引用本文： 夏紅和, 陳浩宇, 彭坤, 鄭康鏗. 特發性黃斑裂孔手術后非面向下體位和面向下體位的meta分析. 中華眼底病雜志, 2015, 31(4): 389-393. doi: 10.3760/cma.j.issn.1005-1015.2015.04.021 復制
玻璃體切割手術是治療特發性黃斑裂孔(IMH)的有效手術方式[1]，其裂孔閉合率為58%～90%[1-4]。氣體作為眼內填充物，具有頂壓視網膜的作用，因此要求IMH患者手術后采取面向下體位，以保證填充的氣體能夠充分頂壓裂孔邊緣促進裂孔愈合。但是，Verma等[5]研究發現，患者實際面向下體位的時間只占要求時間的38%。另外，面向下體位影響手術后眼局部用藥，從而影響黃斑裂孔的閉合率[6]；還會引起對側眼急性閉角性青光眼的發作[7]。近期有研究表明，IMH在手術后1 d裂孔即已閉合[8-10]，隨后的多項研究表明黃斑裂孔手術后非面向下體位也能達到與面向下體位同樣高的裂孔閉合率及良好的視力 [11-15]。因此，有學者認為IMH手術后無需保持面向下體位[9]。為此，我們應用meta分析，對IMH手術后非面向下體位和面向下體位對黃斑裂孔閉合率的影響進行了系統評價。現將結果報道如下。
1 材料和方法
檢索數據庫包括美國國立醫學圖書館 PubMed、中國生物醫學文獻數據庫、中國期刊全文數據庫、維普中文醫學期刊全文數據庫。檢索關鍵詞為macular hole/黃斑裂孔、posturing/posture/position/體位。檢索時間為2000年至2014年，末次檢索時間為2014年9月，以所有檢索出文獻的參考文獻作為補充。限定語種為中、英文。
納入標準：(1)臨床對照試驗,公開發表的一次性文獻；(2)非面向下體位組手術后均采取非面向下體位，面向下體位組手術后均采取面向下體位；(3)有完整的四格表資料，均給出或可計算出效應指標比值比(OR)值；(4)手術方式為玻璃體切割聯合氣體填充伴或不伴白內障超聲乳化摘除和內界膜剝除手術；(5)患者均為IMH。排除標準：(1)非臨床對照試驗；(2)縮短面向下體位時間的對照研究；(3)納入的病例包括黃斑裂孔合并視網膜脫離或高度近視的文獻；(4)研究對象包括外傷性黃斑裂孔；(5)2次玻璃體手術或復發性黃斑裂孔；(6)重復發表或數據不詳的文獻。
由于黃斑裂孔的直徑直接影響手術后黃斑裂孔的閉合，根據Gass[16]IMH分期標準，依照裂孔直徑大小，將黃斑裂孔分為直徑≤400 μm的小裂孔，直徑>400 μm的大裂孔。分別進行meta分析，比較兩種體位對不同黃斑裂孔直徑手術后閉合率的影響。
按照納入、排除標準，共計9篇文獻[11-15, 17-20]進入研究。非面向下體位285只眼。其中，小裂孔者145眼；大裂孔者104只眼。2篇文獻36只眼未對裂孔大小進行分類。面向下體位組303只眼。其中，小裂孔者141只眼；大裂孔者124只眼。2篇文獻38只眼未對裂孔大小進行分類(表 1)。9篇文獻均為臨床對照研究。文獻11和12為非隨機對照研究。其中，文獻11為與既往患者對照；文獻12為兩家醫院之間的患者對照。文獻14和15為回顧性分析，其余文獻均為前瞻性隨機對照研究。文獻11和12未單獨列出大、小裂孔的閉合率；文獻18納入的患者均為小裂孔(表 2,3)。
表1
符合納入標準文獻的黃斑裂孔分類及閉合情況(眼數，只)
表2
納入的文獻為回顧性分析研究或非隨機對照研究
表3
納入的文獻為隨機對照試驗研究
采用Cochrane協作網提供的meta分析專用軟件RevMan 4.2和SPSS 13.0統計軟件對數據進行統計分析。(1)異質性檢驗：二值變量資料用IMH閉合率的OR表示，計算95%可信區間(CI)；若納入的各研究無異質性，即P≥0.1、I2<50%時，用固定效應模型進行分析，反之則采用隨機效應模型分析。(2)繪制森林圖：展示meta分析的結果和特征。(3)偏倚評估：繪制漏斗圖評估選擇性、低質量性、真實異質性及假象等偏倚。(4)敏感性分析：由于納入的文獻中包含4篇非隨機對照研究，在排除這4篇非隨機對照研究后，重新計算合并效應量，并與未排除前的meta分析結果進行比較。
2 結果
異質性檢驗結果顯示，不分組,小、大裂孔者I2=24.1％、0％、43.7％，納入分析的研究具有臨床及統計學的同質性。
Meta分析結果顯示，非面向下體位組和面向下體位組黃斑裂孔總閉合率比較，差異有統計學意義(總 OR=0.47,95％CI為0.26～0.84；P=0.01)。兩組間小裂孔者黃斑裂孔閉合率比較，差異無統計學意義(OR=0.45,95%CI為0.13～1.51；P=0.20)；大裂孔者黃斑裂孔閉合率比較，差異有統計學意義(OR=0.35,95%CI為0.17～0.75；P=0.006)(圖 1～3)。
圖1
總黃斑裂孔閉合率meta分析結果
圖2
小裂孔閉合率meta分析結果
圖3
大裂孔閉合率meta分析結果
以每個研究的效應值OR為橫坐標，OR對數值標準誤logOR為縱坐標繪制成漏斗圖(圖 4)。結果顯示，以合并OR為中心，納入的文獻分布較好，基本呈倒漏斗形，說明無明顯發表性偏倚。
圖4
納入meta分析文獻的漏斗圖
敏感性分析結果顯示，排除4篇非隨機對照研究后，meta分析結果與未排除前結果一致。非面向下體位組和面向下體位組黃斑裂孔總閉合率比較，差異有統計學意義(總OR=0.24,95％CI為0.10～0.55；P=0.000 8)。兩組間小裂孔者黃斑裂孔閉合率比較，差異無統計學意義(OR=0.46,95%CI為0.11～1.93；P=0.29)；大裂孔者黃斑裂孔閉合率比較，差異有統計學意義(OR=0.18,95%CI為 0.07～0.50；P=0.001)(圖 5～7)。
圖5
總黃斑裂孔閉合率的敏感性分析
圖6
小黃斑裂孔閉合率的敏感性分析
圖7
大黃斑裂孔閉合率的敏感性分析
3 討論
黃斑裂孔手術后是否需要保持面向下體位一直存在爭議。本研究通過對已發表的文獻進行meta分析，比較非面向下體位和面向下體位對黃斑裂孔手術后裂孔閉合率的影響。結果顯示，非面向下體位組和面向下體位組黃斑裂孔總閉合率差異有統計學意義；兩組間大裂孔閉合率的差異也有統計學意義，小裂孔閉合率的差異無統計學意義。說明黃斑裂孔直徑>400 μm的患者，手術后保持面向下體位能提高黃斑裂孔的閉合率；而黃斑裂孔直徑≤400 μm的患者，非面向下體位能達到與面向下體位基本相同的裂孔閉合率。值得注意的是，雖然沒有統計學意義，小裂孔者合并OR僅為0.45,95%CI為0.13～1.51，說明手術后非面向下體位在臨床上可能有降低55%裂孔閉合率的風險。
雖然本研究納入的9篇文獻均為臨床對照研究，但其中包含4篇文獻為非隨機對照研究。由于納入文獻的質量不同，一起納入進行分析可能存在誤差，故我們將4篇非隨機對照研究排除后重新進行敏感性分析。結果表明，兩者的結論完全一致，說明此4篇非隨機對照研究文獻并未對合并效應量產生明顯的影響，本文統計結果可靠。
面向下體位需要保持的時間長短也存在爭議。Krohn[21]研究發現，黃斑裂孔手術后面向下體位保持3、7 d的視力和裂孔閉合率并無統計學差異。因此有學者認為可以縮短面向下體位的時間。然而，目前無法明確哪些患者是因為縮短面向下體位時間而導致黃斑裂孔閉合失敗，因此難以判斷哪些患者需要更長時間保持面向下體位。本研究納入的文獻中患者保持面向下體位的時間為3～10 d，但由于同一研究中兩組之間具有可比性，因此并不影響本文的統計結果。目前，有較多的研究比較了手術后面向下體位時間的長短對裂孔閉合及視力的影響，由于時間長短無統一標準，難以進行歸納，因此本研究沒有一并納入分析。這也是本文納入的文獻偏少的原因。
影響黃斑裂孔閉合的因素較多，除了黃斑裂孔的大小，是否剝除內界膜也是影響因素之一。研究發現，剝除內界膜能極大提高黃斑裂孔閉合率[22, 23]。 本文納入的文獻中，2篇文獻手術中未剝除內界膜[11, 18]，但由于同一研究中非面向下體位組和面向下體位組患眼均未剝除內界膜，故兩組之間具有可比性，對本文的meta分析結果影響有限。
眼內填充物對黃斑裂孔的閉合亦有一定影響。 由于臨床上可供選擇的眼內填充氣體種類及濃度較多，難以做到納入文獻填充氣體的統一。但本文納入的研究，填充物均為惰性氣體，雖然氣體的種類及濃度不一致，但惰性氣體在眼內吸收較慢，持續時間較長，有較好的頂壓效果。部分學者認為，手術后眼內填充物存留的時間越長，手術效果越好[24]。而Eckardt等[25]及Gesser 等[26]均發現IMH患者手術中填充空氣，手術后也能達到較高的裂孔閉合率。
由于目前發表的關于黃斑裂孔手術后體位要求的隨機對照研究較少，故本次研究納入文獻相對偏少，患眼數也偏少。另外，meta分析本身也有一定的局限性，其并不能取代大規模、多中心隨機對照試驗，因為后者屬于真正的治療試驗性研究，而meta分析只是對現有資料進行綜合分析的結果。隨著新的臨床研究證據的不斷出現，其結論應加以更新。
玻璃體切割手術是治療特發性黃斑裂孔(IMH)的有效手術方式[1]，其裂孔閉合率為58%～90%[1-4]。氣體作為眼內填充物，具有頂壓視網膜的作用，因此要求IMH患者手術后采取面向下體位，以保證填充的氣體能夠充分頂壓裂孔邊緣促進裂孔愈合。但是，Verma等[5]研究發現，患者實際面向下體位的時間只占要求時間的38%。另外，面向下體位影響手術后眼局部用藥，從而影響黃斑裂孔的閉合率[6]；還會引起對側眼急性閉角性青光眼的發作[7]。近期有研究表明，IMH在手術后1 d裂孔即已閉合[8-10]，隨后的多項研究表明黃斑裂孔手術后非面向下體位也能達到與面向下體位同樣高的裂孔閉合率及良好的視力 [11-15]。因此，有學者認為IMH手術后無需保持面向下體位[9]。為此，我們應用meta分析，對IMH手術后非面向下體位和面向下體位對黃斑裂孔閉合率的影響進行了系統評價。現將結果報道如下。
1 材料和方法
檢索數據庫包括美國國立醫學圖書館 PubMed、中國生物醫學文獻數據庫、中國期刊全文數據庫、維普中文醫學期刊全文數據庫。檢索關鍵詞為macular hole/黃斑裂孔、posturing/posture/position/體位。檢索時間為2000年至2014年，末次檢索時間為2014年9月，以所有檢索出文獻的參考文獻作為補充。限定語種為中、英文。
納入標準：(1)臨床對照試驗,公開發表的一次性文獻；(2)非面向下體位組手術后均采取非面向下體位，面向下體位組手術后均采取面向下體位；(3)有完整的四格表資料，均給出或可計算出效應指標比值比(OR)值；(4)手術方式為玻璃體切割聯合氣體填充伴或不伴白內障超聲乳化摘除和內界膜剝除手術；(5)患者均為IMH。排除標準：(1)非臨床對照試驗；(2)縮短面向下體位時間的對照研究；(3)納入的病例包括黃斑裂孔合并視網膜脫離或高度近視的文獻；(4)研究對象包括外傷性黃斑裂孔；(5)2次玻璃體手術或復發性黃斑裂孔；(6)重復發表或數據不詳的文獻。
由于黃斑裂孔的直徑直接影響手術后黃斑裂孔的閉合，根據Gass[16]IMH分期標準，依照裂孔直徑大小，將黃斑裂孔分為直徑≤400 μm的小裂孔，直徑>400 μm的大裂孔。分別進行meta分析，比較兩種體位對不同黃斑裂孔直徑手術后閉合率的影響。
按照納入、排除標準，共計9篇文獻[11-15, 17-20]進入研究。非面向下體位285只眼。其中，小裂孔者145眼；大裂孔者104只眼。2篇文獻36只眼未對裂孔大小進行分類。面向下體位組303只眼。其中，小裂孔者141只眼；大裂孔者124只眼。2篇文獻38只眼未對裂孔大小進行分類(表 1)。9篇文獻均為臨床對照研究。文獻11和12為非隨機對照研究。其中，文獻11為與既往患者對照；文獻12為兩家醫院之間的患者對照。文獻14和15為回顧性分析，其余文獻均為前瞻性隨機對照研究。文獻11和12未單獨列出大、小裂孔的閉合率；文獻18納入的患者均為小裂孔(表 2,3)。
表1
符合納入標準文獻的黃斑裂孔分類及閉合情況(眼數，只)
表2
納入的文獻為回顧性分析研究或非隨機對照研究
表3
納入的文獻為隨機對照試驗研究
采用Cochrane協作網提供的meta分析專用軟件RevMan 4.2和SPSS 13.0統計軟件對數據進行統計分析。(1)異質性檢驗：二值變量資料用IMH閉合率的OR表示，計算95%可信區間(CI)；若納入的各研究無異質性，即P≥0.1、I2<50%時，用固定效應模型進行分析，反之則采用隨機效應模型分析。(2)繪制森林圖：展示meta分析的結果和特征。(3)偏倚評估：繪制漏斗圖評估選擇性、低質量性、真實異質性及假象等偏倚。(4)敏感性分析：由于納入的文獻中包含4篇非隨機對照研究，在排除這4篇非隨機對照研究后，重新計算合并效應量，并與未排除前的meta分析結果進行比較。
2 結果
異質性檢驗結果顯示，不分組,小、大裂孔者I2=24.1％、0％、43.7％，納入分析的研究具有臨床及統計學的同質性。
Meta分析結果顯示，非面向下體位組和面向下體位組黃斑裂孔總閉合率比較，差異有統計學意義(總 OR=0.47,95％CI為0.26～0.84；P=0.01)。兩組間小裂孔者黃斑裂孔閉合率比較，差異無統計學意義(OR=0.45,95%CI為0.13～1.51；P=0.20)；大裂孔者黃斑裂孔閉合率比較，差異有統計學意義(OR=0.35,95%CI為0.17～0.75；P=0.006)(圖 1～3)。
圖1
總黃斑裂孔閉合率meta分析結果
圖2
小裂孔閉合率meta分析結果
圖3
大裂孔閉合率meta分析結果
以每個研究的效應值OR為橫坐標，OR對數值標準誤logOR為縱坐標繪制成漏斗圖(圖 4)。結果顯示，以合并OR為中心，納入的文獻分布較好，基本呈倒漏斗形，說明無明顯發表性偏倚。
圖4
納入meta分析文獻的漏斗圖
敏感性分析結果顯示，排除4篇非隨機對照研究后，meta分析結果與未排除前結果一致。非面向下體位組和面向下體位組黃斑裂孔總閉合率比較，差異有統計學意義(總OR=0.24,95％CI為0.10～0.55；P=0.000 8)。兩組間小裂孔者黃斑裂孔閉合率比較，差異無統計學意義(OR=0.46,95%CI為0.11～1.93；P=0.29)；大裂孔者黃斑裂孔閉合率比較，差異有統計學意義(OR=0.18,95%CI為 0.07～0.50；P=0.001)(圖 5～7)。
圖5
總黃斑裂孔閉合率的敏感性分析
圖6
小黃斑裂孔閉合率的敏感性分析
圖7
大黃斑裂孔閉合率的敏感性分析
3 討論
黃斑裂孔手術后是否需要保持面向下體位一直存在爭議。本研究通過對已發表的文獻進行meta分析，比較非面向下體位和面向下體位對黃斑裂孔手術后裂孔閉合率的影響。結果顯示，非面向下體位組和面向下體位組黃斑裂孔總閉合率差異有統計學意義；兩組間大裂孔閉合率的差異也有統計學意義，小裂孔閉合率的差異無統計學意義。說明黃斑裂孔直徑>400 μm的患者，手術后保持面向下體位能提高黃斑裂孔的閉合率；而黃斑裂孔直徑≤400 μm的患者，非面向下體位能達到與面向下體位基本相同的裂孔閉合率。值得注意的是，雖然沒有統計學意義，小裂孔者合并OR僅為0.45,95%CI為0.13～1.51，說明手術后非面向下體位在臨床上可能有降低55%裂孔閉合率的風險。
雖然本研究納入的9篇文獻均為臨床對照研究，但其中包含4篇文獻為非隨機對照研究。由于納入文獻的質量不同，一起納入進行分析可能存在誤差，故我們將4篇非隨機對照研究排除后重新進行敏感性分析。結果表明，兩者的結論完全一致，說明此4篇非隨機對照研究文獻并未對合并效應量產生明顯的影響，本文統計結果可靠。
面向下體位需要保持的時間長短也存在爭議。Krohn[21]研究發現，黃斑裂孔手術后面向下體位保持3、7 d的視力和裂孔閉合率并無統計學差異。因此有學者認為可以縮短面向下體位的時間。然而，目前無法明確哪些患者是因為縮短面向下體位時間而導致黃斑裂孔閉合失敗，因此難以判斷哪些患者需要更長時間保持面向下體位。本研究納入的文獻中患者保持面向下體位的時間為3～10 d，但由于同一研究中兩組之間具有可比性，因此并不影響本文的統計結果。目前，有較多的研究比較了手術后面向下體位時間的長短對裂孔閉合及視力的影響，由于時間長短無統一標準，難以進行歸納，因此本研究沒有一并納入分析。這也是本文納入的文獻偏少的原因。
影響黃斑裂孔閉合的因素較多，除了黃斑裂孔的大小，是否剝除內界膜也是影響因素之一。研究發現，剝除內界膜能極大提高黃斑裂孔閉合率[22, 23]。 本文納入的文獻中，2篇文獻手術中未剝除內界膜[11, 18]，但由于同一研究中非面向下體位組和面向下體位組患眼均未剝除內界膜，故兩組之間具有可比性，對本文的meta分析結果影響有限。
眼內填充物對黃斑裂孔的閉合亦有一定影響。 由于臨床上可供選擇的眼內填充氣體種類及濃度較多，難以做到納入文獻填充氣體的統一。但本文納入的研究，填充物均為惰性氣體，雖然氣體的種類及濃度不一致，但惰性氣體在眼內吸收較慢，持續時間較長，有較好的頂壓效果。部分學者認為，手術后眼內填充物存留的時間越長，手術效果越好[24]。而Eckardt等[25]及Gesser 等[26]均發現IMH患者手術中填充空氣，手術后也能達到較高的裂孔閉合率。
由于目前發表的關于黃斑裂孔手術后體位要求的隨機對照研究較少，故本次研究納入文獻相對偏少，患眼數也偏少。另外，meta分析本身也有一定的局限性，其并不能取代大規模、多中心隨機對照試驗，因為后者屬于真正的治療試驗性研究，而meta分析只是對現有資料進行綜合分析的結果。隨著新的臨床研究證據的不斷出現，其結論應加以更新。
