引用本文： 何花, 胡文滕, 馬敏杰, 韓彪. 誘導化療或放化療后手術切除和同步放化療治療ⅢA-N2 期非小細胞肺癌療效的系統評價與 Meta 分析. 中國胸心血管外科臨床雜志, 2023, 30(1): 133-139. doi: 10.7507/1007-4848.202012040 復制
肺癌是世界上最常見的癌癥，并且是全世界癌癥死亡的主要原因，非小細胞肺癌（non-small cell lung cancer，NSCLC）占所有肺癌的 85%～90%，大約 30% 的患者都是ⅢA 期 NSCLC，雖然有潛在可治愈機會，但仍有 60% 以上的患者出現復發、轉移以致死亡[1]。ⅢA-N2 期 NSCLC 的預后由于不同的淋巴結侵犯程度具有較大的異質性，過去的研究對不同治療方案的療效進行了探討，研究[2-3]證明僅接受手術或放療的患者 5 年生存率僅為 5%～13%，接受術前化療和不接受術前化療的臨床 N2 期 NSCLC 患者 5 年生存率分別為 18% 和 5%[4]，其它研究[5-7]也證明ⅢA-N2 期 NSCLC 患者術前誘導治療聯合手術切除相比單純手術或放療有顯著的生存優勢；一項基于個體患者數據的隨機Ⅲ期臨床試驗[8]和一項 Meta 分析[9]證實，Ⅲ期 NSCLC 同步放化療后 5 年生存率為 10%～20%，放化療相比單純手術可以提高患者總生存（overall survival，OS）率[10-11]，誘導治療后手術切除與同步放化療兩種治療方式均比單一治療有更好的療效，但哪種治療方案有更好的生存獲益還未達成一致意見。甚至相關指南在局部晚期 NSCLC 治療方案推薦方面也存在較大分歧，按照 Ruckdeschel 提出的根據縱隔淋巴結累及程度細分 N2 期疾病的建議，美國胸科醫師學會推薦將鉑類為主的聯合放化療作為ⅢA3-N2 期 NSCLC 患者的標準治療，除非是臨床試驗的一部分，否則不推薦誘導治療后手術治療[12]；而英國胸科協會發布的2010 年修訂指南[13]將手術和放療均作為非固定、體積較小的ⅢA3 期疾病的Ⅰ類推薦，因此兩種治療方式孰優孰劣，目前還不確定，手術是否在ⅢA-N2 期 NSCLC 的治療中發揮有利的作用存在較大爭議，因此為了探索手術治療是否為ⅢA-N2 期 NSCLC 帶來生存獲益，從而為臨床醫生在制定ⅢA-N2 期 NSCLC 治療方案時提供參考，我們進行了 Meta 分析。
1 資料與方法
我們根據系統綜述和 Meta 分析的 PRISMA 聲明[14]要求撰寫本 Meta 分析。
1.1 納入和排除標準
納入標準：（1）研究對象：臨床或病理診斷為ⅢA-N2 期 NSCLC；（2）干預措施：放化療或化療后手術切除 vs. 放化療；（3）研究類型：隨機對照試驗、隊列研究；（4）結果：研究報告了生存數據，如 OS、無進展生存（progression free survival，PFS）率的風險比（hazard ratio，HR）及 95%置信區間（confidence interval，CI）或生存曲線及腫瘤局部復發情況；（5）語種為英語。如果有以下任何一條，則被排除：（1）數據不足；（2）重復發表的文獻；（3）綜述、個案報道、會議記錄、 Meta 分析等。
1.2 文獻檢索
計算機檢索 PubMed、EMbase、Web of Science 和 The Cochrane Library 數據庫，收集比較誘導放化療或化療后手術切除和同步放化療治療ⅢA-N2 期 NSCLC 臨床療效的研究，檢索時間為建庫至 2022 年 9 月。檢索策略：“non-small cell lung cancer”AND（“Ⅲa”）AND（“N2”），并對相關文獻的參考文獻進行手動檢索。
1.3 文獻篩選及資料提取
由兩位作者分別篩選文獻并提取數據，進行交叉核對，出現分歧則討論解決。提取的數據主要包括：第一作者、出版年限、研究持續時間、治療方案、樣本量、國家、治療方案、時間-事件數據（OS 的 HR 值、95%CI）、局部復發情況，原文獻未給出相關數據則根據 Tierney 等[15]提供的數據提取方法從生存曲線中提取。
1.4 質量評估
采用紐卡斯爾-渥太華量表（Newcastle-Ottawa scale，NOS）[16]評估回顧性研究的質量。NOS 包括 3 個項目：研究對象的選擇、研究組的可比性和預后評估。由兩位研究人員進行獨立評分，6 分及以上被認為高質量的研究。采用 Cochrane risk of bias tool[17]評估隨機對照研究的方法學質量，包括隨機分配方法、分配隱藏、盲法、不完整數據報告和選擇性報道及其它偏倚來源6 個方面對納入的隨機對照試驗文獻交叉進行質量評價，分別按照上述 6 條標準，做出“低風險”、“風險未知”和“高風險”的判斷。評價結果含 4 條以上低風險者，其發生各種偏倚的可能性最小，質量為 A 級；含 2～3 條低風險者，有發生相應偏倚的中度可能性，質量為 B 級；僅含 1 條低風險者有發生相應偏倚的高度可能性，質量為 C 級。
1.5 統計學分析
采用 RevMan 5.3 軟件進行 Meta 分析。生存資料用HR為效應分析統計量，二分類變量采用比值比（odds ratio，OR）為效應分析統計量，各效應量均提供 95%CI。納入研究結果間的異質性采用 Chi-square test 進行分析，同時結合 I2 定量判斷異質性大小。當 P≤0.10 或 I2>50% 表明存在顯著異質性，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。若各研究結果間無統計學異質性，采用固定效應模型進行 Meta 分析。P≤0.05 為差異有統計學意義。
2 結果
2.1 文獻檢索結果
通過檢索獲得了 1 728 篇原始文獻，經 EndnoteX9 剔除重復后，再經閱讀文題和摘要初篩排除不相關文獻，最終納入 9 篇文獻[18-26]，包括6 篇回顧性隊列研究[18-23]和 3 篇隨機對照試驗[24-26]；見圖 1。回顧性研究的質量評估見表 1；隨機對照試驗的質量評估見表 2；研究特征及治療方案見表 3。除了研究[20-22, 25-26]將放化療作為誘導治療外，其余均將化療作為誘導治療。由于研究[27-28]證明對于潛在可切除的ⅢA-N2 期 NSCLC，術前誘導放化療相比誘導化療并沒有改善患者的 OS 和 PFS，而且也沒有增加毒性，因此可以將誘導放化療/誘導化療后手術治療歸為一組進行研究。共 1 757 例患者被分配到手術組，11 044 例患者被分配到放化療組，手術方式為肺葉切除術和全肺切除術，各研究放療劑量為 30.6～70 Gy，大多數患者病理分期為 T1～3N2M0，文獻提供 HR 及 95%CI 或生存曲線，因此我們可以從所提供的資料中獲得此次 Meta 分析所需要的數據。
圖1
文獻篩選流程圖
表1
使用 Newcastle-Ottawa scale 對回顧性研究進行質量評估
表2
使用 Cochrane risk of bias tool 對隨機對照試驗進行質量評估
表3
納入研究的基本特征
2.2 Meta 分析結果
2.2.1 總生存率
共納入 9 篇研究[18-26]，其中有 5 篇研究[22-26]可獲得誘導治療后手術（包括肺葉切除、全肺切除）vs. 放化療的 OS 數據，研究間異質性高（I2=82%，P=0.000 2），RevMan 軟件進行生存分析，輸入差值（O-E）及其方差（variance）的數據，只能使用固定效應模型[29]。固定效應模型 Meta 分析結果顯示，放化療組相比誘導治療后手術組（包括肺葉切除、全肺切除）有更高的OS率，兩組差異有統計學意義［HR=1.24，95%CI（1.09，1.42），P=0.001］；見表 4。6 篇研究[18-22, 25]可獲得誘導治療后肺葉切除 vs. 放化療的 OS 數據，研究間異質性低（I2=16%，P=0.31），固定效應模型 Meta 分析結果顯示，誘導治療后肺葉切除組較放化療組有更高的OS率，兩組差異有統計學意義［HR=0.55，95%CI（0.51，0.61），P<0.000 01］；見表 4。
表4
結局指標的Meta分析結果
2.2.2 無進展生存率
共納入 9 篇研究[18-26]，其中有 3 篇研究[22, 24-25]可獲得誘導治療后手術（包括肺葉切除、全肺切除）vs. 放化療的 PFS 數據，研究間異質性高（I2=92%，P<0.000 01），固定效應模型 Meta 分析結果顯示，兩種治療方式的PFS差異無統計學意義［HR=0.99，95%CI（0.86，1.15），P=0.91］；見表 4。
2.2.3 局部復發情況
共納入 9 篇研究[18-26]，其中有 7 篇研究[18, 20-25]可獲得誘導治療后手術（包括肺葉切除、全肺切除）和放化療局部復發情況的數據，研究間異質性低（I2=0%，P=0.66），固定效應模型 Meta 分析結果顯示，誘導治療后手術切除組的局部復發率較放化療組低［OR=0.44，95%CI（0.36，0.55），P<0.000 01］；見表 4。
3 討論
本篇 Meta 分析表明誘導治療后手術切除（包括肺葉切除和全肺切除）相比放化療并未改善患者的 OS 和 PFS，但亞組分析中誘導治療后肺葉切除相比放化療不僅改善了 OS，而且手術組局部復發率更低。當納入全肺切除手術與放化療進行比較時無生存獲益，而排除全肺切除術后僅將肺葉切除術與放化療進行對比時卻有生存獲益，分析可能與全肺切除術后高死亡率有關，本 Meta 分析納入了幾篇較早時期的文章，鑒于當時的醫療水平及護理技術的限制，導致全肺切除術后死亡率較高，McGovern 等[30] 第1次詳細描述全肺切除術結果，報道了全肺切除術后死亡率為 12.4%。隨后一些研究[31-33]報道全肺切除術后死亡率為 0%～15.2%。本 Meta 分析納入的研究中，Albain等[25]報道全肺切除術后 30 d死亡率為 25.9%，Kappers 等[18]報道全肺切除術后 1 年、2 年死亡率為26%、58%，Aggarwal 等[20]報道全肺切除術后 30 d 死亡率為 7%。
亞組分析顯示誘導治療后肺葉切除相比放化療提高了患者 OS率，差異有統計學意義。Xu 等[34]進行的一項 Meta 分析證明新輔助放化療或者化療后手術切除要優于放化療或放療，尤其是進行肺葉切除術的患者；Hoffman 等[35]對 104 例 N2 期患者根據 Robinson 分類法將患者進行分組時，研究顯示所有接受手術切除的患者的 OS 時間均長于保守治療的患者（39.8 個月 vs. 19.6 個月，P=0.014）；荷蘭的一項研究[36]表明 4.5% 的ⅢA 期 NSCLC 患者接受新輔助治療后手術切除，這些患者的 5 年生存率超過 50%，雖然可能因為過度分期而高估了生存率，但結果仍然令人欣慰。另一項研究[37]結果證明，對于可切除的ⅢA-N2 期NSCLC 可行的、有前景的治療方式是誘導治療后手術切除。這幾項研究結果與本 Meta 分析結果一致，肯定了手術在局部晚期 NSCLC 中的有益作用。
手術和放療均作為局部治療的手段，誘導治療后手術切除與放化療相比有更低的局部復發率，Cou?ago 等[22]的研究發現與誘導治療后放化療組相比，手術組的局部復發率［29 例（24.6%）vs. 57 例（44.5%），P<0.001］、遠端復發率［39 例（33.1%）vs. 63 例（49.2%），P<0.001］更低；Darling 等[21]的研究末次隨訪時，手術組和非手術組局部復發患者分別為 21 例（20.2%）、39 例（35.1%），該研究提示手術組出現局部復發的時間較長［HR=0.49，95%CI（0.29，0.84），P=0.010］，44 例（42.3%）手術患者和 55 例（49.6%）非手術患者在最后一次隨訪中出現了遠處復發。可能是因為外科手術切除了局部病灶及微轉移灶，減輕了腫瘤負荷，所以相比放化療有更好的局部控制率。
目前ⅢA-N2 期 NSCLC 還有一個爭論點是如何判斷哪些患者可能從手術治療中獲益。一項大型綜述[38]報道了接受誘導治療后手術切除患者術后死亡率為 1.8%，歸因于手術患者的仔細挑選和盡可能避免全肺切除術。主要根據患者身體情況、共病狀態、對誘導治療的反應、縱隔淋巴結累及程度及體積等嚴格挑選適合進行手術治療的患者，可以將死亡率降至最低，使治療效益最大化。Inoue 等[39]的研究認為單純 N2 期的上葉原發性腫瘤患者是手術切除的最佳候選人，其 5 年生存率為 53.5%，與 Matsuguma 等[40]的報道類似：多站 pN2 的患者不應該進行手術切除，因為與單站疾病相比，其預后非常差。誘導治療后縱隔淋巴結降期、病理完全緩解的患者才更有可能獲得長期生存[41]，但在臨床實踐中，誘導治療后重新分期存在較大的困難。主要原因如下：（1）假陽性和假陰性率高，誘導治療后的正電子發射斷層掃描的準確性相當低[42-43]；（2）微創技術可能提供淋巴結持續受累的細胞學甚至組織學證據，但假陰性率高達 20%～30%[44-45]。但最初通過微創技術獲得 N2 期的細胞學證據，誘導治療后進行縱隔鏡檢查，再分期的準確性最高，報告準確率為 91%[46]，因此推薦用該方法進行再分期。此 Meta 分析的創新之處在于比較了誘導治療后手術組（包括肺葉切除、全肺切除）、誘導治療后肺葉切除與單純放化療組的 OS 差異，從而得出誘導治療后全肺切除術負向影響患者的 OS，而肺葉切除術改善患者 OS 的結論。但仍存在以下幾個不足：（1）納入的研究中有 6 篇回顧性研究，雖然質量評分均在 6 分及以上，且進行一定的研究設計來提高研究間的可比性，但回顧性研究有其固有的缺點；（2）納入的研究由于時間跨度較大，隨著技術的進步，研究間對于 N2 期的診斷方法存在差異，放療技術、放療劑量差異也可能影響研究的結果，導致研究間存在較大異質性；（3）所涉及的研究都是根據第六版或七版 TNM 分期，現在臨床都是應用的第八版 TNM 分期。
ⅢA-N2 期NSCLC 是一個系統性全身性疾病，應該通過多學科討論采取多模式治療。誘導治療后肺葉切除相比放化療不僅明顯改善患者 OS，并且有更低的局部復發率，因此對于嚴格挑選的適合行手術治療的ⅢA-N2 期NSCLC 患者推薦將肺葉切除作為多學科治療方式之一，需要更多的研究進一步探討手術在ⅢA-N2 期NSCLC 患者中的作用。
利益沖突：無。
作者貢獻：何花負責論文構思及設計、撰寫及修改，篩選文獻，資料提取，質量評估；胡文滕進行篩選文獻、提取資料、質量評估；馬敏杰、韓彪進行論文質量評價、修改論文。
肺癌是世界上最常見的癌癥，并且是全世界癌癥死亡的主要原因，非小細胞肺癌（non-small cell lung cancer，NSCLC）占所有肺癌的 85%～90%，大約 30% 的患者都是ⅢA 期 NSCLC，雖然有潛在可治愈機會，但仍有 60% 以上的患者出現復發、轉移以致死亡[1]。ⅢA-N2 期 NSCLC 的預后由于不同的淋巴結侵犯程度具有較大的異質性，過去的研究對不同治療方案的療效進行了探討，研究[2-3]證明僅接受手術或放療的患者 5 年生存率僅為 5%～13%，接受術前化療和不接受術前化療的臨床 N2 期 NSCLC 患者 5 年生存率分別為 18% 和 5%[4]，其它研究[5-7]也證明ⅢA-N2 期 NSCLC 患者術前誘導治療聯合手術切除相比單純手術或放療有顯著的生存優勢；一項基于個體患者數據的隨機Ⅲ期臨床試驗[8]和一項 Meta 分析[9]證實，Ⅲ期 NSCLC 同步放化療后 5 年生存率為 10%～20%，放化療相比單純手術可以提高患者總生存（overall survival，OS）率[10-11]，誘導治療后手術切除與同步放化療兩種治療方式均比單一治療有更好的療效，但哪種治療方案有更好的生存獲益還未達成一致意見。甚至相關指南在局部晚期 NSCLC 治療方案推薦方面也存在較大分歧，按照 Ruckdeschel 提出的根據縱隔淋巴結累及程度細分 N2 期疾病的建議，美國胸科醫師學會推薦將鉑類為主的聯合放化療作為ⅢA3-N2 期 NSCLC 患者的標準治療，除非是臨床試驗的一部分，否則不推薦誘導治療后手術治療[12]；而英國胸科協會發布的2010 年修訂指南[13]將手術和放療均作為非固定、體積較小的ⅢA3 期疾病的Ⅰ類推薦，因此兩種治療方式孰優孰劣，目前還不確定，手術是否在ⅢA-N2 期 NSCLC 的治療中發揮有利的作用存在較大爭議，因此為了探索手術治療是否為ⅢA-N2 期 NSCLC 帶來生存獲益，從而為臨床醫生在制定ⅢA-N2 期 NSCLC 治療方案時提供參考，我們進行了 Meta 分析。
1 資料與方法
我們根據系統綜述和 Meta 分析的 PRISMA 聲明[14]要求撰寫本 Meta 分析。
1.1 納入和排除標準
納入標準：（1）研究對象：臨床或病理診斷為ⅢA-N2 期 NSCLC；（2）干預措施：放化療或化療后手術切除 vs. 放化療；（3）研究類型：隨機對照試驗、隊列研究；（4）結果：研究報告了生存數據，如 OS、無進展生存（progression free survival，PFS）率的風險比（hazard ratio，HR）及 95%置信區間（confidence interval，CI）或生存曲線及腫瘤局部復發情況；（5）語種為英語。如果有以下任何一條，則被排除：（1）數據不足；（2）重復發表的文獻；（3）綜述、個案報道、會議記錄、 Meta 分析等。
1.2 文獻檢索
計算機檢索 PubMed、EMbase、Web of Science 和 The Cochrane Library 數據庫，收集比較誘導放化療或化療后手術切除和同步放化療治療ⅢA-N2 期 NSCLC 臨床療效的研究，檢索時間為建庫至 2022 年 9 月。檢索策略：“non-small cell lung cancer”AND（“Ⅲa”）AND（“N2”），并對相關文獻的參考文獻進行手動檢索。
1.3 文獻篩選及資料提取
由兩位作者分別篩選文獻并提取數據，進行交叉核對，出現分歧則討論解決。提取的數據主要包括：第一作者、出版年限、研究持續時間、治療方案、樣本量、國家、治療方案、時間-事件數據（OS 的 HR 值、95%CI）、局部復發情況，原文獻未給出相關數據則根據 Tierney 等[15]提供的數據提取方法從生存曲線中提取。
1.4 質量評估
采用紐卡斯爾-渥太華量表（Newcastle-Ottawa scale，NOS）[16]評估回顧性研究的質量。NOS 包括 3 個項目：研究對象的選擇、研究組的可比性和預后評估。由兩位研究人員進行獨立評分，6 分及以上被認為高質量的研究。采用 Cochrane risk of bias tool[17]評估隨機對照研究的方法學質量，包括隨機分配方法、分配隱藏、盲法、不完整數據報告和選擇性報道及其它偏倚來源6 個方面對納入的隨機對照試驗文獻交叉進行質量評價，分別按照上述 6 條標準，做出“低風險”、“風險未知”和“高風險”的判斷。評價結果含 4 條以上低風險者，其發生各種偏倚的可能性最小，質量為 A 級；含 2～3 條低風險者，有發生相應偏倚的中度可能性，質量為 B 級；僅含 1 條低風險者有發生相應偏倚的高度可能性，質量為 C 級。
1.5 統計學分析
采用 RevMan 5.3 軟件進行 Meta 分析。生存資料用HR為效應分析統計量，二分類變量采用比值比（odds ratio，OR）為效應分析統計量，各效應量均提供 95%CI。納入研究結果間的異質性采用 Chi-square test 進行分析，同時結合 I2 定量判斷異質性大小。當 P≤0.10 或 I2>50% 表明存在顯著異質性，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。若各研究結果間無統計學異質性，采用固定效應模型進行 Meta 分析。P≤0.05 為差異有統計學意義。
2 結果
2.1 文獻檢索結果
通過檢索獲得了 1 728 篇原始文獻，經 EndnoteX9 剔除重復后，再經閱讀文題和摘要初篩排除不相關文獻，最終納入 9 篇文獻[18-26]，包括6 篇回顧性隊列研究[18-23]和 3 篇隨機對照試驗[24-26]；見圖 1。回顧性研究的質量評估見表 1；隨機對照試驗的質量評估見表 2；研究特征及治療方案見表 3。除了研究[20-22, 25-26]將放化療作為誘導治療外，其余均將化療作為誘導治療。由于研究[27-28]證明對于潛在可切除的ⅢA-N2 期 NSCLC，術前誘導放化療相比誘導化療并沒有改善患者的 OS 和 PFS，而且也沒有增加毒性，因此可以將誘導放化療/誘導化療后手術治療歸為一組進行研究。共 1 757 例患者被分配到手術組，11 044 例患者被分配到放化療組，手術方式為肺葉切除術和全肺切除術，各研究放療劑量為 30.6～70 Gy，大多數患者病理分期為 T1～3N2M0，文獻提供 HR 及 95%CI 或生存曲線，因此我們可以從所提供的資料中獲得此次 Meta 分析所需要的數據。
圖1
文獻篩選流程圖
表1
使用 Newcastle-Ottawa scale 對回顧性研究進行質量評估
表2
使用 Cochrane risk of bias tool 對隨機對照試驗進行質量評估
表3
納入研究的基本特征
2.2 Meta 分析結果
2.2.1 總生存率
共納入 9 篇研究[18-26]，其中有 5 篇研究[22-26]可獲得誘導治療后手術（包括肺葉切除、全肺切除）vs. 放化療的 OS 數據，研究間異質性高（I2=82%，P=0.000 2），RevMan 軟件進行生存分析，輸入差值（O-E）及其方差（variance）的數據，只能使用固定效應模型[29]。固定效應模型 Meta 分析結果顯示，放化療組相比誘導治療后手術組（包括肺葉切除、全肺切除）有更高的OS率，兩組差異有統計學意義［HR=1.24，95%CI（1.09，1.42），P=0.001］；見表 4。6 篇研究[18-22, 25]可獲得誘導治療后肺葉切除 vs. 放化療的 OS 數據，研究間異質性低（I2=16%，P=0.31），固定效應模型 Meta 分析結果顯示，誘導治療后肺葉切除組較放化療組有更高的OS率，兩組差異有統計學意義［HR=0.55，95%CI（0.51，0.61），P<0.000 01］；見表 4。
表4
結局指標的Meta分析結果
2.2.2 無進展生存率
共納入 9 篇研究[18-26]，其中有 3 篇研究[22, 24-25]可獲得誘導治療后手術（包括肺葉切除、全肺切除）vs. 放化療的 PFS 數據，研究間異質性高（I2=92%，P<0.000 01），固定效應模型 Meta 分析結果顯示，兩種治療方式的PFS差異無統計學意義［HR=0.99，95%CI（0.86，1.15），P=0.91］；見表 4。
2.2.3 局部復發情況
共納入 9 篇研究[18-26]，其中有 7 篇研究[18, 20-25]可獲得誘導治療后手術（包括肺葉切除、全肺切除）和放化療局部復發情況的數據，研究間異質性低（I2=0%，P=0.66），固定效應模型 Meta 分析結果顯示，誘導治療后手術切除組的局部復發率較放化療組低［OR=0.44，95%CI（0.36，0.55），P<0.000 01］；見表 4。
3 討論
本篇 Meta 分析表明誘導治療后手術切除（包括肺葉切除和全肺切除）相比放化療并未改善患者的 OS 和 PFS，但亞組分析中誘導治療后肺葉切除相比放化療不僅改善了 OS，而且手術組局部復發率更低。當納入全肺切除手術與放化療進行比較時無生存獲益，而排除全肺切除術后僅將肺葉切除術與放化療進行對比時卻有生存獲益，分析可能與全肺切除術后高死亡率有關，本 Meta 分析納入了幾篇較早時期的文章，鑒于當時的醫療水平及護理技術的限制，導致全肺切除術后死亡率較高，McGovern 等[30] 第1次詳細描述全肺切除術結果，報道了全肺切除術后死亡率為 12.4%。隨后一些研究[31-33]報道全肺切除術后死亡率為 0%～15.2%。本 Meta 分析納入的研究中，Albain等[25]報道全肺切除術后 30 d死亡率為 25.9%，Kappers 等[18]報道全肺切除術后 1 年、2 年死亡率為26%、58%，Aggarwal 等[20]報道全肺切除術后 30 d 死亡率為 7%。
亞組分析顯示誘導治療后肺葉切除相比放化療提高了患者 OS率，差異有統計學意義。Xu 等[34]進行的一項 Meta 分析證明新輔助放化療或者化療后手術切除要優于放化療或放療，尤其是進行肺葉切除術的患者；Hoffman 等[35]對 104 例 N2 期患者根據 Robinson 分類法將患者進行分組時，研究顯示所有接受手術切除的患者的 OS 時間均長于保守治療的患者（39.8 個月 vs. 19.6 個月，P=0.014）；荷蘭的一項研究[36]表明 4.5% 的ⅢA 期 NSCLC 患者接受新輔助治療后手術切除，這些患者的 5 年生存率超過 50%，雖然可能因為過度分期而高估了生存率，但結果仍然令人欣慰。另一項研究[37]結果證明，對于可切除的ⅢA-N2 期NSCLC 可行的、有前景的治療方式是誘導治療后手術切除。這幾項研究結果與本 Meta 分析結果一致，肯定了手術在局部晚期 NSCLC 中的有益作用。
手術和放療均作為局部治療的手段，誘導治療后手術切除與放化療相比有更低的局部復發率，Cou?ago 等[22]的研究發現與誘導治療后放化療組相比，手術組的局部復發率［29 例（24.6%）vs. 57 例（44.5%），P<0.001］、遠端復發率［39 例（33.1%）vs. 63 例（49.2%），P<0.001］更低；Darling 等[21]的研究末次隨訪時，手術組和非手術組局部復發患者分別為 21 例（20.2%）、39 例（35.1%），該研究提示手術組出現局部復發的時間較長［HR=0.49，95%CI（0.29，0.84），P=0.010］，44 例（42.3%）手術患者和 55 例（49.6%）非手術患者在最后一次隨訪中出現了遠處復發。可能是因為外科手術切除了局部病灶及微轉移灶，減輕了腫瘤負荷，所以相比放化療有更好的局部控制率。
目前ⅢA-N2 期 NSCLC 還有一個爭論點是如何判斷哪些患者可能從手術治療中獲益。一項大型綜述[38]報道了接受誘導治療后手術切除患者術后死亡率為 1.8%，歸因于手術患者的仔細挑選和盡可能避免全肺切除術。主要根據患者身體情況、共病狀態、對誘導治療的反應、縱隔淋巴結累及程度及體積等嚴格挑選適合進行手術治療的患者，可以將死亡率降至最低，使治療效益最大化。Inoue 等[39]的研究認為單純 N2 期的上葉原發性腫瘤患者是手術切除的最佳候選人，其 5 年生存率為 53.5%，與 Matsuguma 等[40]的報道類似：多站 pN2 的患者不應該進行手術切除，因為與單站疾病相比，其預后非常差。誘導治療后縱隔淋巴結降期、病理完全緩解的患者才更有可能獲得長期生存[41]，但在臨床實踐中，誘導治療后重新分期存在較大的困難。主要原因如下：（1）假陽性和假陰性率高，誘導治療后的正電子發射斷層掃描的準確性相當低[42-43]；（2）微創技術可能提供淋巴結持續受累的細胞學甚至組織學證據，但假陰性率高達 20%～30%[44-45]。但最初通過微創技術獲得 N2 期的細胞學證據，誘導治療后進行縱隔鏡檢查，再分期的準確性最高，報告準確率為 91%[46]，因此推薦用該方法進行再分期。此 Meta 分析的創新之處在于比較了誘導治療后手術組（包括肺葉切除、全肺切除）、誘導治療后肺葉切除與單純放化療組的 OS 差異，從而得出誘導治療后全肺切除術負向影響患者的 OS，而肺葉切除術改善患者 OS 的結論。但仍存在以下幾個不足：（1）納入的研究中有 6 篇回顧性研究，雖然質量評分均在 6 分及以上，且進行一定的研究設計來提高研究間的可比性，但回顧性研究有其固有的缺點；（2）納入的研究由于時間跨度較大，隨著技術的進步，研究間對于 N2 期的診斷方法存在差異，放療技術、放療劑量差異也可能影響研究的結果，導致研究間存在較大異質性；（3）所涉及的研究都是根據第六版或七版 TNM 分期，現在臨床都是應用的第八版 TNM 分期。
ⅢA-N2 期NSCLC 是一個系統性全身性疾病，應該通過多學科討論采取多模式治療。誘導治療后肺葉切除相比放化療不僅明顯改善患者 OS，并且有更低的局部復發率，因此對于嚴格挑選的適合行手術治療的ⅢA-N2 期NSCLC 患者推薦將肺葉切除作為多學科治療方式之一，需要更多的研究進一步探討手術在ⅢA-N2 期NSCLC 患者中的作用。
利益沖突：無。
作者貢獻：何花負責論文構思及設計、撰寫及修改，篩選文獻，資料提取，質量評估；胡文滕進行篩選文獻、提取資料、質量評估；馬敏杰、韓彪進行論文質量評價、修改論文。
