食管癌發病率逐年上升，其中東亞地區發病率最高[1-3]。國家癌癥中心最新數據顯示，2016年我國食管癌發病率與死亡率分別為25.3/萬人與19.4/萬人，分別位居惡性腫瘤第6位與第5位。食管癌組織病理學類型主要包括鱗狀細胞癌（鱗癌）和腺癌，我國以鱗癌為主要組織病理學類型[4]。盡管我國傳統高發的食管癌呈下降趨勢，但因其預后較差，導致疾病負擔迄今令人堪憂[5]。近年來，綜合治療方案在食管癌治療中起到的增進獲益作用愈加受到關注。2014年CROSS研究[6]證實，相比單純手術，新輔助放化療聯合手術治療食管癌患者在中位總生存期（overall survival，OS）上有較明顯獲益［HR=0.68,95%CI（0.53，0.88），P=0.003］；盡管研究對象中鱗癌患者較少（23%），但結果認為，相比腺癌患者，新輔助放化療聯合手術治療仍在食管鱗癌患者的中位OS上表現出更明顯的生存獲益［HR=0.48,95%CI（0.28，0.83），P=0.008］。中山大學腫瘤中心開展的針對食管鱗癌的大規模隨機對照研究NEOCRTEC5010[7]結果表明，新輔助治療聯合手術治療組在中位OS［HR=0.71，95%CI（0.53，0.96），P=0.025］與無復發生存期（recurrence-free surviva，RFS）［HR=0.58，95%CI（0.43，0.78），P<0.001］改善上相比單純手術組具有明顯優勢，且兩組術后并發癥發生率較相似。基于此類證據，美國國立綜合癌癥網絡（National Comprehensive Cancer Network，NCCN）指南認為對于局部晚期食管癌的一線治療方案可考慮新輔助治療聯合手術治療。日本臨床腫瘤協作組（Japan Clinical Oncology Group）在JCOG9907研究[8]之后將新輔助治療聯合手術作為Ⅱ～Ⅲ期食管癌治療的標準方案。然而當前針對術后輔助治療在食管癌綜合治療方案中作用的研究寥寥可數，在最新NCCN指南中術后輔助治療僅被推薦用于切緣陽性患者或切緣陰性但術后淋巴結陽性食管腺癌患者，且相關證據數量較少。因此，在接受新輔助治療聯合手術的食管鱗癌患者中，術后輔助治療在圍術期綜合治療中的作用仍不明確。本Meta分析旨在分析接受過新輔助治療和手術治療的食管鱗癌患者術后行輔助治療是否有生存獲益。
1 資料與方法
1.1 文獻納入和排除標準
納入標準：（1）研究類型：包含隨機對照試驗和觀察性研究，數據完整，不區分分配隱藏或采用盲法，語種不限；（2）研究對象：接受新輔助治療與手術治療的食管鱗癌患者；（3）干預措施：在接受新輔助治療聯合手術治療后，按行輔助治療與否分為未行輔助治療患者和行輔助治療患者，不同研究間不再進一步區分新輔助治療差異與輔助治療方案差異；（4）結局指標：OS及RFS。
排除標準包括：（1）病例報告、會議摘要、社論、綜述、基礎科學文章；（2）＜5例患者的研究；（3）未能提供風險比（hazard ratio，HR）與95%置信區間（confidence interval，CI）或生存曲線圖；（4）未明確食管癌病理組織學類型；（5）未報告相關結局指標。
1.2 檢索策略
文獻檢索及篩選由兩位研究者（胡子豪、宋佩東）獨立完成。利用計算機檢索Web of Science、PubMed、The Cochrane Library、EMbase、中國期刊全文數據庫（CNKI），檢索時間為建庫至2022年11月。收集所有比較新輔助治療聯合手術治療+術后輔助治療與單純新輔助治療聯合手術治療食管癌的研究。以主題詞與自由詞相結合的方式，根據不同數據庫調整具體檢索式。英文檢索詞包括“esophagus”、“carcinoma”、“squamous cell”、“chemotherapy”、“adjuvant”和“neoadjuvant therapy”等，中文檢索詞包括“新輔助化療”、“食管”、“鱗狀細胞癌”、“輔助治療”等。為確保檢索完整度，我們還檢索了研究主題相近的綜述及Meta分析文獻的參考文獻列表。
1.3 文獻篩選及資料提取
按照已制定的檢索策略與納入標準進行檢索。兩位研究者（胡子豪、宋佩東）單獨對所獲得的文獻進行剔重后再根據文獻標題、摘要和全文進行篩選，在標題和摘要初篩階段，盡可能包容較多差異，以確保納入文獻的完整性。在篩選階段中出現的意見分歧，通過與第三位研究者（陳東來）討論解決。兩位研究者（胡子豪、宋佩東）單獨從最終納入研究中提取數據：作者、年份、國家、研究類型、新輔助和輔助治療類型與方案、手術方案、性別、年齡、腫瘤分期、術后淋巴結轉移情況等，提取結果由第三位研究者（陳東來）進行核對。
1.4 文獻質量評價
采用紐卡斯爾-渥太華量表（Newcastle-Ottawa Scale，NOS）對納入研究進行評分，總共包括9個條目點，包括隊列的選擇（4點）、可比性（2點）、暴露（3點）。每個評價參考點記1分，文獻評價分≥6分被認為質量較高。采用Cochrane手冊提供的偏倚風險評估工具對納入的隨機對照試驗的質量進行評價，評價內容包括選擇偏倚、實施偏倚、測量偏倚、隨訪偏倚、報告偏倚與其他偏倚。文獻質量評價由兩位研究者（胡子豪、宋佩東）獨立進行，并交叉核對結果，出現分歧則與第三位作者討論解決。
1.5 偏倚風險
對所納入研究進行偏倚風險評估。通過制作漏斗圖、采用Begg’s和Egger’s檢驗以及剪補法觀察研究結果數據的發表偏倚情況。回顧性數據存在一定選擇偏倚，且因新輔助治療與術后輔助治療本身特殊性，接受其治療的患者存在一定偏態，故本Meta分析無法避免此類選擇偏倚。
1.6 敏感性分析
為減少研究中因某篇文獻異質性過大導致可能出現的偏差，應用Stata 14.0數據分析軟件對OS與RFS研究結果進行敏感性分析，繪制星狀圖。任意刪除本次研究中的文獻，不會影響本次的研究結果，提示研究結果穩定可靠。
1.7 統計學分析
使用采用Cochrane協作網提供的RevMan 5.3軟件與Stata 14.0軟件共同進行Meta分析。采用HR與95%置信區間（confidence interval，CI）為效應量，通過Q檢驗和I2評估研究異質性，如合并數據I2>50%，提示存在顯著異質性，采用隨機效應模型對其分析，否則采用固定效應模型分析。P≤0.05為差異有統計學意義。
2 結果
2.1 文獻篩選結果
本研究共檢索相關文獻4 279篇，剔除重復文獻1 546篇，閱讀題目與摘要刪除與主題不相關文獻，進一步閱讀全文后，最終納入9項研究[9-17]，其中回顧性隊列研究6項，隨機對照試驗3項，共計1 340例患者，其中新輔助治療聯合手術與輔助治療（NS+A）組669例，單純新輔助治療聯合手術治療（NS）組671例，文獻檢索流程見圖1。納入研究基本信息見表1。
圖1
文章納入篩選流程
表1
納入文獻的基本特征
2.2 文獻質量評價結果
納入研究中，隊列研究的NOS評分均≥8分，其他3項隨機對照試驗低風險項目均≥4個，為高質量研究。
2.3 Meta分析結果
2.3.1 輔助治療對OS的影響
共納入8項研究[9-10, 12-17]，無明顯異質性（I2=0%，P=0.85），采用固定效應模型進行Meta分析。結果提示NS+A組和NS組差異無統計學意義［HR=0.88，95%CI（0.75，1.02），P=0.09］。針對研究類型進行亞組分析示：觀察性研究［HR=0.93，95%CI（0.76，1.14），P=0.48］和隨機對照試驗［HR=0.81，95%CI（0.65，1.02），P=0.08］中，NS+A組相比NS組OS差異均無統計學意義；見表2。
表2
不同亞組中術后輔助治療聯合新輔助治療與手術治療和術后生存的關系
按照術后淋巴結狀態（淋巴結陽性或陰性）進行亞組分析，共納入7項研究[9-10, 12-16]，異質性不顯著（I2=0%，P=0.34），提示術后淋巴結狀態不是影響Meta分析結果的相關因素。在術后淋巴結陽性亞組內，NS+A組和NS組差異無統計學意義［HR=1.00，95%CI（0.72，1.37），P=0.98］；在術后淋巴結呈混合狀態的（包含陽性與陰性）亞組內，NS+A組相比NS組在OS上有額外獲益［HR=0.83，95%CI（0.70，0.99），P=0.04］；見表2。
按照術后化療方案（兩藥聯合、三藥聯合）進行亞組分析，共納入6項研究[9-10, 12-15]。合并結果顯示，無論是二聯用藥還是三聯用藥，NS+A組相比NS組均未顯著改善OS［二聯用藥：HR=0.89，95%CI（0.68，1.15），P=0.0.37；三聯用藥：HR=0.85，95%CI（0.69，1.04），P=0.11］；見表2。
按照術后輔助治療方案（術后放化療、術后化療）進行亞組分析，同納入7項研究[9-10, 12-16]。亞組分析結果提示，無論是術后放化療還是術后單純化療，NS+A組均未顯示出OS獲益優勢［術后放化療：HR=0.78，95%CI（0.54，1.13），P=0.19；術后化療：HR=0.89，95%CI（0.75，1.05），P=0.17］；見表2。
2.3.2 輔助治療對RFS的影響
共納入9項研究[9-17]，有明顯異質性（I2=64%，P=0.005），采用隨機效應模型進行Meta分析。結果顯示，NS+A組和NS組間差異有統計學意義［HR=0.75，95%CI（0.58，0.97），P=0.03］。針對研究類型進行亞組分析提示：觀察性研究組中NS+A組與NS組差異無統計學意義［HR=0.77，95%CI（0.52，1.15），P=0.20］；而隨機對照試驗中，NS+A組較NS組有RFS生存獲益［HR=0.68，95%CI（0.51，0.89），P=0.01］。
按照術后淋巴結狀態（淋巴結陽性或陰性）進行亞組分析，共納入8項研究[9-16]，結果顯示兩組間異質性較強（I2=64.1%，P=0.007），意味著術后淋巴結狀態在很大程度上會影響Meta分析結果。在術后淋巴結陽性患者中，NS+A組相比NS組有顯著獲益［HR=0.52，95%CI（0.32，0.82），P=0.005］，即術后輔助治療能夠改善淋巴結陽性患者的RFS。在術后淋巴結呈混合狀態（包含陽性與陰性）患者中，NS+A組相比NS組在RFS方面未見額外獲益，且研究間異質性較強［HR=0.78，95%CI（0.57，1.05），P=0.10］。
按照術后化療用藥方案（兩藥聯合、三藥聯合）進行亞組分析，共納入6項[9-10, 12-16]研究。結果顯示，術后二聯用藥患者中，NS組與NS+A組差異無統計學意義［HR=0.90，95%CI（0.57，1.42），P=0.66］；而對于術后三聯用藥化療患者中，NS+A組相比NS組在延長RFS方面顯示出了更大的治療潛力［HR=0.61，95%CI（0.50，0.73），P<0.001］。
按照術后治療方案（術后放化療、術后化療、免疫治療）進行亞組分析，共納入9項研究[9-17]。亞組分析提示，術后放化療或可使NS+A組獲得較NS組更大的生存優勢［HR=0.65，95%CI（0.46，0.93），P=0.02］；而在術后化療亞組內，NS+A組相比NS組在改善RFS方面差異無統計學意義且異質性較強［HR=0.79，95%CI（0.51，1.23），P=0.29］；在術后免疫治療亞組內，NS+A組在改善RFS方面與NS組差異也無統計學意義且異質性較強［HR=0.80，95%CI（0.42，1.52），P=0.50］；見表2。
2.4 發表偏倚評價
采用漏斗圖評估可能存在的發表偏倚；見圖2a～b，同時采用Begg’s（OS：P=0.386，PFS：P=0.348）和Egger’s（OS：P=104，PFS：P=0.567）檢驗方法對納入研究進行發表偏倚分析。進一步采用剪補法檢驗評估結果是否穩健；見圖2c～d。通過以上分析，我們認為針對研究終點為OS的研究，存在一定發表偏倚；針對研究終點為RFS的研究，未見明顯發表偏倚。
圖2
發表偏倚評估
a～b：分別為針對研究終點總生存期和無復發生存期用于評估發表偏倚的漏斗圖；c～d：分別為針對研究終點總生存期和無復發生存期用于評估發表偏倚的剪補圖
2.5 異質性分析
對于研究終點為OS的有關研究的異質性分析中，星狀圖與敏感性分析圖顯示合并結果較為穩健，刪除任何一項研究后，原Meta分析結果并未改變。而對于研究終點為RFS有關研究的異質性分析中，星狀圖顯示有一項研究對合并結果有影響，進一步通過敏感性分析圖確定Huang等[14]的研究為異質性來源，剔除此項研究后，合并結果為異質性顯著降低［HR=0.66，95%CI（0.56，0.77），P<0.001］，合并結果仍表明術后輔助治療在RFS中存在獲益，且差異有統計學意義；見圖3。以上分析表明以RFS為終點的研究結果穩定性較好。
圖3
異質性評估
a～b：分別為針對研究終點總生存期和無復發生存期用于評估異質性的星狀圖；c～d：分別為針對研究終點總生存期和無復發生存期用于評估異質性的敏感性分析圖
3 討論
早期研究[18-21]認為新輔助治療聯合手術治療對比單純手術治療獲益不顯著，但在影像技術發展的背景下，臨床分期更加精準，以及新輔助治療方案的更新，近年研究結果偏向新輔助治療聯合手術治療模式對于改善局部進展期食管癌預后的優勢。2021年CROSS研究[22]更新了長期隨訪結果：147個月的隨訪結果顯示新輔助放化療聯合手術延長了可切除局部晚期食管癌的OS［HR=0.70，95%CI（0.55，0.89），P=0.73］，10年OS率絕對獲益值為13%（38% vs. 25%），同時降低了食管癌的死亡與復發風險。同樣中山大學腫瘤中心開展的針對食管鱗癌的大規模隨機對照研究NEOCRTEC5010[23]也更新了長期隨訪結果，結果表明接受新輔助放化聯合手術治療的食管鱗癌患者的OS［HR=0.74，95%CI（0.57，0.97），P=0.03］與RFS［HR=0.60，95%CI（0.45，0.80），P<0.001］相比單純手術組均有明顯獲益，且5年生存率也有所提高。另有Meta分析[24]認為新輔助化療有明顯生存獲益，且鱗癌患者因其更高的R0切除率比腺癌患者更具優勢。綜合相關多項研究[25-26]，2022版中國臨床腫瘤學會食管癌診療指南認為對于cTis-2N1～3M0或cT3～4aNanyM0期擬行手術的食管癌患者，術前新輔助（放）化療可改善術后長期生存。
而關于術后輔助治療的角色，NCCN最新指南對于接受過新輔助治療的食管鱗癌患者則未明確具體給出輔助化療在術后管理中的使用指征，輔助治療僅作為在未接受過新輔助治療后R1或R2切除的術后處理方案。而對于接受新輔助治療與手術治療的食管癌患者，術后輔助治療能否帶來獲益的研究則更少。
一項多中心回顧性研究[27]納入了1 082例經新輔助治療與手術治療后淋巴結陽性的食管癌（包含鱗癌與腺癌兩種病理類型）患者，其中19.3%的患者接受了輔助治療，結果顯示病理分級較高的接受輔助治療的患者中位OS更長，且輔助治療作為獨立影響因素與提高存活率有關。Drake等[28]通過納入美國國家癌癥數據庫（NCDB）2 046例食管癌患者進行回顧性研究，結果顯示輔助化療對于新輔助治療后行食管癌根治術后淋巴結陽性的腺癌患者，能顯著提高生存期。另一項數據同樣來源于NCDB的研究[29]顯示，術后輔助治療對于淋巴結陽性的食管癌患者顯示出生存獲益，并且患者的治療方案與腫瘤特征可能影響術后輔助治療的開展。另一項樣本量較大的回顧性研究[30]也同樣認為，術后輔助治療在延長食管癌患者OS上有不可忽視的意義。Hoeppner等[31]認為，術后輔助治療對接受新輔助治療聯合手術的患者而言并未轉化為生存優勢，但術后輔助治療降低了與治療相關的死亡率。需要指出的是，針對鱗癌患者的研究尚少，上述研究多數研究對象主要為術后輔助治療在接受新輔助治療的腺癌患者，食管鱗癌患者比例低。另一項全球性隨機對照Ⅲ期臨床試驗Checkmate577[11]顯示，接受新輔助放化療的食管癌患者，術后接受納武利尤單抗輔助治療在RFS方面獲益明顯，且對于病理類型為鱗癌的患者，這一結論未改變。Yang等[32]的包含754例食管鱗癌患者（占比24.5%）的研究中，圍手術期化療能夠改善T3～4N0M0期食管癌患者的OS，改善效果與腫瘤分級及T分期顯著相關。多中心隨機對照試驗JCOG9204[33]納入242例食管鱗癌患者，研究結果顯示手術聯合術后輔助化療組在無復發生存期優于單純手術組，且手術聯合術后化療對于食管鱗癌患者的復發有明顯干預作用，但兩組在OS上差異無統計學意義。而另一項Meta分析[34]認為在淋巴結陽性的患者中，手術聯合輔助化療有改善預后的趨勢，但未達到顯著水平，沒有提高患者的總體生存率。2022版中國臨床腫瘤學會食管癌診療指南同樣認為術后輔助化療能否作為常規術后處理方案仍存在爭議，對于T4a及N1～3期患者可考慮術后輔助治療，接受過新輔助治療的R0切除ypT+或ypN+患者或R1切除患者，輔助化療可作為術后補救方案之一。綜上，在目前各種新輔助治療方案方興未艾的背景下，輔助治療在食管鱗癌的綜合治療中的定位始終未得到正面回答。
本Meta分析納入9項研究，共計1 340例食管鱗癌患者，結果顯示NS+A組相比NS組在延長OS［HR=0.88，95%CI（0.75，1.02），P=0.09］與RFS［HR=0.75，95%CI（0.58，0.97），P=0.03］方面有一定優勢，但OS獲益無統計學意義。在針對淋巴結狀態與OS關系的亞組分析中，對于術后淋巴結包含陽性與陰性的食管鱗癌患者，接受進一步輔助治療有更大的OS獲益；然而術后淋巴結陽性患者術后行輔助治療OS獲益不顯著。這一結果與常規認識不同，我們認為這一原因可能為持續淋巴結陽性的患者在對新輔助治療反應較差時，進一步的同方案術后輔助治療帶來明顯的獲益較小，這與一項大樣本量研究[35]結果類似。此外，受制于文獻提供的手術資料有限，我們亦無法排除上述所謂淋巴結陰性患者是因術中采樣不充分而造成ypN分期被低估的可能。而在RFS分析中，術后淋巴結陽性的患者通過術后輔助治療帶來的RFS獲益更加顯著。三聯用藥的術后化療方案相比二聯用藥對于接受過新輔助治療與手術治療的食管鱗癌患者在RFS上具有優勢。對于術后輔助治療方案的亞組分析顯示，術后輔助放化療與術后輔助化療均未改善OS，RFS僅在術后輔助放化療亞組中得到改善。受制于納入研究所報道數據的限制，本研究未能進一步探究在接受新輔助治療與食管癌根治術后，輔助治療對新輔助治療后不同病理緩解情況的患者產生獲益的影響。近期一項多中心大樣本真實世界研究探究了從輔助治療中獲益最大或不良反應最大的接受過新輔助治療的食管癌患者特征，研究結果認為食管癌新輔助治療患者接受后續輔助治療對改善OS意義不大，且在鱗癌與腺癌中這一結論一致。對于ypN0期食管鱗癌患者，術后輔助治療沒有帶來生存獲益甚至有負面影響；對于ypN1期食管鱗癌患者，生存獲益與ypT分期有關，ypT3～4期患者更能從進一步治療中獲益；ypN2～3期患者也從輔助治療中獲益，獲益最大的患者常表現為較多的淋巴結累及、ypT4和切緣陽性[35]。輔助免疫治療因其相對輔助化療有較小的毒副反應等優勢，有望作為術后維持治療的選擇，本研究所納入的CheckMate-577[11]研究針對新輔助治療聯合手術治療后的非病理完全緩解的食管癌患者，研究結果顯示了輔助免疫治療能夠顯著改善RFS。基于此項研究，國家藥品監督管理局批準納武利尤單抗作為食管癌輔助治療與晚期一線治療方案，也為食管癌術后輔助治療奠定了基礎，開拓了輔助治療在食管癌領域應用的新前景。中國正在進行一項針對局部晚期可切除食管鱗癌患者，探究帕博利麗珠單抗在新輔助化療聯合手術后輔助免疫治療中的療效與安全性的Ⅲ期臨床研究KEYSTONE-002[36]，結果尚未公布，仍需更多的高質量大型臨床試驗進一步優化食管鱗癌圍手術期中免疫治療實施策略。
本研究的局限性：可能存在發表偏倚，納入文獻包含回顧性研究，雖然質量評價均在6分以上，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缺點，可能會降低分析的有效性。受制于研究本身因素，新輔助治療后病理緩解程度、腫瘤分化程度等因素在篩選接受輔助治療人群時可引起選擇偏倚。由于受限于文獻中缺乏與術后生存相關其他因素數據的統計（如手術方式、淋巴結清掃范圍），未能進行控制或分層分析，可能會對納入因素均衡性及條件一致性產生影響。另外研究文獻樣本來源主要集中在東亞國家，這可能與食管鱗癌流行病學分布類型有關；對于合并的數據結果仍需謹慎對待，尚需要高質量、多中心的隨機對照試驗來進一步驗證本分析結果。
綜上所述，對于新輔助治療聯合手術治療的食管鱗癌患者，盡管術后輔助治療雖未能改善OS，但在RFS方面顯示出優勢。需要指出的是，個體化評估的重要性仍應作為實施輔助治療的首要條件，當前對于篩選輔助治療潛在獲益的食管鱗癌患者仍需謹慎。
利益沖突：無。
作者貢獻：胡子豪負責論文設計，查找文獻，數據整理與分析，撰寫初稿；宋佩東負責查找文獻，分析數據，修改論文；陳東來負責論文設計，整理數據，修改論文；徐塑凱、譚黎杰、陳勇兵負責論文設計、論文審閱及修改；桑永華負責論文設計，論文審閱及修改。
食管癌發病率逐年上升，其中東亞地區發病率最高[1-3]。國家癌癥中心最新數據顯示，2016年我國食管癌發病率與死亡率分別為25.3/萬人與19.4/萬人，分別位居惡性腫瘤第6位與第5位。食管癌組織病理學類型主要包括鱗狀細胞癌（鱗癌）和腺癌，我國以鱗癌為主要組織病理學類型[4]。盡管我國傳統高發的食管癌呈下降趨勢，但因其預后較差，導致疾病負擔迄今令人堪憂[5]。近年來，綜合治療方案在食管癌治療中起到的增進獲益作用愈加受到關注。2014年CROSS研究[6]證實，相比單純手術，新輔助放化療聯合手術治療食管癌患者在中位總生存期（overall survival，OS）上有較明顯獲益［HR=0.68,95%CI（0.53，0.88），P=0.003］；盡管研究對象中鱗癌患者較少（23%），但結果認為，相比腺癌患者，新輔助放化療聯合手術治療仍在食管鱗癌患者的中位OS上表現出更明顯的生存獲益［HR=0.48,95%CI（0.28，0.83），P=0.008］。中山大學腫瘤中心開展的針對食管鱗癌的大規模隨機對照研究NEOCRTEC5010[7]結果表明，新輔助治療聯合手術治療組在中位OS［HR=0.71，95%CI（0.53，0.96），P=0.025］與無復發生存期（recurrence-free surviva，RFS）［HR=0.58，95%CI（0.43，0.78），P<0.001］改善上相比單純手術組具有明顯優勢，且兩組術后并發癥發生率較相似。基于此類證據，美國國立綜合癌癥網絡（National Comprehensive Cancer Network，NCCN）指南認為對于局部晚期食管癌的一線治療方案可考慮新輔助治療聯合手術治療。日本臨床腫瘤協作組（Japan Clinical Oncology Group）在JCOG9907研究[8]之后將新輔助治療聯合手術作為Ⅱ～Ⅲ期食管癌治療的標準方案。然而當前針對術后輔助治療在食管癌綜合治療方案中作用的研究寥寥可數，在最新NCCN指南中術后輔助治療僅被推薦用于切緣陽性患者或切緣陰性但術后淋巴結陽性食管腺癌患者，且相關證據數量較少。因此，在接受新輔助治療聯合手術的食管鱗癌患者中，術后輔助治療在圍術期綜合治療中的作用仍不明確。本Meta分析旨在分析接受過新輔助治療和手術治療的食管鱗癌患者術后行輔助治療是否有生存獲益。
1 資料與方法
1.1 文獻納入和排除標準
納入標準：（1）研究類型：包含隨機對照試驗和觀察性研究，數據完整，不區分分配隱藏或采用盲法，語種不限；（2）研究對象：接受新輔助治療與手術治療的食管鱗癌患者；（3）干預措施：在接受新輔助治療聯合手術治療后，按行輔助治療與否分為未行輔助治療患者和行輔助治療患者，不同研究間不再進一步區分新輔助治療差異與輔助治療方案差異；（4）結局指標：OS及RFS。
排除標準包括：（1）病例報告、會議摘要、社論、綜述、基礎科學文章；（2）＜5例患者的研究；（3）未能提供風險比（hazard ratio，HR）與95%置信區間（confidence interval，CI）或生存曲線圖；（4）未明確食管癌病理組織學類型；（5）未報告相關結局指標。
1.2 檢索策略
文獻檢索及篩選由兩位研究者（胡子豪、宋佩東）獨立完成。利用計算機檢索Web of Science、PubMed、The Cochrane Library、EMbase、中國期刊全文數據庫（CNKI），檢索時間為建庫至2022年11月。收集所有比較新輔助治療聯合手術治療+術后輔助治療與單純新輔助治療聯合手術治療食管癌的研究。以主題詞與自由詞相結合的方式，根據不同數據庫調整具體檢索式。英文檢索詞包括“esophagus”、“carcinoma”、“squamous cell”、“chemotherapy”、“adjuvant”和“neoadjuvant therapy”等，中文檢索詞包括“新輔助化療”、“食管”、“鱗狀細胞癌”、“輔助治療”等。為確保檢索完整度，我們還檢索了研究主題相近的綜述及Meta分析文獻的參考文獻列表。
1.3 文獻篩選及資料提取
按照已制定的檢索策略與納入標準進行檢索。兩位研究者（胡子豪、宋佩東）單獨對所獲得的文獻進行剔重后再根據文獻標題、摘要和全文進行篩選，在標題和摘要初篩階段，盡可能包容較多差異，以確保納入文獻的完整性。在篩選階段中出現的意見分歧，通過與第三位研究者（陳東來）討論解決。兩位研究者（胡子豪、宋佩東）單獨從最終納入研究中提取數據：作者、年份、國家、研究類型、新輔助和輔助治療類型與方案、手術方案、性別、年齡、腫瘤分期、術后淋巴結轉移情況等，提取結果由第三位研究者（陳東來）進行核對。
1.4 文獻質量評價
采用紐卡斯爾-渥太華量表（Newcastle-Ottawa Scale，NOS）對納入研究進行評分，總共包括9個條目點，包括隊列的選擇（4點）、可比性（2點）、暴露（3點）。每個評價參考點記1分，文獻評價分≥6分被認為質量較高。采用Cochrane手冊提供的偏倚風險評估工具對納入的隨機對照試驗的質量進行評價，評價內容包括選擇偏倚、實施偏倚、測量偏倚、隨訪偏倚、報告偏倚與其他偏倚。文獻質量評價由兩位研究者（胡子豪、宋佩東）獨立進行，并交叉核對結果，出現分歧則與第三位作者討論解決。
1.5 偏倚風險
對所納入研究進行偏倚風險評估。通過制作漏斗圖、采用Begg’s和Egger’s檢驗以及剪補法觀察研究結果數據的發表偏倚情況。回顧性數據存在一定選擇偏倚，且因新輔助治療與術后輔助治療本身特殊性，接受其治療的患者存在一定偏態，故本Meta分析無法避免此類選擇偏倚。
1.6 敏感性分析
為減少研究中因某篇文獻異質性過大導致可能出現的偏差，應用Stata 14.0數據分析軟件對OS與RFS研究結果進行敏感性分析，繪制星狀圖。任意刪除本次研究中的文獻，不會影響本次的研究結果，提示研究結果穩定可靠。
1.7 統計學分析
使用采用Cochrane協作網提供的RevMan 5.3軟件與Stata 14.0軟件共同進行Meta分析。采用HR與95%置信區間（confidence interval，CI）為效應量，通過Q檢驗和I2評估研究異質性，如合并數據I2>50%，提示存在顯著異質性，采用隨機效應模型對其分析，否則采用固定效應模型分析。P≤0.05為差異有統計學意義。
2 結果
2.1 文獻篩選結果
本研究共檢索相關文獻4 279篇，剔除重復文獻1 546篇，閱讀題目與摘要刪除與主題不相關文獻，進一步閱讀全文后，最終納入9項研究[9-17]，其中回顧性隊列研究6項，隨機對照試驗3項，共計1 340例患者，其中新輔助治療聯合手術與輔助治療（NS+A）組669例，單純新輔助治療聯合手術治療（NS）組671例，文獻檢索流程見圖1。納入研究基本信息見表1。
圖1
文章納入篩選流程
表1
納入文獻的基本特征
2.2 文獻質量評價結果
納入研究中，隊列研究的NOS評分均≥8分，其他3項隨機對照試驗低風險項目均≥4個，為高質量研究。
2.3 Meta分析結果
2.3.1 輔助治療對OS的影響
共納入8項研究[9-10, 12-17]，無明顯異質性（I2=0%，P=0.85），采用固定效應模型進行Meta分析。結果提示NS+A組和NS組差異無統計學意義［HR=0.88，95%CI（0.75，1.02），P=0.09］。針對研究類型進行亞組分析示：觀察性研究［HR=0.93，95%CI（0.76，1.14），P=0.48］和隨機對照試驗［HR=0.81，95%CI（0.65，1.02），P=0.08］中，NS+A組相比NS組OS差異均無統計學意義；見表2。
表2
不同亞組中術后輔助治療聯合新輔助治療與手術治療和術后生存的關系
按照術后淋巴結狀態（淋巴結陽性或陰性）進行亞組分析，共納入7項研究[9-10, 12-16]，異質性不顯著（I2=0%，P=0.34），提示術后淋巴結狀態不是影響Meta分析結果的相關因素。在術后淋巴結陽性亞組內，NS+A組和NS組差異無統計學意義［HR=1.00，95%CI（0.72，1.37），P=0.98］；在術后淋巴結呈混合狀態的（包含陽性與陰性）亞組內，NS+A組相比NS組在OS上有額外獲益［HR=0.83，95%CI（0.70，0.99），P=0.04］；見表2。
按照術后化療方案（兩藥聯合、三藥聯合）進行亞組分析，共納入6項研究[9-10, 12-15]。合并結果顯示，無論是二聯用藥還是三聯用藥，NS+A組相比NS組均未顯著改善OS［二聯用藥：HR=0.89，95%CI（0.68，1.15），P=0.0.37；三聯用藥：HR=0.85，95%CI（0.69，1.04），P=0.11］；見表2。
按照術后輔助治療方案（術后放化療、術后化療）進行亞組分析，同納入7項研究[9-10, 12-16]。亞組分析結果提示，無論是術后放化療還是術后單純化療，NS+A組均未顯示出OS獲益優勢［術后放化療：HR=0.78，95%CI（0.54，1.13），P=0.19；術后化療：HR=0.89，95%CI（0.75，1.05），P=0.17］；見表2。
2.3.2 輔助治療對RFS的影響
共納入9項研究[9-17]，有明顯異質性（I2=64%，P=0.005），采用隨機效應模型進行Meta分析。結果顯示，NS+A組和NS組間差異有統計學意義［HR=0.75，95%CI（0.58，0.97），P=0.03］。針對研究類型進行亞組分析提示：觀察性研究組中NS+A組與NS組差異無統計學意義［HR=0.77，95%CI（0.52，1.15），P=0.20］；而隨機對照試驗中，NS+A組較NS組有RFS生存獲益［HR=0.68，95%CI（0.51，0.89），P=0.01］。
按照術后淋巴結狀態（淋巴結陽性或陰性）進行亞組分析，共納入8項研究[9-16]，結果顯示兩組間異質性較強（I2=64.1%，P=0.007），意味著術后淋巴結狀態在很大程度上會影響Meta分析結果。在術后淋巴結陽性患者中，NS+A組相比NS組有顯著獲益［HR=0.52，95%CI（0.32，0.82），P=0.005］，即術后輔助治療能夠改善淋巴結陽性患者的RFS。在術后淋巴結呈混合狀態（包含陽性與陰性）患者中，NS+A組相比NS組在RFS方面未見額外獲益，且研究間異質性較強［HR=0.78，95%CI（0.57，1.05），P=0.10］。
按照術后化療用藥方案（兩藥聯合、三藥聯合）進行亞組分析，共納入6項[9-10, 12-16]研究。結果顯示，術后二聯用藥患者中，NS組與NS+A組差異無統計學意義［HR=0.90，95%CI（0.57，1.42），P=0.66］；而對于術后三聯用藥化療患者中，NS+A組相比NS組在延長RFS方面顯示出了更大的治療潛力［HR=0.61，95%CI（0.50，0.73），P<0.001］。
按照術后治療方案（術后放化療、術后化療、免疫治療）進行亞組分析，共納入9項研究[9-17]。亞組分析提示，術后放化療或可使NS+A組獲得較NS組更大的生存優勢［HR=0.65，95%CI（0.46，0.93），P=0.02］；而在術后化療亞組內，NS+A組相比NS組在改善RFS方面差異無統計學意義且異質性較強［HR=0.79，95%CI（0.51，1.23），P=0.29］；在術后免疫治療亞組內，NS+A組在改善RFS方面與NS組差異也無統計學意義且異質性較強［HR=0.80，95%CI（0.42，1.52），P=0.50］；見表2。
2.4 發表偏倚評價
采用漏斗圖評估可能存在的發表偏倚；見圖2a～b，同時采用Begg’s（OS：P=0.386，PFS：P=0.348）和Egger’s（OS：P=104，PFS：P=0.567）檢驗方法對納入研究進行發表偏倚分析。進一步采用剪補法檢驗評估結果是否穩健；見圖2c～d。通過以上分析，我們認為針對研究終點為OS的研究，存在一定發表偏倚；針對研究終點為RFS的研究，未見明顯發表偏倚。
圖2
發表偏倚評估
a～b：分別為針對研究終點總生存期和無復發生存期用于評估發表偏倚的漏斗圖；c～d：分別為針對研究終點總生存期和無復發生存期用于評估發表偏倚的剪補圖
2.5 異質性分析
對于研究終點為OS的有關研究的異質性分析中，星狀圖與敏感性分析圖顯示合并結果較為穩健，刪除任何一項研究后，原Meta分析結果并未改變。而對于研究終點為RFS有關研究的異質性分析中，星狀圖顯示有一項研究對合并結果有影響，進一步通過敏感性分析圖確定Huang等[14]的研究為異質性來源，剔除此項研究后，合并結果為異質性顯著降低［HR=0.66，95%CI（0.56，0.77），P<0.001］，合并結果仍表明術后輔助治療在RFS中存在獲益，且差異有統計學意義；見圖3。以上分析表明以RFS為終點的研究結果穩定性較好。
圖3
異質性評估
a～b：分別為針對研究終點總生存期和無復發生存期用于評估異質性的星狀圖；c～d：分別為針對研究終點總生存期和無復發生存期用于評估異質性的敏感性分析圖
3 討論
早期研究[18-21]認為新輔助治療聯合手術治療對比單純手術治療獲益不顯著，但在影像技術發展的背景下，臨床分期更加精準，以及新輔助治療方案的更新，近年研究結果偏向新輔助治療聯合手術治療模式對于改善局部進展期食管癌預后的優勢。2021年CROSS研究[22]更新了長期隨訪結果：147個月的隨訪結果顯示新輔助放化療聯合手術延長了可切除局部晚期食管癌的OS［HR=0.70，95%CI（0.55，0.89），P=0.73］，10年OS率絕對獲益值為13%（38% vs. 25%），同時降低了食管癌的死亡與復發風險。同樣中山大學腫瘤中心開展的針對食管鱗癌的大規模隨機對照研究NEOCRTEC5010[23]也更新了長期隨訪結果，結果表明接受新輔助放化聯合手術治療的食管鱗癌患者的OS［HR=0.74，95%CI（0.57，0.97），P=0.03］與RFS［HR=0.60，95%CI（0.45，0.80），P<0.001］相比單純手術組均有明顯獲益，且5年生存率也有所提高。另有Meta分析[24]認為新輔助化療有明顯生存獲益，且鱗癌患者因其更高的R0切除率比腺癌患者更具優勢。綜合相關多項研究[25-26]，2022版中國臨床腫瘤學會食管癌診療指南認為對于cTis-2N1～3M0或cT3～4aNanyM0期擬行手術的食管癌患者，術前新輔助（放）化療可改善術后長期生存。
而關于術后輔助治療的角色，NCCN最新指南對于接受過新輔助治療的食管鱗癌患者則未明確具體給出輔助化療在術后管理中的使用指征，輔助治療僅作為在未接受過新輔助治療后R1或R2切除的術后處理方案。而對于接受新輔助治療與手術治療的食管癌患者，術后輔助治療能否帶來獲益的研究則更少。
一項多中心回顧性研究[27]納入了1 082例經新輔助治療與手術治療后淋巴結陽性的食管癌（包含鱗癌與腺癌兩種病理類型）患者，其中19.3%的患者接受了輔助治療，結果顯示病理分級較高的接受輔助治療的患者中位OS更長，且輔助治療作為獨立影響因素與提高存活率有關。Drake等[28]通過納入美國國家癌癥數據庫（NCDB）2 046例食管癌患者進行回顧性研究，結果顯示輔助化療對于新輔助治療后行食管癌根治術后淋巴結陽性的腺癌患者，能顯著提高生存期。另一項數據同樣來源于NCDB的研究[29]顯示，術后輔助治療對于淋巴結陽性的食管癌患者顯示出生存獲益，并且患者的治療方案與腫瘤特征可能影響術后輔助治療的開展。另一項樣本量較大的回顧性研究[30]也同樣認為，術后輔助治療在延長食管癌患者OS上有不可忽視的意義。Hoeppner等[31]認為，術后輔助治療對接受新輔助治療聯合手術的患者而言并未轉化為生存優勢，但術后輔助治療降低了與治療相關的死亡率。需要指出的是，針對鱗癌患者的研究尚少，上述研究多數研究對象主要為術后輔助治療在接受新輔助治療的腺癌患者，食管鱗癌患者比例低。另一項全球性隨機對照Ⅲ期臨床試驗Checkmate577[11]顯示，接受新輔助放化療的食管癌患者，術后接受納武利尤單抗輔助治療在RFS方面獲益明顯，且對于病理類型為鱗癌的患者，這一結論未改變。Yang等[32]的包含754例食管鱗癌患者（占比24.5%）的研究中，圍手術期化療能夠改善T3～4N0M0期食管癌患者的OS，改善效果與腫瘤分級及T分期顯著相關。多中心隨機對照試驗JCOG9204[33]納入242例食管鱗癌患者，研究結果顯示手術聯合術后輔助化療組在無復發生存期優于單純手術組，且手術聯合術后化療對于食管鱗癌患者的復發有明顯干預作用，但兩組在OS上差異無統計學意義。而另一項Meta分析[34]認為在淋巴結陽性的患者中，手術聯合輔助化療有改善預后的趨勢，但未達到顯著水平，沒有提高患者的總體生存率。2022版中國臨床腫瘤學會食管癌診療指南同樣認為術后輔助化療能否作為常規術后處理方案仍存在爭議，對于T4a及N1～3期患者可考慮術后輔助治療，接受過新輔助治療的R0切除ypT+或ypN+患者或R1切除患者，輔助化療可作為術后補救方案之一。綜上，在目前各種新輔助治療方案方興未艾的背景下，輔助治療在食管鱗癌的綜合治療中的定位始終未得到正面回答。
本Meta分析納入9項研究，共計1 340例食管鱗癌患者，結果顯示NS+A組相比NS組在延長OS［HR=0.88，95%CI（0.75，1.02），P=0.09］與RFS［HR=0.75，95%CI（0.58，0.97），P=0.03］方面有一定優勢，但OS獲益無統計學意義。在針對淋巴結狀態與OS關系的亞組分析中，對于術后淋巴結包含陽性與陰性的食管鱗癌患者，接受進一步輔助治療有更大的OS獲益；然而術后淋巴結陽性患者術后行輔助治療OS獲益不顯著。這一結果與常規認識不同，我們認為這一原因可能為持續淋巴結陽性的患者在對新輔助治療反應較差時，進一步的同方案術后輔助治療帶來明顯的獲益較小，這與一項大樣本量研究[35]結果類似。此外，受制于文獻提供的手術資料有限，我們亦無法排除上述所謂淋巴結陰性患者是因術中采樣不充分而造成ypN分期被低估的可能。而在RFS分析中，術后淋巴結陽性的患者通過術后輔助治療帶來的RFS獲益更加顯著。三聯用藥的術后化療方案相比二聯用藥對于接受過新輔助治療與手術治療的食管鱗癌患者在RFS上具有優勢。對于術后輔助治療方案的亞組分析顯示，術后輔助放化療與術后輔助化療均未改善OS，RFS僅在術后輔助放化療亞組中得到改善。受制于納入研究所報道數據的限制，本研究未能進一步探究在接受新輔助治療與食管癌根治術后，輔助治療對新輔助治療后不同病理緩解情況的患者產生獲益的影響。近期一項多中心大樣本真實世界研究探究了從輔助治療中獲益最大或不良反應最大的接受過新輔助治療的食管癌患者特征，研究結果認為食管癌新輔助治療患者接受后續輔助治療對改善OS意義不大，且在鱗癌與腺癌中這一結論一致。對于ypN0期食管鱗癌患者，術后輔助治療沒有帶來生存獲益甚至有負面影響；對于ypN1期食管鱗癌患者，生存獲益與ypT分期有關，ypT3～4期患者更能從進一步治療中獲益；ypN2～3期患者也從輔助治療中獲益，獲益最大的患者常表現為較多的淋巴結累及、ypT4和切緣陽性[35]。輔助免疫治療因其相對輔助化療有較小的毒副反應等優勢，有望作為術后維持治療的選擇，本研究所納入的CheckMate-577[11]研究針對新輔助治療聯合手術治療后的非病理完全緩解的食管癌患者，研究結果顯示了輔助免疫治療能夠顯著改善RFS。基于此項研究，國家藥品監督管理局批準納武利尤單抗作為食管癌輔助治療與晚期一線治療方案，也為食管癌術后輔助治療奠定了基礎，開拓了輔助治療在食管癌領域應用的新前景。中國正在進行一項針對局部晚期可切除食管鱗癌患者，探究帕博利麗珠單抗在新輔助化療聯合手術后輔助免疫治療中的療效與安全性的Ⅲ期臨床研究KEYSTONE-002[36]，結果尚未公布，仍需更多的高質量大型臨床試驗進一步優化食管鱗癌圍手術期中免疫治療實施策略。
本研究的局限性：可能存在發表偏倚，納入文獻包含回顧性研究，雖然質量評價均在6分以上，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缺點，可能會降低分析的有效性。受制于研究本身因素，新輔助治療后病理緩解程度、腫瘤分化程度等因素在篩選接受輔助治療人群時可引起選擇偏倚。由于受限于文獻中缺乏與術后生存相關其他因素數據的統計（如手術方式、淋巴結清掃范圍），未能進行控制或分層分析，可能會對納入因素均衡性及條件一致性產生影響。另外研究文獻樣本來源主要集中在東亞國家，這可能與食管鱗癌流行病學分布類型有關；對于合并的數據結果仍需謹慎對待，尚需要高質量、多中心的隨機對照試驗來進一步驗證本分析結果。
綜上所述，對于新輔助治療聯合手術治療的食管鱗癌患者，盡管術后輔助治療雖未能改善OS，但在RFS方面顯示出優勢。需要指出的是，個體化評估的重要性仍應作為實施輔助治療的首要條件，當前對于篩選輔助治療潛在獲益的食管鱗癌患者仍需謹慎。
利益沖突：無。
作者貢獻：胡子豪負責論文設計，查找文獻，數據整理與分析，撰寫初稿；宋佩東負責查找文獻，分析數據，修改論文；陳東來負責論文設計，整理數據，修改論文；徐塑凱、譚黎杰、陳勇兵負責論文設計、論文審閱及修改；桑永華負責論文設計，論文審閱及修改。
