引用本文： 張磊, 黃圣男, 李新喜, 田野, 白超, 依地熱斯·艾山, 羅軍. 近腎動脈腹主動脈瘤腔內治療方案有效性及安全性的系統評價. 中國普外基礎與臨床雜志, 2020, 27(10): 1277-1283. doi: 10.7507/1007-9424.202001048 復制
1994 年，Parodi[1]首次報道了主動脈腔內修復術（endovascular aortic repair，EVAR）治療腹主動脈瘤，其因創傷小、恢復快，很快在全球范圍流行[2]。目前對近腎短瘤頸、扭曲瘤頸的腹主動脈瘤治療方法主要有開窗 EVAR（fenestrated EVAR，F-EVAR）和煙囪 EVAR（chimney EVAR，Ch-EVAR），有許多研究[3-5]報道了其經驗，但是這些單中心、小樣本的研究結果也存在爭議。因此，為了全面評價 F-EVAR和 Ch-EVAR 的安全性及臨床意義，本研究運用系統評價的方法探討此兩種方法對治療近腎動脈腹主動脈瘤的臨床價值，以期為臨床決策提供循證醫學依據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
納入隨機對照試驗（RCT）或半 RCT。若未能找到相關的 RCT，則納入同期非 RCT。文種限中、英文。
1.1.2 研究對象
均為初次行腔內治療的近腎動脈腹主動脈瘤患者，靶血管為腎動脈、腹腔干、腸系膜上動脈，由 CT 或 DSA 確定，樣本量充足。隨訪時間>6 個月，信息可靠。患者的性別、年齡、種族、國籍不限。2019 年 11 月以前的文獻。
1.1.3 干預措施
F-EVAR 組手術方式納入臺上體外開窗及體內開窗術式；Ch-EVAR 組均為腔內手術。
1.1.4 結局指標
① 技術成功率；② 血管再狹窄率；③ 再干預率；④ 30 d 死亡率；⑤ 靶器官受損發生率；⑥Ⅰ型內漏發生率。
1.1.5 排除標準
① 伴其他部位的動脈瘤；② 非腔內手術；③ 樣本<5 例、隨訪時間<6 個月；④ 無法提取完整數據；⑤ 重復發表文獻。
1.2 檢索策略
計算機檢索 PubMed、Embase、Cochrane Library、萬方數據、中國知識基礎設施工程（簡稱“中國知網”，CNKI）、中國生物醫學文獻數據庫（CBM）。中文檢索詞包括：開窗技術、煙囪技術、近腎動脈腹主動脈瘤。英文檢索詞包括：fenestrated endovascular aneurysm repair、F-EVAR、chimney endovascular aneurysm repair、Ch-EVAR、juxtarenal abdominal aortic aneurysm、JAAA。追溯納入文獻的參考文獻并查閱本領域會議紀錄、研究生論文等，文種限中、英文。以 PubMed 數據庫為例，其檢索策略見框 1。
1.3 文獻篩選及納入研究的方法學質量評價
由兩位研究員獨立按照納入和排除標準嚴格篩選文獻。根據紐卡斯爾-渥太華量表（New Castle-Ottawa Scale，NOS） [6]評價非 RCT 質量。對文獻進行評分，評分≥4 分，提示質量較好；評分<4 分時認為該研究質量較差。
1.4 統計學方法
采用 RevMan 5.1 軟件進行 meta 分析。計數資料采用相對危險度（risk ratio，RR）或比值比（odds ratio，OR）作為效應分析統計量，各效應量均給出其 95% 可信區間（95%CI）。通過χ2檢驗結合I2值對納入研究進行異質性檢驗，若各研究結果間無明顯異質性（P>0.1，I2<50%）則采用固定效應模型進行 meta 分析，反之（P≤0.1，I2≥50%）則采用隨機效應模型進行 meta 分析。檢驗水準 α=0.05。
2 結果
2.1 納入研究的基本特征及質量評價
初檢獲得相關文獻 113 篇，按照納入與排除標準最終納入 9 篇文獻[7-15]，共 536 例患者，其中F-EVAR 組 315 例，Ch-EVAR 組 221 例。文獻篩選流程及結果見圖 1。納入研究的基本特征及質量評價結果見表 1。
圖1
示文獻篩選流程及結果
表1
納入研究的基本特征
2.2 meta 分析結果
2.2.1 技術成功率
共納入 7 項研究[8-11,13-15]。經異質性檢驗（I2=0，P=0.58），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的技術成功率比較差異無統計學意義 ［OR=0.66，95%CI（0.29，1.49），P=0.32］，見圖 2。
圖2
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的技術成功率比較的森林圖
2.2.2 血管再狹窄率
共納入 8 項研究[7-8,10-15]。經異質性檢驗（I2=0，P=0.97），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的血管再狹窄率比較差異無統計學意義 ［OR=0.71，95%CI（0.34，1.47），P=0.35］，見圖 3。
圖3
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的血管再狹窄率比較的森林圖
2.2.3 再干預率
共納入 9 項研究[7-15]。經異質性檢驗（I2=7%，P=0.38），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的再干預率比較差異無統計學意義［OR=1.36，95%CI（0.80，2.31），P=0.25］，見圖 4。
圖4
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的再干預率比較的森林圖
2.2.4 30 d 內死亡率
共納入 5 項研究[9-10,13-15]。經異質性檢驗（I2=0，P=0.52），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的技術成功率比較差異無統計學意義 ［OR=0.51，95%CI（0.22，1.20），P=0.12］，見圖 5。
圖5
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的 30 d 內死亡率比較的森林圖
2.2.5 靶器官受損發生率
共納入 7 個研究[7,9-12,14-15]。經異質性檢驗（I2=34%，P=0.17），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組的靶器官受損發生率較 Ch-EVAR 組高 ［OR=2.96，95%CI（1.30，6.72），P=0.010］，見圖 6。
圖6
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的靶器官受損發生率比較的森林圖
2.2.6 Ⅰ型內漏發生率
共納入 6 項研究[8,10,12-15]。經異質性檢驗（I2=0，P=0.91），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組的Ⅰ型內漏發生率較 Ch-EVAR 組低 ［OR=0.31，95%CI（0.12，0.85），P=0.02］，見圖 7。
圖7
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的Ⅰ型內漏發生率比較的森林圖
2.3 發表性偏倚分析
基于技術成功率及血管再狹窄率文獻生成的漏斗圖提示：納入文獻較集中，左右基本對稱，表明存在發表偏倚的可能性較小，見圖 8。
圖8
示技術成功率（a）和血管再狹窄率（b）文獻發表偏倚漏斗圖
3 討論
近腎動脈腹主動脈瘤的技術難點在于瘤頸較短致錨定區不足，支架植入后，無法與血管壁固定而發生支架移位、內漏發生率大大增加。而F-EVAR 和 Ch-EVAR 技術可以人為地延長瘤頸，提供更加充足的支架錨定區。雖然分支支架發生內漏、再狹窄的幾率較低，但其定做周期長、費用高昂，仍無法廣泛在臨床中應用。F-EVAR 利用現有的支架，仔細測量定位，確保大支架上的“窗”與分支動脈吻合，經“窗”放置直徑匹配的覆膜小支架，避免內漏、再狹窄等情況發生[4,16]。Ch-EVAR 作為 F-EVAR 補充備選方案，對受限于解剖條件、不適合做開窗的瘤體以及具有破裂傾向、有癥狀的近腎動脈腹主動脈瘤的患者是一種有效、實用的治療方式[17-18]。本研究采用 meta 分析對這兩種方式的結果進行了分析討論。
在技術成功率方面，F-EVAR 組和 Ch-EVAR 組比較差異無統計學意義。對其進行分析，這 2 種技術均可用于解決近腎動脈腹主動脈瘤，但對于急危重癥患者，使用 Ch-EVAR 能更快捷地解決問題，省去了術前測量、臺上開窗等繁雜過程[19-20]，而F-EVAR 的優勢在于對臟器功能的保護，對于累及范圍廣、腔內無法重建多個內臟動脈的近腎動脈腹主動脈瘤有較好的效果[21]。
在靶器官受損方面，Ch-EVAR 較 F-EVAR 發生靶器官受損率低，Yang 等[21]的研究結果與本研究結果一致，分析其原因，這可能與瘤頸的解剖、手術技術的難度、術后靶血管血供通暢等相關。本 meta 分析發現，F-EVAR 與 Ch-EVAR 兩種術式在技術成功率、靶血管再狹窄率比較差異無統計學意義的前提下，出現了 F-EVAR 組靶器官受損率增高，因為在 F-EVAR 中，分為體內開窗、臺上體外開窗等方法，在體內開窗時，使用激光、穿刺針、超硬導絲等器材進行開窗，穿刺突破支架覆膜力度掌握不好時會出現主動脈血管壁損傷、腎動脈夾層形成、腎動脈破裂、腎動靜脈瘺等手術負性事件出現，采用非計劃的手術方式進行補救后，導致靶器官的損傷，如一過性腎功能低下、腎衰竭；在臺上體外開窗時，應用導絲超選靶器官的血管，術中出現導絲相對移動、導絲過硬等情況，發生腎實質損傷、腎包膜血腫等，發生血尿、腎功異常，均認為是靶器官損傷[22]。針對靶器官受損的情況，納入的文獻對其進行補充解釋，多數情況為術后一過性的異常，術后 6 個月或 12 個月后再次復查，靶器官均未出現明顯的、導致生活質量下降的損傷。
在血管狹窄、再次干預方面，F-EVAR 與 Ch-EVAR比較差異無統計學意義。在兩種手術方式中，選擇使用的小直徑覆膜支架類型、材質較相似，所以不能產生特殊的差異。導致術后內臟動脈狹窄的原因可能為術后靶血管閉塞、術中釋放支架時靶血管破裂、分支動脈不能重建而閉塞、支架移位和斷裂、血栓形成等[23-24]。
在Ⅰ型內漏發生方面，本研究中 F-EVAR 較 Ch-EVAR 發生率低。據文獻[8]報道，早期Ⅰ型內漏發生率為 14%。近腎動脈腹主動脈瘤的瘤頸越短，錨定區越不充分，導致Ⅰ型內漏、支架移位、腎動脈丟失等不良手術并發癥的發生概率越大[25]。Ch-EVAR術中，煙囪支架與大支架、血管壁貼合不嚴密，產生間隙，均可增加Ⅰ型內漏的發生；同時煙囪支架個數的增加，也可提高Ⅰ型內漏的發生率。為減少Ⅰ型內漏的發生，主動脈支架直徑的選擇要略大于造影測量得到的主動脈直徑[26]。近年來，隨著煙囪支架技術的發展和術者經驗的總結，優化煙囪支架的貼合處理，如注入纖維蛋白黏合劑、液態栓塞系統或彈簧圈，均可降低Ⅰ型內漏發生率。
在 30 d 病死率方面，30 d 病死率在 F-EVAR 與 Ch-EVAR 組間比較差異無統計學意義。與傳統開腹手術 30 d 病死率（1.8%～5.8%）相比較[27]，腔內介入治療未凸顯其優勢，這可能與在使用 F-EVAR 或 Ch-EVAR 治療近腎動脈腹主動脈瘤的患者，大多為高齡、無法耐受全麻開腹人工血管置換或不適宜行開放手術的高危患者。F-EVAR 往往作為有癥狀近腎動脈腹主動脈瘤高危患者的搶救，這些患者基礎疾病多，術后出現循環不穩定等非手術源性死亡風險高。目前多為國外單中心報道，隨訪時間較短，短期臨床預后較好，仍需對這類患者進行長期、高質量的隨訪，觀察遠期臨床預后。
本 meta 分析結果為當前治療近腎動脈腹主動脈瘤的術式選擇爭議提供了新的循證醫學證據參考，把握手術適應證，術前細致評估病情，根據患者的具體情況選擇合適的腔內介入技術治療[28]。本研究的局限性：① 納入的文獻均為英文文獻，因此存在選擇性偏倚的可能；② 各研究質量不一，可能影響結果的可靠性[19]；③ 各研究間男女性別比例、患者年齡分組、術后隨訪時間等不完全一致，可能影響結果的可靠性；④ 納入文獻均為已發表文獻，缺乏相關灰色文獻，存在高估腔內介入治療療效的可能性。以上因素均可能影響綜合分析結果，建議今后的研究進一步完善補充：① 擴大樣本量；② 采用正確的隨機分配及分配隱藏方案；③ 延長隨訪時間，觀察術后長期安全性、有效性的變化。
重要聲明
利益沖突聲明：本文全體作者閱讀并理解了《中國普外基礎與臨床雜志》的政策聲明，我們沒有相關競爭的利益。
作者貢獻聲明：羅軍、李新喜、田野、白超進行課題指導及設計；黃圣男、依地熱斯·艾山進行文獻收集、數據分析；張磊進行論文撰寫工作。
1994 年，Parodi[1]首次報道了主動脈腔內修復術（endovascular aortic repair，EVAR）治療腹主動脈瘤，其因創傷小、恢復快，很快在全球范圍流行[2]。目前對近腎短瘤頸、扭曲瘤頸的腹主動脈瘤治療方法主要有開窗 EVAR（fenestrated EVAR，F-EVAR）和煙囪 EVAR（chimney EVAR，Ch-EVAR），有許多研究[3-5]報道了其經驗，但是這些單中心、小樣本的研究結果也存在爭議。因此，為了全面評價 F-EVAR和 Ch-EVAR 的安全性及臨床意義，本研究運用系統評價的方法探討此兩種方法對治療近腎動脈腹主動脈瘤的臨床價值，以期為臨床決策提供循證醫學依據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
納入隨機對照試驗（RCT）或半 RCT。若未能找到相關的 RCT，則納入同期非 RCT。文種限中、英文。
1.1.2 研究對象
均為初次行腔內治療的近腎動脈腹主動脈瘤患者，靶血管為腎動脈、腹腔干、腸系膜上動脈，由 CT 或 DSA 確定，樣本量充足。隨訪時間>6 個月，信息可靠。患者的性別、年齡、種族、國籍不限。2019 年 11 月以前的文獻。
1.1.3 干預措施
F-EVAR 組手術方式納入臺上體外開窗及體內開窗術式；Ch-EVAR 組均為腔內手術。
1.1.4 結局指標
① 技術成功率；② 血管再狹窄率；③ 再干預率；④ 30 d 死亡率；⑤ 靶器官受損發生率；⑥Ⅰ型內漏發生率。
1.1.5 排除標準
① 伴其他部位的動脈瘤；② 非腔內手術；③ 樣本<5 例、隨訪時間<6 個月；④ 無法提取完整數據；⑤ 重復發表文獻。
1.2 檢索策略
計算機檢索 PubMed、Embase、Cochrane Library、萬方數據、中國知識基礎設施工程（簡稱“中國知網”，CNKI）、中國生物醫學文獻數據庫（CBM）。中文檢索詞包括：開窗技術、煙囪技術、近腎動脈腹主動脈瘤。英文檢索詞包括：fenestrated endovascular aneurysm repair、F-EVAR、chimney endovascular aneurysm repair、Ch-EVAR、juxtarenal abdominal aortic aneurysm、JAAA。追溯納入文獻的參考文獻并查閱本領域會議紀錄、研究生論文等，文種限中、英文。以 PubMed 數據庫為例，其檢索策略見框 1。
1.3 文獻篩選及納入研究的方法學質量評價
由兩位研究員獨立按照納入和排除標準嚴格篩選文獻。根據紐卡斯爾-渥太華量表（New Castle-Ottawa Scale，NOS） [6]評價非 RCT 質量。對文獻進行評分，評分≥4 分，提示質量較好；評分<4 分時認為該研究質量較差。
1.4 統計學方法
采用 RevMan 5.1 軟件進行 meta 分析。計數資料采用相對危險度（risk ratio，RR）或比值比（odds ratio，OR）作為效應分析統計量，各效應量均給出其 95% 可信區間（95%CI）。通過χ2檢驗結合I2值對納入研究進行異質性檢驗，若各研究結果間無明顯異質性（P>0.1，I2<50%）則采用固定效應模型進行 meta 分析，反之（P≤0.1，I2≥50%）則采用隨機效應模型進行 meta 分析。檢驗水準 α=0.05。
2 結果
2.1 納入研究的基本特征及質量評價
初檢獲得相關文獻 113 篇，按照納入與排除標準最終納入 9 篇文獻[7-15]，共 536 例患者，其中F-EVAR 組 315 例，Ch-EVAR 組 221 例。文獻篩選流程及結果見圖 1。納入研究的基本特征及質量評價結果見表 1。
圖1
示文獻篩選流程及結果
表1
納入研究的基本特征
2.2 meta 分析結果
2.2.1 技術成功率
共納入 7 項研究[8-11,13-15]。經異質性檢驗（I2=0，P=0.58），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的技術成功率比較差異無統計學意義 ［OR=0.66，95%CI（0.29，1.49），P=0.32］，見圖 2。
圖2
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的技術成功率比較的森林圖
2.2.2 血管再狹窄率
共納入 8 項研究[7-8,10-15]。經異質性檢驗（I2=0，P=0.97），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的血管再狹窄率比較差異無統計學意義 ［OR=0.71，95%CI（0.34，1.47），P=0.35］，見圖 3。
圖3
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的血管再狹窄率比較的森林圖
2.2.3 再干預率
共納入 9 項研究[7-15]。經異質性檢驗（I2=7%，P=0.38），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的再干預率比較差異無統計學意義［OR=1.36，95%CI（0.80，2.31），P=0.25］，見圖 4。
圖4
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的再干預率比較的森林圖
2.2.4 30 d 內死亡率
共納入 5 項研究[9-10,13-15]。經異質性檢驗（I2=0，P=0.52），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的技術成功率比較差異無統計學意義 ［OR=0.51，95%CI（0.22，1.20），P=0.12］，見圖 5。
圖5
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的 30 d 內死亡率比較的森林圖
2.2.5 靶器官受損發生率
共納入 7 個研究[7,9-12,14-15]。經異質性檢驗（I2=34%，P=0.17），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組的靶器官受損發生率較 Ch-EVAR 組高 ［OR=2.96，95%CI（1.30，6.72），P=0.010］，見圖 6。
圖6
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的靶器官受損發生率比較的森林圖
2.2.6 Ⅰ型內漏發生率
共納入 6 項研究[8,10,12-15]。經異質性檢驗（I2=0，P=0.91），采用固定效應模型進行 meta 分析，結果顯示，F-EVAR 組的Ⅰ型內漏發生率較 Ch-EVAR 組低 ［OR=0.31，95%CI（0.12，0.85），P=0.02］，見圖 7。
圖7
示 F-EVAR 組與 Ch-EVAR 組的Ⅰ型內漏發生率比較的森林圖
2.3 發表性偏倚分析
基于技術成功率及血管再狹窄率文獻生成的漏斗圖提示：納入文獻較集中，左右基本對稱，表明存在發表偏倚的可能性較小，見圖 8。
圖8
示技術成功率（a）和血管再狹窄率（b）文獻發表偏倚漏斗圖
3 討論
近腎動脈腹主動脈瘤的技術難點在于瘤頸較短致錨定區不足，支架植入后，無法與血管壁固定而發生支架移位、內漏發生率大大增加。而F-EVAR 和 Ch-EVAR 技術可以人為地延長瘤頸，提供更加充足的支架錨定區。雖然分支支架發生內漏、再狹窄的幾率較低，但其定做周期長、費用高昂，仍無法廣泛在臨床中應用。F-EVAR 利用現有的支架，仔細測量定位，確保大支架上的“窗”與分支動脈吻合，經“窗”放置直徑匹配的覆膜小支架，避免內漏、再狹窄等情況發生[4,16]。Ch-EVAR 作為 F-EVAR 補充備選方案，對受限于解剖條件、不適合做開窗的瘤體以及具有破裂傾向、有癥狀的近腎動脈腹主動脈瘤的患者是一種有效、實用的治療方式[17-18]。本研究采用 meta 分析對這兩種方式的結果進行了分析討論。
在技術成功率方面，F-EVAR 組和 Ch-EVAR 組比較差異無統計學意義。對其進行分析，這 2 種技術均可用于解決近腎動脈腹主動脈瘤，但對于急危重癥患者，使用 Ch-EVAR 能更快捷地解決問題，省去了術前測量、臺上開窗等繁雜過程[19-20]，而F-EVAR 的優勢在于對臟器功能的保護，對于累及范圍廣、腔內無法重建多個內臟動脈的近腎動脈腹主動脈瘤有較好的效果[21]。
在靶器官受損方面，Ch-EVAR 較 F-EVAR 發生靶器官受損率低，Yang 等[21]的研究結果與本研究結果一致，分析其原因，這可能與瘤頸的解剖、手術技術的難度、術后靶血管血供通暢等相關。本 meta 分析發現，F-EVAR 與 Ch-EVAR 兩種術式在技術成功率、靶血管再狹窄率比較差異無統計學意義的前提下，出現了 F-EVAR 組靶器官受損率增高，因為在 F-EVAR 中，分為體內開窗、臺上體外開窗等方法，在體內開窗時，使用激光、穿刺針、超硬導絲等器材進行開窗，穿刺突破支架覆膜力度掌握不好時會出現主動脈血管壁損傷、腎動脈夾層形成、腎動脈破裂、腎動靜脈瘺等手術負性事件出現，采用非計劃的手術方式進行補救后，導致靶器官的損傷，如一過性腎功能低下、腎衰竭；在臺上體外開窗時，應用導絲超選靶器官的血管，術中出現導絲相對移動、導絲過硬等情況，發生腎實質損傷、腎包膜血腫等，發生血尿、腎功異常，均認為是靶器官損傷[22]。針對靶器官受損的情況，納入的文獻對其進行補充解釋，多數情況為術后一過性的異常，術后 6 個月或 12 個月后再次復查，靶器官均未出現明顯的、導致生活質量下降的損傷。
在血管狹窄、再次干預方面，F-EVAR 與 Ch-EVAR比較差異無統計學意義。在兩種手術方式中，選擇使用的小直徑覆膜支架類型、材質較相似，所以不能產生特殊的差異。導致術后內臟動脈狹窄的原因可能為術后靶血管閉塞、術中釋放支架時靶血管破裂、分支動脈不能重建而閉塞、支架移位和斷裂、血栓形成等[23-24]。
在Ⅰ型內漏發生方面，本研究中 F-EVAR 較 Ch-EVAR 發生率低。據文獻[8]報道，早期Ⅰ型內漏發生率為 14%。近腎動脈腹主動脈瘤的瘤頸越短，錨定區越不充分，導致Ⅰ型內漏、支架移位、腎動脈丟失等不良手術并發癥的發生概率越大[25]。Ch-EVAR術中，煙囪支架與大支架、血管壁貼合不嚴密，產生間隙，均可增加Ⅰ型內漏的發生；同時煙囪支架個數的增加，也可提高Ⅰ型內漏的發生率。為減少Ⅰ型內漏的發生，主動脈支架直徑的選擇要略大于造影測量得到的主動脈直徑[26]。近年來，隨著煙囪支架技術的發展和術者經驗的總結，優化煙囪支架的貼合處理，如注入纖維蛋白黏合劑、液態栓塞系統或彈簧圈，均可降低Ⅰ型內漏發生率。
在 30 d 病死率方面，30 d 病死率在 F-EVAR 與 Ch-EVAR 組間比較差異無統計學意義。與傳統開腹手術 30 d 病死率（1.8%～5.8%）相比較[27]，腔內介入治療未凸顯其優勢，這可能與在使用 F-EVAR 或 Ch-EVAR 治療近腎動脈腹主動脈瘤的患者，大多為高齡、無法耐受全麻開腹人工血管置換或不適宜行開放手術的高危患者。F-EVAR 往往作為有癥狀近腎動脈腹主動脈瘤高危患者的搶救，這些患者基礎疾病多，術后出現循環不穩定等非手術源性死亡風險高。目前多為國外單中心報道，隨訪時間較短，短期臨床預后較好，仍需對這類患者進行長期、高質量的隨訪，觀察遠期臨床預后。
本 meta 分析結果為當前治療近腎動脈腹主動脈瘤的術式選擇爭議提供了新的循證醫學證據參考，把握手術適應證，術前細致評估病情，根據患者的具體情況選擇合適的腔內介入技術治療[28]。本研究的局限性：① 納入的文獻均為英文文獻，因此存在選擇性偏倚的可能；② 各研究質量不一，可能影響結果的可靠性[19]；③ 各研究間男女性別比例、患者年齡分組、術后隨訪時間等不完全一致，可能影響結果的可靠性；④ 納入文獻均為已發表文獻，缺乏相關灰色文獻，存在高估腔內介入治療療效的可能性。以上因素均可能影響綜合分析結果，建議今后的研究進一步完善補充：① 擴大樣本量；② 采用正確的隨機分配及分配隱藏方案；③ 延長隨訪時間，觀察術后長期安全性、有效性的變化。
重要聲明
利益沖突聲明：本文全體作者閱讀并理解了《中國普外基礎與臨床雜志》的政策聲明，我們沒有相關競爭的利益。
作者貢獻聲明：羅軍、李新喜、田野、白超進行課題指導及設計；黃圣男、依地熱斯·艾山進行文獻收集、數據分析；張磊進行論文撰寫工作。
