替莫唑胺聯(lián)合干擾素-α治療晚期惡性黑色素瘤的療效與安全性Meta分析

肖渝 夏萍 張漾杰 肖硯斌 康建平 朱昱衡

作者單位：1云南省腫瘤醫(yī)院 昆明醫(yī)科大學第三附屬醫(yī)院骨外二科，云南 昆明 650118

2 昆明醫(yī)科大學第一附屬醫(yī)院干部醫(yī)療心內科，云南 昆明 650032

惡性黑色素瘤是源于神經嵴的惡性腫瘤，雖然死亡率自1980年以來基本保持穩(wěn)定[1]，但發(fā)病率長期位于所有腫瘤發(fā)病率前五位[2]，據WHO 統(tǒng)計，全球每年有超過13 萬的新發(fā)惡性黑色素瘤病例[3]。惡性黑色素瘤的生存率與其診斷分期有很大關系，未發(fā)生轉移者經手術干預能獲得較高的治愈率，但是一旦發(fā)生轉移則預后較差[4]。如何改善晚期惡性黑色素瘤患者的生存期及預后，已成為現階段研究的熱點。

晚期惡性黑色素瘤的治療方法較多，其中手術是早期惡性黑色素瘤患者最主要的治療手段，但要求手術切除徹底，因為殘留的癌細胞以及衛(wèi)星病灶是出現復發(fā)和轉移的原因[5，6]。近年來隨著靶向治療和免疫治療的發(fā)展，對惡性黑色素瘤的治療取得了一定進展[7，8]，但高昂的成本以及療效的不確定仍需要進一步研究[9，10]。相比之下，化療仍是我國晚期惡性黑色素瘤患者的主要治療手段。

替莫唑胺（TMZ）是一種口服咪唑四嗪類化合物，具有毒性小、能通過血腦屏障等優(yōu)勢，已被廣泛應用于晚期惡性黑色素瘤患者，尤其是伴有中樞轉移者，是治療晚期惡性黑色素瘤的首選藥物之一[11～13]。干擾素-α 是1995年美國FDA 首先批準作為黑色素瘤切除后的輔助治療用藥，具有調節(jié)免疫、誘導分化和抗血管形成等作用，通過增強免疫細胞活力來發(fā)揮抗腫瘤作用，是生物治療中的重要藥物之一[14～16]。通過將化療與生物治療相結合，采用生物化療的方式來改善晚期惡性黑色素瘤患者的病情逐漸成為熱點[17]。但相關研究多以單臂研究為主，缺乏有效對比。本研究通過搜集相關的臨床隨機對照研究，運用Meta分析比較TMZ 聯(lián)合干擾素-α與TMZ 單藥對晚期惡性黑色素瘤的療效及安全性差異，從而為臨床治療提供客觀數據支持。

1 材料與方法

1.1 文獻檢索采用“temozolomide”、“interferon”、“melanoma”以及與之關聯(lián)的同義詞、主題詞搜索PubMed、Cochrane Library、Ovid 數據庫；用“替莫唑胺”、“干擾素”、“黑色素瘤”以及與之關聯(lián)的同義詞、主題詞搜索中國知網、萬方、維普數據庫。篩選從數據庫建庫至2021年8月發(fā)表的所有文獻。

1.2 文獻納入標準①有明確的病理診斷，且經系統(tǒng)治療后疾病進展或無法接受手術治療的晚期惡性黑色素瘤患者；②研究類型：隨機對照研究。實驗組為TMZ 聯(lián)合干擾素-α，對照組為TMZ 單藥，同一研究內TMZ 用法用量統(tǒng)一，28 天為1 個周期，直到疾病進展或出現不能耐受的不良反應；③研究指標包含近期療效、無進展生存期、不良反應；④研究數據準確。

1.3 文獻排除標準①非隨機對照研究、單臂研究以及未明確說明藥物使用劑量和方法的研究；②重復發(fā)表及同一作者不同研究使用相同數據的研究；③病例報告、會議報告、社論、手術技術說明、綜述、僅含摘要、動物或細胞實驗研究。

1.4 文獻質量評價根據Jadad 評分標準對納入文獻進行綜合質量評價，整個過程由6 位作者分別獨立完成，意見分歧則協(xié)商統(tǒng)一。評價內容及標準如下：①隨機：否為0 分，不清楚為1 分，是為2 分；②隱藏隨機方式：否為0 分，不清楚為1 分，是為2 分；③盲法：否為0 分，不清楚為1 分，是為2 分；④退出或失訪：否為0 分，是為1 分。總分為7 分，1～3分為低質量文獻，4～7 分為高質量文獻。

1.5 偏倚風險評價根據Cochrane 偏倚風險評價手冊對納入文獻進行偏倚風險評價。評價內容及標準如下：①是否有隨機序列的產生；②是否分配隱藏；③是否對研究者和受試者施盲；④研究結果是否盲法評價；⑤結果數據是否完整；⑥是否選擇性報告研究結果；⑦是否有其他偏倚來源。以此將納入文獻質量分為“低偏倚風險”、“偏倚風險未知”、“高偏倚風險”。其中評價結果“是”為 “低偏倚風險”、“未知”為“偏倚風險未知”、“否”為“高偏倚風險”，并統(tǒng)計各類占比獲得最終偏倚風險評價。

1.6 統(tǒng)計學分析采用RevMan5.4 軟件進行Meta分析。二變量資料采用比值比（OR）及其95%可信區(qū)間（95%CI）為效應量。無進展生存期風險比（HR）的對數值為效應量。各項研究結果間的異質性檢驗采用Q檢驗，檢驗水準P=0.05。采用I2進行定量分析，當I2＜50%時采用固定效應模型，當I2＞50%時采用隨機效應模型，并對異質性來源進行敏感性分析或描述性分析。P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 文獻檢索結果共檢索文獻143 篇（英文90 篇，中文53 篇）。排除重復文獻25 篇，通過閱讀文獻題目、摘要后剔除明顯不符合要求的文獻101 篇，閱讀全文后依據納入和排除標準排除文獻13 篇，最終納入文獻4 篇。見表1。

表1 納入文獻信息

2.2 文獻質量評價納入的4 篇文獻均為RCT 研究，依據Jadad 評分標準，1 篇評分4 分，3 篇評分5分，均為高質量文獻。

2.3 偏倚風險評價納入的4 篇文獻均為RCT 研究，根據Cochrane 偏倚風險評價手冊，隨機序列的產生中4 篇均為“低偏倚風險”；分配隱藏中有2篇為“低偏倚風險”，2 篇為“偏倚風險未知”；對研究者和受試者施盲中有1 篇為“高偏倚風險”，3 篇為“偏倚風險未知”；研究結果盲法評價中4 篇均為“偏倚風險未知”；結果數據的完整性中4 篇均為“低偏倚風險”；選擇性報告研究結果中4 篇均為“低偏倚風險”；其他偏倚來源中4 篇均為“低偏倚風險”。

偏倚風險評價結果：納入的研究中3.57%的評價為“高偏倚風險”，64.3%的評價為“低偏倚風險”，32.1%的評價為“偏倚風險未知”。見圖1。

圖1 偏倚風險

2.4 Meta分析結果

2.4.1 近期療效 客觀緩解率共納入4 項研究[18～21]，各研究間無明顯異質性（P＞0.05，I2=0），故采用固定效應模型分析，Meta分析結果如圖2，實驗組與對照組的客觀緩解率差異具有統(tǒng)計學意義[OR=2.23，95%CI（1.44，3.47），P＜0.05]，實驗組較對照組治療晚期惡性黑色素瘤的客觀有效率更高。疾病控制率共納入4 項研究[18～21]，各研究間無明顯異質性（P＞0.05，I2=36%），故采用固定效應模型分析，Meta分析結果如圖3，實驗組與對照組的疾病控制率差異無統(tǒng)計學意義[OR=1.37，95%CI（0.95，1.98），P＞0.05]。

圖2 實驗組與對照組客觀緩解率的Meta分析

圖3 實驗組與對照組疾病控制率的Meta分析

2.4.2 無進展生存期 無進展生存期共納入2 項研究[20，21]，各研究間無明顯異質性（P＞0.05，I2=0），故采用固定效應模型分析，Meta分析結果如圖4，實驗組與對照組的無進展生存期無顯著性差異[HR=1.14，95%CI（1.00，1.30），P＞0.05]。

圖4 實驗組與對照組無進展生存期的Meta分析

2.4.3 不良反應分析 白細胞減少（圖5A）、血小板減少（圖5B）、血紅蛋白減少（圖5C）、惡心嘔吐（圖5D）、肝損傷（圖5E）共5 項3 級以上不良反應。白細胞減少共納入4 項研究[18～21]，各研究間存在異質性（P＜0.05，I2=84%），采用隨機效應模型，Meta分析結果如圖5A，實驗組與對照組差異無統(tǒng)計學意義[OR=1.68，95%CI（0.52，5.42），P＞0.05]需進行亞組分析確定異質性來源。血小板減少共納入3 項研究[19～21]，各研究間無明顯異質性（P＞0.05，I2=0），采用固定效應模型，Meta分析結果如圖5B，對照組較實驗組血小板減少出現更少[OR=4.51，95%CI（2.44，8.34），P＜0.05]。血紅蛋白減少共納入2 項研究[19，21]，各研究間無明顯異質性（P＞0.05，I2=0），采用固定效應模型，Meta分析結果如圖5C，實驗組與對照組出現血紅蛋白減少無明顯差異[OR=1.61，95%CI（0.87，3.01），P＞0.05]。惡心嘔吐癥狀共納入3 項研究[18～20]，各研究間無明顯異質性（P＞0.05，I2=0），采用固定效應模型，Meta分析結果如圖5D，實驗組與對照組出現惡心嘔吐癥狀無明顯差異[OR=0.85，95%CI（0.46，1.60），P＞0.05]。肝損傷共納入3 項研究[18～20]，各研究間無明顯異質性（P＞0.05，I2=0），采用固定效應模型，Meta分析結果如圖5E，實驗組與對照組出現肝損傷無明顯差異[OR=1.39，95%CI（0.67，2.88），P＞0.05]。

圖5 實驗組與對照組不良反應的Meta分析

2.4.4 亞組分析 依據納入研究的藥物治療周期進行分組，其中2 項研究明確提及用藥總周期[18，21]，另外2 項研究中無用藥總周期描述[19，20]，亞組分析結果如圖6，其中用藥總周期明確時，實驗組與對照組治療晚期惡性黑色素瘤出現白細胞減少不良反應無明顯差異[OR=0.63，95%CI（0.33，1.21），P＞0.05]。用藥總周期不明確時，實驗組與對照組出現白細胞減少不良反應有明顯差異[OR=4.26，95%CI（2.17，8.36），P＜0.05]，實驗組更容易出現白細胞減少。

圖6 實驗組與對照組致白細胞減少不良反應的亞組分析

3 討論

此次Meta分析結果顯示，雖然TMZ 聯(lián)合干擾素-α治療晚期惡性黑色素瘤的客觀緩解率較TMZ 單藥有明顯改善，但在疾病控制率和無進展生存期上與TMZ 單藥相比無明顯差異。聯(lián)合用藥與TMZ 單藥相比，近期療效明顯，但對遠期生存情況無明顯改善。Danson 等[21]研究發(fā)現，聯(lián)合用藥的中位生存期和1年無進展生存期、2年無進展生存期均高于TMZ 單藥治療，有記錄生存期可延長至（24±65.5）個月[22]。但另有研究發(fā)現，聯(lián)合用藥組雖能維持較長的無復發(fā)生存率，但對總生存率并無明顯改善[23]，對延長患者生存期亦無明顯幫助[24，25]。Coker等[26]認為對于晚期患者，聯(lián)合用藥可增加不良反應的發(fā)生率，并且不良反應程度會加重，而早期患者能接受更長時間的聯(lián)合用藥治療，因此推薦早期患者采用聯(lián)合用藥。兩組患者用藥后3 級以上不良反應除血小板減少和白細胞減少情況更嚴重外，血紅蛋白、消化道癥狀和肝臟損傷均無明顯差異。

本研究表明，聯(lián)合用藥患者的客觀緩解率較對照組明顯提高，但未能轉化為生存期的延長。經過分析，考慮原因如下：①TMZ 聯(lián)合干擾素-α 用藥具有一定的協(xié)同作用。研究發(fā)現，TMZ 聯(lián)合干擾素-α 能夠通過影響細胞的G2/M 期阻止細胞的有絲分裂，這與TMZ 單獨用藥時機制完全不同，并且二者能夠協(xié)同促進腫瘤細胞的凋亡和自噬[27]。另外，TMZ 能透過血腦屏障[28]，與干擾素-α 聯(lián)用對伴有腦轉移的患者可同時起到抗外周和中樞腫瘤的作用；②干擾素-α 是通過與特定的細胞表面受體結合后激活細胞，才能發(fā)揮其作用[29]，且由于干擾素-α 具有一定的細胞毒性，能夠非選擇性地抑制細胞增殖，因此對正常組織細胞亦具有毒性作用，這在一定程度上增加了不良反應發(fā)生風險，尤其對腫瘤細胞具有協(xié)同殺傷作用，同時對正常組織細胞的毒性作用亦有一定程度的增強，引起不良反應發(fā)生率增加，或程度加重[30]；③在TMZ 與干擾素-α 聯(lián)合用藥時，血液系統(tǒng)相關不良反應發(fā)生的嚴重程度更高[31]，首先考慮與二者抗腫瘤治療時不良反應疊加有關，其次是隨著治療用藥周期的延長，藥物毒性的積累導致不良反應逐漸顯現。

單用或聯(lián)合大劑量干擾素-α 是目前國內外許多研究都傾向使用的一種治療方式，認為其劑量與最終抗腫瘤治療效果呈現一定的正比關系，并且認為患者的獲益大于不良反應增加所帶來的風險[14，23，32]。在本次Meta分析中納入研究的干擾素使用劑量在100～500 萬U，尚未達到大劑量使用的要求，但也觀察到了3 級以上不良反應，尤其在血液系統(tǒng)毒性方面更為明顯。然而既往文獻研究表明，TMZ 對惡性黑色素瘤患者除細胞毒性外，還具有免疫調節(jié)功能，能夠增加機體內成熟CD8+細胞數量[33]，但這一特點并未在此次研究結果中得到體現，導致這一矛盾結果的具體機制仍有待進一步研究。但從目前各項研究的最終評價來看，TMZ 聯(lián)合干擾素-α 的治療方案仍然是安全可行的。

綜上，本研究雖然證實TMZ 聯(lián)合干擾素-α治療方案能夠提升晚期惡性黑色素瘤患者的客觀緩解率，改善生存期內患者生活質量，但對于疾病的控制以及遠期療效仍未見明顯改善，這可能與納入的研究樣本較少有關。另外，本次Meta分析納入的研究中對用藥的總周期缺乏統(tǒng)一意見，用藥時間長短可能造成療效以及不良反應結果的偏倚，對最終結果的分析造成影響。因此，仍然需要納入更多相關研究進行補充，才能得出更為科學和可靠的結論。