试验组在对照组基础上采用HAT治疗，具体用药剂量不限。（4）主要观察指标为院内病死率，次要观察指标为72 h序贯器官衰竭估计评分变化值（the change of sequential organ failure assessment score at 72 h，72 h ∆SOFA）、血管活性药物使用时间、急性肾损伤（acute kidney injury，AKI）发生率，并有用于计算相对危险度（relative risk，RR）或标准均数差（standard mean difference，SMD）及其95%可信区间（confidential interval，CI）的原始数据。

1.1.2 文献排除标准 （1）回顾性研究、队列研究、历史对照研究、病例报告等非RCT。（2）对照组采用HAT治疗。（3）动物实验、综述、摘要、述评等非临床研究。（4）研究对象年龄≤18岁。（5）非中英文语种文献。（6）重复发表文献。

1.2 文献检索策略 检索PubMed、Embase、Cochrane Library、Web of Science、中国知网、万方数据知识服务平台、中国生物医学文献服务系统及维普网自建库至2021-08-01发表的HAT治疗脓毒症的相关文献。中文检索主题词：维生素C、维生素B1、氢化可的松、代谢疗法、脓毒症、脓毒性休克；英文检索主题词：Vitamin C、Ascorbic Acid、Vitamin B1、Thiamine、Hydrocortisone、HAT Therapy、Sepsis、Septic Shock。采用主题词与自由词相结合的方式进行检索。

1.3 文献筛选、资料提取和文献质量评价 由2名研究者独立检索文题、摘要及全文，评估是否符合文献纳入标准，当存在分歧时，由第3名研究者加入探讨，达成共识，最后交由主要研究者进一步复筛。提取的资料包括第一作者、发表年份、样本量、疾病分类（脓毒症、脓毒性休克）、年龄、急性生理学和慢性健康状况评价Ⅱ（acute physiology and chronic health evaluation Ⅱ，APACHEⅡ）评分、乳酸、序贯器官衰竭估计（sequential organ failure assessment，SOFA）评分、观察指标。应用Cochrane偏倚风险评估工具［5］评价纳入文献的方法学质量，评估内容包括：（1）随机序列产生；（2）分配隐藏；（3）对受试者、试验人员实施盲法；（4）对结局评估员施盲；（5）结果数据不完整；（6）选择性报告研究结果；（7）其他偏倚来源。每项内容可判定为“低偏倚风险”“高偏倚风险”或“偏倚风险不清楚”。

1.4 统计学方法 应用RevMan 5.3软件评估纳入文献的偏倚风险，应用R 3.6.2软件Meta包进行Meta分析。计量资料以（±s）表示，计数资料以相对数表示；以RR及其95%CI作为二分类变量的效应值，以SMD及其95%CI作为连续性变量的效应值。采用固定效应模型进行Meta分析，如果各文献间存在统计学异质性（I2＞50%或P＜0.05），则采用随机效应模型进一步进行Meta分析，并根据疾病类型将患者分为脓毒症、脓毒症和脓毒性休克、脓毒性休克3类，进行亚组分析。应用漏斗图和Egger检验评估纳入文献的发表偏倚，存在发表偏倚时则进一步采用剪补法进行矫正。以P＜0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 文献筛选结果 初检出相关文献233篇，剔重后获得文献225篇，通过阅读文题和摘要初筛剔除文献208篇，通过阅读全文复筛剔除文献7篇，最终纳入文献10篇［6-15］，共包含1 611例患者，其中试验组805例、对照组806例。2篇文献［6，9］纳入研究对象为脓毒症患者，共178例（试验组88例，对照组90例）；4篇文献［7，10，13，15］纳入研究对象为脓毒症和脓毒性休克患者，共774例（试验组388例，对照组386例）；4篇文献［8，11-12，14］纳入研究对象为脓毒性休克患者，共659例（试验组329例，对照组330例）。文献筛选流程见图1，纳入文献的基本特征见表1。

表1 纳入文献的基本特征Table 1 Basic features of the involved literature

图1 文献筛选流程Figure 1 Literature screening flowchart

2.2 纳入文献的方法学质量评价 在随机序列产生方面，7篇文献［7，10-15］为低偏倚风险，2篇文献［6，9］为高偏倚风险，1篇文献［8］的偏倚风险不清楚；在分配隐藏方面，7篇文献［7，10-15］为低偏倚风险，2篇文献［6，9］为高偏倚风险，1篇文献［8］的偏倚风险不清楚；在对受试者、试验人员施盲及对结局评估员施盲、结果数据不完整、选择性报告研究结果、其他偏倚来源方面，10篇文献［6-15］均为低偏倚风险，见图2。

图2 纳入文献的Cochrane偏倚风险评估结果Figure 2 Cochrane bias risk assessment results of the involved literature

2.3 Meta分析结果

2.3.1 院内病死率 共10篇文献［6-15］报道了HAT治疗脓毒症患者的院内病死率〔总体病死率为37.68%（607/1 611）〕，各文献间无统计学异质性（I2=45%，P=0.06），故采用固定效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组院内病死率比较，差异无统计学意义〔RR=1.03，95%CI（0.92，1.15），P=0.65〕，见图3。

图3 试验组与对照组院内病死率比较的森林图Figure 3 Forest map of comparison of in-hospital mortality between the experimental group and the control group

亚组分析：有2篇文献［6，9］的疾病类型为脓毒症，各文献间无统计学异质性（I2=0，P=0.91），故采用固定效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组院内病死率低于对照组，差异有统计学意义〔RR=0.27，95%CI（0.12，0.63），P=0.01〕；有4篇文献［7，10，13，15］的疾病类型为脓毒症和脓毒性休克，各文献间无统计学异质性（I2=43%，P=0.15），故采用固定效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组院内病死率比较，差异无统计学意义〔RR=1.02，95%CI（0.89，1.18），P=0.09〕；有4篇文献［8，11-12，14］的疾病类型为脓毒性休克，各文献间无统计学异质性（I2=0，P=0.85），故采用固定效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组院内病死率比较，差异无统计学意义〔RR=1.12，95%CI（0.91，1.38），P=0.31〕，见图4。

图4 不同疾病类型患者试验组与对照组院内病死率比较的森林图Figure 4 Forest map of comparison of in-hospital mortality between the experimental group and the control group in patients with different types of diseases

2.3.2 72 h ∆SOFA 共8篇文献［6，9-15］报道了HAT治疗脓毒症患者的72 h ∆SOFA，各文献间存在统计学异质性（I2=94%，P＜0.01），故采用随机效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组72 h ∆SOFA高于对照组，差异有统计学意义〔SMD=0.58，95%CI（0.09，1.07），P=0.02〕，见图5。亚组分析：有2篇文献［6，9］的疾病类型为脓毒症，各文献间无统计学异质性（I2=44%，P=0.18），故采用固定效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组72 h ∆SOFA高于对照组，差异有统计学意义〔SMD=0.95，95%CI（0.64，1.27），

图5 试验组与对照组72 h∆SOFA比较的森林图Figure 5 Forest map of comparison of 72 h∆SOFA between the experimental group and the control group

P=0.04〕；有3篇文献［10，13，15］的疾病类型为脓毒症和脓毒性休克，各文献间有统计学异质性（I2=67%，P=0.05），故采用随机效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组72 h ∆SOFA比较，差异无统计学意义〔SMD=0.22，95%CI（-0.09，0.53），P=0.05〕；有3篇文献［11-12，14］的疾病类型为脓毒性休克，各文献间有统计学异质性（I2=98%，P＜0.01），故采用随机效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组72 h ∆SOFA比较，差异无统计学意义〔SMD=0.66，95%CI（-0.58，1.90），P=0.30〕，见图6。

2.3.3 血管活性药物使用时间 共4篇文献［6，8，10，13］报道了HAT治疗脓毒症患者的血管活性药物使用时间，各文献间无统计学异质性（I2=0，P=0.62），故采用固定效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组血管活性药物使用时间短于对照组，差异有统计学意义〔SMD=-0.66，95%CI（-0.84，-0.47），P＜0.000 1〕，见图7。

图7 试验组与对照组血管活性药物使用时间比较的森林图Figure 7 Forest map of comparison of the use time of vasoactive drugs between the experimental group and the control group

2.3.4 AKI发生率 共7篇文献［6，9-14］报道了HAT治疗脓毒症患者的AKI发生率，各文献间无统计学异质性（I2=50%，P=0.06），故采用固定效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组AKI发生率比较，差异无统计学意义〔RR=1.04，95%CI（0.89，1.21），P=0.70〕，见图8。

图8 试验组与对照组AKI发生率比较的森林图Figure 8 Forest map of comparison of the incidence of AKI between the experimental group and the control group

亚组分析：有2篇文献［6，9］的疾病类型为脓毒症，各文献间无统计学异质性（I2=0，P=0.92），故采用固定效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组AKI发生率低于对照组，差异有统计学意义〔RR=0.32，95%CI（0.15，0.66），P＜0.01〕；有2篇文献［10，13］的疾病类型为脓毒症和脓毒性休克，各文献间无统计学异质性（I2=0，P=0.54），故采用固定效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组AKI发生率比较，差异无统计学意义〔RR=1.05，95%CI（0.88，1.26），P=0.73〕；有3篇文献［11-12，14］的疾病类型为脓毒性休克，各文献间无统计学异质性（I2=0，P=0.88），故采用固定效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组AKI发生率比较，差异无统计学意义〔RR=1.25，95%CI（0.91，1.71），P=0.16〕，见图9。

图9 不同疾病类型患者试验组与对照组AKI发生率比较的森林图Figure 9 Forest map of comparison of the incidence of AKI between the experimental group and the control group in patients with different types of diseases

2.4 发表偏倚评估 漏斗图分析结果显示，HAT治疗脓毒症患者的院内病死率文献的漏斗图分布不对称，见图10。Egger回归分析结果显示，HAT治疗脓毒症患者的院内病死率文献存在发表偏倚（P=0.02），进一步利用剪补法进行矫正（见图11），结果显示，试验组与对照组院内病死率比较，差异无统计学意义〔RR=1.07，95%CI（0.84，1.38），P=0.57〕，提示文献原结果具有真实性。

图10 HAT治疗脓毒症患者的院内病死率文献的漏斗图Figure 10 Funnel chart of the literature on in-hospital mortality in patients with sepsis treated with HAT

图11 剪补法矫正后的HAT治疗脓毒症患者的院内病死率文献的漏斗图Figure 11 Funnel chart of the literature on in-hospital mortality in patients with sepsis treated with HAT corrected by trim and filling method

3 讨论

脓毒症是由感染引起的生理、病理和生化异常综合征，其发病机制包括炎症反应失衡、免疫功能紊乱、凝血功能障碍、氧化应激、神经内分泌网络失衡等［14］，故寻求脓毒症综合治疗手段是目前重症医学的研究重点。MARIK等［4］通过回顾性研究发现，HAT能有效预防进行性器官功能障碍，降低脓毒症患者死亡率。维生素C无法被人体合成，却为机体所必须，ICU患者的维生素C水平普遍低于参考范围下限值的25%［17］。作为电子供体，维生素C可直接清除由脂多糖刺激微血管内皮细胞而产生的氧自由基，并通过抑制还原型烟酰胺腺嘌呤二核苷酸氧化酶（nicotinamide adenine dinucleotide phosphate oxidases，NOX）活性而减少新自由基的产生［18］，令机体获得良好的抗氧化能力。同时维生素C是合成内源性血管加压素、皮质醇和加压素的共同底物［19］，并能通过促进胶原合成、加强内皮与上皮细胞间连接来维护内皮功能和微循环血流［20］。另外，维生素C还能调节巨噬细胞杀菌活性，抑制转录蛋白核因子-κB的激活，下调促炎递质［21］，抑制脓毒症发生发展过程中的过度炎症反应。维生素B1作为外源性维生素是参与糖代谢和能量生成等多种生化反应的酶（丙酮酸脱氢酶、α-酮戊二酸脱氢酶、戊糖磷酸途径的转酮醇酶等）的辅因子［22］，并作为氨基酸代谢及γ-氨基丁酸的重要辅酶，维护神经功能和参与髓鞘修复［23］。脓毒症患者的高代谢状态、再喂养综合征、肾脏替代治疗等可导致维生素B1过度消耗或丢失，糖代谢受抑制，三磷酸腺苷（adenosine triphosphate，ATP）生成减少，从而引发细胞代谢紊乱和能量耗竭，患者可出现充血性心力衰竭、谵妄、多发性神经病变、胃肠功能障碍等病症［24］。由于维生素C代谢过程中会产生草酸盐，大剂量应用后可在肾脏形成草酸盐结晶，但维生素B1可催化乙醛酸氧化产生二氧化碳，减少草酸的生成，二者合用可能降低肾脏损伤风险［25］。氢化可的松是肾上腺皮质激素，能提高机体应激能力，发挥抗炎、抗休克、抗毒、抗免疫“四抗”作用，在脓毒症患者中，辅助应用氢化可的松可抑制宿主免疫反应，降低肿瘤坏死因子α水平并提高白介素10水平［26］。对于脓毒性休克患者，氢化可的松能维护其血管内皮细胞功能，减少患者血管活性药物的使用，加速患者血流动力学的恢复［27］。

本研究旨在评价HAT治疗脓毒症的疗效，并对纳入的10篇文献进行Meta分析，结果显示：（1）试验组与对照组院内病死率、AKI发生率比较无统计学差异，提示HAT对脓毒症患者院内病死率、AKI发生率无明显影响；但亚组分析结果显示，在脓毒症患者中，试验组院内病死率、AKI发生率低于对照组；在脓毒症和脓毒性休克患者中，试验组与对照组院内病死率、AKI发生率比较无统计学差异；在脓毒性休克患者中，试验组与对照组院内病死率、AKI发生率比较无统计学差异；提示HAT可降低早期脓毒症患者的院内病死率及AKI发生率，却未降低脓毒性休克患者的院内病死率及AKI发生率，这可能与脓毒性休克病情较严重、大循环和微循环进一步恶化、病理生理机制更为复杂有关，脓毒症是机体对感染的适应性变化，不仅是过度的促炎反应，还包括抗炎反应及后期的促炎/抗炎反应失调的免疫麻痹状态［28］，而HAT主要针对脓毒症发生、发展过程中的促炎反应起到调节作用，因此可能对严重脓毒症患者的治疗效果有限。（2）试验组血管活性药物使用时间短于对照组，提示HAT可缩短脓毒症患者血管活性药物使用时间，分析原因可能为维生素C发挥抗氧化作用维护血管内皮功能，维生素B1改善细胞代谢，减轻酸中毒，并与糖皮质激素协同作用维护血管内皮功能，从而改善患者血流动力学。（3）试验组72 h ∆SOFA高于对照组，且亚组分析结果显示，在脓毒症患者中，试验组72 h ∆SOFA高于对照组，提示HAT能降低脓毒症患者72 h SOFA评分，改善其预后。但在脓毒症和脓毒性休克患者中，试验组与对照组72 h∆SOFA比较无统计学差异；在脓毒性休克患者中，试验组与对照组72 h ∆SOFA比较无统计学差异；提示HAT并不能降低脓毒性休克患者的72 h SOFA评分。分析原因，SOFA评分包括对呼吸、凝血、肝脏、循环、神经、肾脏功能状态的评分，临床对脓毒症患者的常规治疗已经包括呼吸支持、补液、血管活性药物、肾脏替代等维护器官功能，并在HAT的协同作用下尤其能缩短血管活性药物使用时间、降低早期脓毒症患者AKI发生率，通过改善循环起到一定的肾脏保护作用，以此降低整体SOFA评分，但若患者病情进展，并发脓毒性休克，器官功能障碍进一步加重，HAT改善循环的作用被抵消，故难以降低脓毒性休克患者SOFA评分。

综上所述，HAT可降低早期脓毒症患者的院内病死率及AKI发生率，缩短血管活性药物使用时间，改善其预后，但对于脓毒性休克患者的治疗效果有限。但本研究亦有不足之处：（1）纳入部分文献［7，10，13，15］的研究者在进行临床试验时未考虑到疾病的个体差异，即未对脓毒症及脓毒性休克患者进行严格区分或亚组分析。（2）HAT治疗早期脓毒症患者的文献［6，9］数量较少，并可能在筛选患者时存在选择偏倚，因此利用HAT治疗早期脓毒症患者仍缺乏高质量研究。（3）根据本研究结果推测HAT或可对早期脓毒症患者有益，但目前尚无关于脓毒症患者HAT治疗时机的研究。（4）纳入标准未对HAT治疗的剂量进行限定，目前尚无关于不同剂量HAT治疗脓毒症的研究。（5）纳入研究的文献总体数量偏少，漏斗图存在不对称性，虽剪补法提示结果具有真实性，但不排除存在发表偏倚的可能，仍需更多高质量的临床研究进一步证实。

作者贡献：王建、鲁俊、周江进行文章的构思与设计、研究的实施与可行性分析、结果分析与解释；王建、张炎、程璐进行数据收集、整理、分析；王建撰写、修订论文；周江负责文章的质量控制及审校，并对文章整体负责、监督管理。

本文无利益冲突。