引用本文： 王樾, 黃冉, 吳文涌, 李濤, 李巍松. 完全經肛門拖出術和腹腔鏡輔助拖出術治療先天性巨結腸療效比較的 meta 分析. 中國普外基礎與臨床雜志, 2021, 28(4): 430-437. doi: 10.7507/1007-9424.202006138 復制
自從丹麥兒科醫生 Harald Hirschsprung 于 1888 年首次對先天性巨結腸（Hirschsprung’s disease，HD）進行描述以來，關于該疾病最合適手術方式的爭論一直不斷[1]。1948 年 Swenson 和 Bill 等首次描述了開腹切除痙攣段腸管和近端異常腸管后[2]，隨后許多手術在此基礎上加以改良，逐漸形成了 Soave 手術（直腸黏膜切除和結腸鞘內拖出術）、Duhamel 手術（結腸直腸切除直腸后吻合術）、Rehbein 手術（經腹結腸直腸切除術）等。隨著治療技術和理念的不斷發展，到了 20 世紀 80 年代，一期根治術成為新的標準，逐漸取代了傳統的二期或三期拖出術。自 20 世紀 90 年代初微創手術逐漸開始用于 HD 的治療[3]，再到后來至 1998 年墨西哥外科醫生 De la Torre-Mondragón 等[4]首次報道完全經肛門拖出術（TERPT）治療常見型 HD，治療 HD 的手術方式更加豐富和多樣化。以腹腔鏡和完全經肛門手術為代表的微創外科技術在我國從探索，經過快速發展，到如今已基本成熟[5]。目前國內外臨床廣泛應用 TERPT 和腹腔鏡輔助拖出術（LAEPT）根治 HD，但關于兩種術式的對比研究尚不多，對其術后臨床療效的評價結果各異。國內也有研究對該兩種術式的臨床療效進行系統綜述，但納入的中文文獻大多數為非核心期刊收錄，資料不完整，納入的英文文獻也不全面。本研究旨在用循證醫學的方法評價 TERPT 和 LAEPT 治療 HD 的療效，以期獲得客觀評價。
1 資料與方法
1.1 文獻納入和排除標準
1.1.1 研究類型
公開發表的隊列研究，發表語言限于中英文。
1.1.2 研究對象
0～14 歲所有 HD 分型的患兒，術前或術后病理學檢查確診為 HD。
1.1.3 結局指標
結局指標包括：術后大便失禁/污糞、術后小腸結腸炎、術后便秘復發、術后粘連性腸梗阻和術后吻合口狹窄發生率。
1.1.4 干預措施
患者接受 TERPT 或 LAEPT。TERPT 定義為單純經肛門手術操作，無需開腹，不用腹腔鏡。LAEPT 定義為用腹腔鏡技術從腹腔游離無神經節細胞的直腸和結腸，再經肛門以類似 TERPT 的方式分離直腸黏膜。
1.1.5 排除標準
排除符合以下任意 1 條標準的研究：① 個案報道、綜述或系統綜述、動物實驗和會議記錄；② 研究對象包含有 HD 同源病的患者，其癥狀酷似 HD，包括神經節細胞減少癥、神經節細胞未成熟癥、神經節細胞發育不良、腸神經元發育異常等；③ 合并嚴重影響手術效果的先天畸形，如泌尿生殖系統畸形、神經系統畸形、脊柱畸形等；④ 僅探討單一治療方式、研究數據不完整、無法利用的文獻；⑤ 再次行 HD 根治術或重復報道的文獻。
1.2 檢索策略
兩名評價員獨立檢索 PubMed、EMBASE、The Cochrane Library、中國知網（知網）、萬方和維普信息資源系統（維普）數據庫。檢索時限：1998 年 1 月至 2020 年 5 月。中文以“先天性巨結腸、經肛門拖出術、微創手術、腹腔鏡和兒童”，英文以“Hirschsprung’s disease、transanal endorectal pull-through、minimally invasive techniques、laparoscopy 和 children”為主題詞及自由詞進行檢索。以上檢索詞分別以“OR”或“AND”進行連接，手工檢索納入文獻的參考文獻作為以上檢索策略的補充。如果文獻提供資料不詳細或缺乏，通過電子郵件聯系通信作者得到所需細節資料，以完善納入研究數據。以 PubMed 數據庫為例，其檢索策略見框 1。
圖1
1.3 數據提取
由兩名評價員采用統一標準獨立完成納入研究中的資料提取，提取完成后兩人將結果進行比對，如出現分歧或疏漏，通過討論或咨詢第三方協助解決。提取的數據包括：研究的基本信息（第一作者和發表年份）、研究的一般情況（包括患兒例數、性別、年齡、隨訪時間、手術方式等）、研究的結局指標（術后小腸結腸炎發生率、術后大便失禁/污糞發生率、術后便秘復發率、術后粘連性腸梗阻發生率和術后吻合口狹窄發生率）。
1.4 文獻質量評價
參考 The Newcastle-Ottaw Scale（NOS）[6-7]文獻質量評價表，對照納入文獻，在選擇、暴露和可比性 3 大類、8 個細節條目方面進行詳細評價。總分為 9 分，4 分及以下表明文獻質量偏低，5 分及以上為高質量文獻[8]。此過程由兩位評價員各自獨立進行，分別記錄研究的一般特征及結局指標，對各自的文獻仔細交叉核對，意見出現分歧通過討論或咨詢第三位研究者協助解決。
1.5 統計學方法
采用 Review Manager（RevMan）5.3 軟件進行數據分析。采用 Cochrane’s Q 檢驗及 I2 統計量進行異質性分析，若 Q 檢驗中 P≥0.05、I2≤50% 代表同質性良好，采用固定效應模型；若 Q 檢驗中 P<0.05、I2>50%，則采用隨機效應模型。計數資料采用比值比（odds ratio，OR）為效應指標，各效應值均以點估計值及 95%CI（confidence interval）表示。對于異質性較大的合并結果采用逐一排除法進行敏感性分析；同時使用漏斗圖聯合 Egger’s 及 Begg’s 檢驗對納入文獻進行發表偏倚檢驗，其中 Egger’s 及 Begg’s 檢驗由 Stata 14.0 軟件完成。檢驗水準 α=0.05。
2 結果
2.1 文獻檢索結果
通過檢索多個數據庫共獲得相關文獻 204 篇，剔除在各數據庫重復發表的文獻后獲得 158 篇；通過對文獻題名及摘要的閱讀，剔除無關研究后獲得 36 篇；根據文獻的納入與排除標準閱讀全文復篩，其中 2 篇文獻因系同一中心的研究結果，所以僅取其數據較為完整且評分較高者予以納入，最終共8 篇[9-16]文獻用于本 meta 分析，文獻篩選流程及結果見圖1。
圖1
示文獻篩選流程及結果
2.2 納入文獻的基本特征
本研究共納入 8 篇原始文獻，均為回顧性隊列研究，其中英文文獻 7 篇，中文文獻 1 篇。HD 根治術患兒共計 702 例，其中 TERPT 組 335 例，LAEPT 組 367 例。將納入研究的一般人口統計學特征、隨訪時間、手術方式、各結局指標、NOS 質量評價結果等情況進行統計歸納，見表1。
表1
納入文獻的基本特征
2.3 meta 分析結果
2.3.1 術后大便失禁/污糞
共有 4 項[10, 13, 15-16]研究對術后并發大便失禁/污糞進行了分析，異質性檢驗結果提示各研究間無明顯異質性（χ2=2.72，P=0.44，I2=0），故采用固定效應模型進行效應量合并及結果分析。結果表明，與 LAEPT 組相比，TERPT 組的術后大便失禁/污糞的發生率較低，差異有統計學意義 ［OR=0.20，95%CI（0.07，0.54），P=0.001］。見圖2。
圖2
示術后大便失禁/污糞發生率 meta 分析的森林圖
2.3.2 術后小腸結腸炎
共有 7 項[9-12, 14-16]研究對術后小腸結腸炎進行了分析，異質性檢驗結果提示各研究間無明顯異質性（χ2=6.92，P=0.33，I2=13%），故采用固定效應模型進行效應量合并及結果分析。結果表明，與 LAEPT 組相比，TERPT 組的小腸結腸炎發生率的差異無統計學意義 ［OR=1.01，95%CI（0.59，1.75），P=0.96］。見圖3。
圖3
示術后小腸結腸炎發生率 meta 分析的森林圖
2.3.3 術后便秘復發
共有 4 項[10, 13, 15-16]研究對術后便秘復發進行了分析，異質性檢驗結果提示各研究間無明顯異質性（χ2=1.31，P=0.73，I2=0），故采用固定效應模型進行效應量合并及結果分析。結果表明，與 LAEPT 組相比，TERPT 組的術后便秘復發的發生率較高，差異有統計學意義［OR=2.39，95%CI（1.05，5.42），P=0.04］。見圖4。
圖4
示術后便秘復發發生率 meta 分析的森林圖
2.3.4 術后粘連性腸梗阻
共有 3 項[11-12, 16]研究分析了術后粘連性腸梗阻，異質性檢驗結果提示各研究間無明顯異質性（χ2=0.54，P=0.76，I2=0），故采用固定效應模型進行效應量合并及結果分析。結果表明，與 LAEPT 組相比，TERPT 組粘連性腸梗阻發生率的差異無統計學意義 ［OR=0.74，95%CI（0.28，1.95），P=0.54］。見圖5。
圖5
示術后粘連性腸梗阻發生率 meta 分析的森林圖
2.3.5 術后吻合口狹窄
共有 4 項[9-12]研究對術后吻合口狹窄進行了分析，異質性檢驗結果提示各研究間無明顯異質性（χ2=1.52，P=0.68，I2=0），故采用固定效應模型進行效應量合并及結果分析。結果表明，與 LAEPT 組相比，TERPT 組吻合口狹窄發生率的差異無統計學意義［OR=1.14，95%CI（0.51，2.56），P=0.74］。見圖6。
圖6
示術后吻合口狹窄發生率 meta 分析的森林圖
2.4 發表偏倚評估和敏感性分析
當漏斗圖納入研究不少于 7 篇時，其評價發表偏倚的結果才較為準確[17]。本研究中僅有術后小腸結腸炎發生率的 meta 分析納入了 7 篇研究，其余術后效應指標納入文獻數僅 4 篇及以下，因此本研究僅評價術后小腸結腸炎發生率的發表偏倚，結果見圖7。由圖7 可見，漏斗圖豎線兩邊的研究點基本左右對稱，提示無明顯發表偏倚，結論較為可靠。Egger’s 和 Begg’s 檢驗結果同樣顯示，術后小腸結腸炎合并效應量間無明顯發表偏倚（PEgger=0.376；PBegg=0.452），表明結果較為穩健可信。
圖7
示術后小腸結腸炎發生率的漏斗圖
當異質性檢驗提示納入研究間有顯著異質性時可以進行敏感性分析，這時的敏感性分析是分析異質性的一種間接方法。本研究各種術后結局指標的 meta 分析均未顯示明顯異質性，因此未引入敏感性分析探索異質性來源。
3 討論
HD 作為常見的胃腸道發育畸形，是引起小兒消化道梗阻、腹脹和便秘的重要原因之一[18-19]。重癥患兒還可出現結腸炎、脫水、酸中毒等癥狀，嚴重者可導致患兒死亡[20]。因此一旦確診后應盡快接受正規治療，越早手術，患兒預后越好。治療 HD 患兒的主要目標是對缺乏神經節細胞的痙攣段及神經節細胞變性的移行段的徹底切除，同時需切除部分近端擴張段的腸管，下拉吻合正常含神經節細胞的腸管。
隨著診斷水平、麻醉技術的進步以及小兒腔鏡器械的發展，HD 的治療進入了以 LAEPT 和 TERPT為代表的微創時代[21]。腹腔鏡輔助下 Swenson、Duhamel、Soave 手術等被相繼報道，取得良好的近、遠期療效；完全經肛門手術因創傷小、無瘢痕和恢復快，受到越來越多醫生的青睞，但是兩種微創治療手段比較療效的研究尚不多，臨床結論各異。
本研究共納入 8 篇國內外關于兩種微創手術治療 HD 的對比研究文獻，由于 HD 的術后并發癥多樣，納入的研究僅討論了其主要術后結局指標和部分次要術后結局指標。Q 檢驗及 I2 統計量顯示，各項納入研究之間未見明顯異質性，因此結果中未引入敏感性分析。隨著手術技術的進步，HD 的治療水平不斷提高，患兒的病死率明顯下降，但術后排便功能異常在一定程度上增加了患兒的痛苦，是 HD 治療中應關注的主要問題[22]。術后有無便秘、污糞及大便失禁是評價 HD 根治術后排便功能的主要指標，同時也是關乎患兒未來生活質量的重要評判標準[23-24]。本 meta 分析結果顯示，TERPT 術后大便失禁/污糞發生率較 LAEPT 低（P=0.001）。但 4 篇納入研究的隨訪時間差異較大，從術后 3 個月到術后 10 年不等。筆者認為，臨床上對大便失禁/污糞的評估需要足夠長的隨訪時間。Rintala 等[25]的研究同樣表明，HD 術后排便功能會隨著患兒年齡的增長逐步改善，過程可持續到青春期。同時各個研究單位對大便失禁/污糞的定義不同可能對結果有所影響。Ishikawa 等[15]將術后第 3 年隨訪時，每周污糞超過 1 次定義為大便失禁/污糞。Guerra等[11]認為，大便失禁需由外科臨床醫生作出診斷，且被診斷對象需大于 4 歲，并需記錄在臨床病歷中。Dahal 等[13]采用自制評價量表評價排便功能，對年齡大于 3 歲的患兒進行隨訪研究，其中 10 分定義為正常，6～9 分定義為良好，3～5 分定義為一般，0～2 分定義為差。Dahal 等[13]的研究結果同樣表明，LAEPT 較 TERPT 有更高的大便失禁/污糞發生率，其解釋可能是因為 LAEPT 主要用于長段型 HD 的治療。
有 4 篇文獻對術后便秘復發率進行了統計分析，meta 分析結果顯示，TERPT 組術后便秘復發率高于 LAEPT 組（P=0.04）。對于患兒術后便秘復發的評估同樣需要足夠長的隨訪時間，需至患兒有能力交流問題和按照指令行動時，同時結論還受各研究單位對術后便秘復發的定義不同的影響，本 meta 分析納入 4 篇文獻的隨訪時間同樣是從術后 3 個月到術后 10 年不等。Ishikawa 等[15]將術后 3 年評估時，需要行直腸肛管括約肌切除才能緩解癥狀的患兒定義為便秘復發。Zheng 等[10]的隨訪信息來自門診就診記錄和電話調查問卷的反饋，對術后大于3 歲的患兒采用改進的 12 項長期預后問卷評分法進行排便功能評分。其余研究未對術后便秘復發標準進行詳細描述。Menezes 等[26]對 HD 術后患者進行了長達 28 年的隨訪研究，報道了術后便秘復發的發生率高達 40%。Zheng 等[10]的研究顯示，LAEPT 術后便秘復發的發生率低于 TERPT 組，其 logistic 回歸分析表明了切除腸管過少是便秘復發的危險因素。筆者認為，腹腔鏡輔助下分離直腸，縮短了肛門解剖時間，減輕了對肛門括約肌的損傷，從而降低了術后便秘復發的發生率；同時腹腔鏡下更容易判斷病變范圍，防止術后病變腸管殘留，在吻合時可以直視下避免結腸扭轉，這些都可能是 LAEPT 術后便秘復發率低的主要原因。
小腸結腸炎是 HD 術后最嚴重的并發癥，往往病情非常兇險，若治療不及時或不適當可導致死亡[27-28]。有 7 篇文獻對術后小腸結腸炎的發生情況進行了統計，meta 分析的結果顯示，兩種術式對比差異無統計學意義（P=0.96）。納入研究中描述的術后小腸結腸炎的發生率為 3%~29%，與 Nakamura 等[29]報道的術后小腸結腸炎的發生率 2%~35% 基本一致。關于次要術后結局指標，本 meta 分析結果顯示，TERPT 術后粘連性腸梗阻及吻合口狹窄的發生率與 LAEPT 相比差異無統計學意義（P>0.05）。粘連性腸梗阻是一種潛在性的終生并發癥，有可能需要數年才會有表現，未來仍需更長時間的隨訪研究。術后吻合口狹窄發生率受手術醫生經驗、術后家屬及患兒配合度，以及患兒個人體質原因的影響，因此未來可能應該采用其他較為客觀和標準的評價方式來評價術后效果指標。其他關于術后并發癥的結局指標如術后吻合口漏發生率、術后肛周皮膚炎發生率、術后死亡率等由于原始研究數據缺失，無法作出評價。
雖然本研究制定了嚴格的納入和排除標準，且對術后小腸結腸炎的結局指標進行了偏倚風險評價，但依舊存在以下局限性。① 發表偏倚：納入的研究均為非隨機對照研究，且總體質量不是很高，均存在增大研究偏倚、夸大效應量的可能，得出的結論需進一步驗證；② 語種偏倚：檢索數據庫時語種僅僅局限為英語和漢語，勢必會漏檢其他語種中關于兩種手術的對比研究；③ 缺乏長期隨訪結果，部分研究隨訪時間較短，這使得評估術后排便功能如術后大便失禁/污糞和便秘復發發生率的可靠性降低；④ 存在其他混雜因素，如術后大便失禁/污糞、術后便秘復發等主要術后結局指標僅納入了 4 篇文獻，因此本研究只能繪制術后小腸結腸炎發病率的漏斗圖以評估發表偏倚；⑤ 納入文獻中患兒年齡范圍不等，生理機能差異明顯，研究中未能分析年齡因素對手術效果的影響。
綜上所述，本研究納入的 8 篇文獻在結局指標評估標準和隨訪時間上差異很大，應謹慎解釋 meta 分析的合并結果。本研究結果表明，與 LAEPT 相比，TERPT 可降低術后大便失禁/污糞發生率，但術后便秘復發率較高；兩種術式治療 HD 具有相似的術后小腸結腸炎、吻合口狹窄及粘連性腸梗阻發生率。本 meta 分析尚存在一定不足，所得結論僅供臨床醫生參考，更可靠和穩定的結論未來仍然需要多中心大樣本的前瞻性隊列研究去獲得，同時需要對排便功能進行更長時間的隨訪。
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，我們無相互競爭的利益。
作者貢獻聲明：王樾和李巍松負責論文選題、數據分析及論文撰寫，黃冉和李濤負責文獻收集和資料與數據的提取，吳文涌對文章的設計、撰寫和修改給予指導。
自從丹麥兒科醫生 Harald Hirschsprung 于 1888 年首次對先天性巨結腸（Hirschsprung’s disease，HD）進行描述以來，關于該疾病最合適手術方式的爭論一直不斷[1]。1948 年 Swenson 和 Bill 等首次描述了開腹切除痙攣段腸管和近端異常腸管后[2]，隨后許多手術在此基礎上加以改良，逐漸形成了 Soave 手術（直腸黏膜切除和結腸鞘內拖出術）、Duhamel 手術（結腸直腸切除直腸后吻合術）、Rehbein 手術（經腹結腸直腸切除術）等。隨著治療技術和理念的不斷發展，到了 20 世紀 80 年代，一期根治術成為新的標準，逐漸取代了傳統的二期或三期拖出術。自 20 世紀 90 年代初微創手術逐漸開始用于 HD 的治療[3]，再到后來至 1998 年墨西哥外科醫生 De la Torre-Mondragón 等[4]首次報道完全經肛門拖出術（TERPT）治療常見型 HD，治療 HD 的手術方式更加豐富和多樣化。以腹腔鏡和完全經肛門手術為代表的微創外科技術在我國從探索，經過快速發展，到如今已基本成熟[5]。目前國內外臨床廣泛應用 TERPT 和腹腔鏡輔助拖出術（LAEPT）根治 HD，但關于兩種術式的對比研究尚不多，對其術后臨床療效的評價結果各異。國內也有研究對該兩種術式的臨床療效進行系統綜述，但納入的中文文獻大多數為非核心期刊收錄，資料不完整，納入的英文文獻也不全面。本研究旨在用循證醫學的方法評價 TERPT 和 LAEPT 治療 HD 的療效，以期獲得客觀評價。
1 資料與方法
1.1 文獻納入和排除標準
1.1.1 研究類型
公開發表的隊列研究，發表語言限于中英文。
1.1.2 研究對象
0～14 歲所有 HD 分型的患兒，術前或術后病理學檢查確診為 HD。
1.1.3 結局指標
結局指標包括：術后大便失禁/污糞、術后小腸結腸炎、術后便秘復發、術后粘連性腸梗阻和術后吻合口狹窄發生率。
1.1.4 干預措施
患者接受 TERPT 或 LAEPT。TERPT 定義為單純經肛門手術操作，無需開腹，不用腹腔鏡。LAEPT 定義為用腹腔鏡技術從腹腔游離無神經節細胞的直腸和結腸，再經肛門以類似 TERPT 的方式分離直腸黏膜。
1.1.5 排除標準
排除符合以下任意 1 條標準的研究：① 個案報道、綜述或系統綜述、動物實驗和會議記錄；② 研究對象包含有 HD 同源病的患者，其癥狀酷似 HD，包括神經節細胞減少癥、神經節細胞未成熟癥、神經節細胞發育不良、腸神經元發育異常等；③ 合并嚴重影響手術效果的先天畸形，如泌尿生殖系統畸形、神經系統畸形、脊柱畸形等；④ 僅探討單一治療方式、研究數據不完整、無法利用的文獻；⑤ 再次行 HD 根治術或重復報道的文獻。
1.2 檢索策略
兩名評價員獨立檢索 PubMed、EMBASE、The Cochrane Library、中國知網（知網）、萬方和維普信息資源系統（維普）數據庫。檢索時限：1998 年 1 月至 2020 年 5 月。中文以“先天性巨結腸、經肛門拖出術、微創手術、腹腔鏡和兒童”，英文以“Hirschsprung’s disease、transanal endorectal pull-through、minimally invasive techniques、laparoscopy 和 children”為主題詞及自由詞進行檢索。以上檢索詞分別以“OR”或“AND”進行連接，手工檢索納入文獻的參考文獻作為以上檢索策略的補充。如果文獻提供資料不詳細或缺乏，通過電子郵件聯系通信作者得到所需細節資料，以完善納入研究數據。以 PubMed 數據庫為例，其檢索策略見框 1。
圖1
1.3 數據提取
由兩名評價員采用統一標準獨立完成納入研究中的資料提取，提取完成后兩人將結果進行比對，如出現分歧或疏漏，通過討論或咨詢第三方協助解決。提取的數據包括：研究的基本信息（第一作者和發表年份）、研究的一般情況（包括患兒例數、性別、年齡、隨訪時間、手術方式等）、研究的結局指標（術后小腸結腸炎發生率、術后大便失禁/污糞發生率、術后便秘復發率、術后粘連性腸梗阻發生率和術后吻合口狹窄發生率）。
1.4 文獻質量評價
參考 The Newcastle-Ottaw Scale（NOS）[6-7]文獻質量評價表，對照納入文獻，在選擇、暴露和可比性 3 大類、8 個細節條目方面進行詳細評價。總分為 9 分，4 分及以下表明文獻質量偏低，5 分及以上為高質量文獻[8]。此過程由兩位評價員各自獨立進行，分別記錄研究的一般特征及結局指標，對各自的文獻仔細交叉核對，意見出現分歧通過討論或咨詢第三位研究者協助解決。
1.5 統計學方法
采用 Review Manager（RevMan）5.3 軟件進行數據分析。采用 Cochrane’s Q 檢驗及 I2 統計量進行異質性分析，若 Q 檢驗中 P≥0.05、I2≤50% 代表同質性良好，采用固定效應模型；若 Q 檢驗中 P<0.05、I2>50%，則采用隨機效應模型。計數資料采用比值比（odds ratio，OR）為效應指標，各效應值均以點估計值及 95%CI（confidence interval）表示。對于異質性較大的合并結果采用逐一排除法進行敏感性分析；同時使用漏斗圖聯合 Egger’s 及 Begg’s 檢驗對納入文獻進行發表偏倚檢驗，其中 Egger’s 及 Begg’s 檢驗由 Stata 14.0 軟件完成。檢驗水準 α=0.05。
2 結果
2.1 文獻檢索結果
通過檢索多個數據庫共獲得相關文獻 204 篇，剔除在各數據庫重復發表的文獻后獲得 158 篇；通過對文獻題名及摘要的閱讀，剔除無關研究后獲得 36 篇；根據文獻的納入與排除標準閱讀全文復篩，其中 2 篇文獻因系同一中心的研究結果，所以僅取其數據較為完整且評分較高者予以納入，最終共8 篇[9-16]文獻用于本 meta 分析，文獻篩選流程及結果見圖1。
圖1
示文獻篩選流程及結果
2.2 納入文獻的基本特征
本研究共納入 8 篇原始文獻，均為回顧性隊列研究，其中英文文獻 7 篇，中文文獻 1 篇。HD 根治術患兒共計 702 例，其中 TERPT 組 335 例，LAEPT 組 367 例。將納入研究的一般人口統計學特征、隨訪時間、手術方式、各結局指標、NOS 質量評價結果等情況進行統計歸納，見表1。
表1
納入文獻的基本特征
2.3 meta 分析結果
2.3.1 術后大便失禁/污糞
共有 4 項[10, 13, 15-16]研究對術后并發大便失禁/污糞進行了分析，異質性檢驗結果提示各研究間無明顯異質性（χ2=2.72，P=0.44，I2=0），故采用固定效應模型進行效應量合并及結果分析。結果表明，與 LAEPT 組相比，TERPT 組的術后大便失禁/污糞的發生率較低，差異有統計學意義 ［OR=0.20，95%CI（0.07，0.54），P=0.001］。見圖2。
圖2
示術后大便失禁/污糞發生率 meta 分析的森林圖
2.3.2 術后小腸結腸炎
共有 7 項[9-12, 14-16]研究對術后小腸結腸炎進行了分析，異質性檢驗結果提示各研究間無明顯異質性（χ2=6.92，P=0.33，I2=13%），故采用固定效應模型進行效應量合并及結果分析。結果表明，與 LAEPT 組相比，TERPT 組的小腸結腸炎發生率的差異無統計學意義 ［OR=1.01，95%CI（0.59，1.75），P=0.96］。見圖3。
圖3
示術后小腸結腸炎發生率 meta 分析的森林圖
2.3.3 術后便秘復發
共有 4 項[10, 13, 15-16]研究對術后便秘復發進行了分析，異質性檢驗結果提示各研究間無明顯異質性（χ2=1.31，P=0.73，I2=0），故采用固定效應模型進行效應量合并及結果分析。結果表明，與 LAEPT 組相比，TERPT 組的術后便秘復發的發生率較高，差異有統計學意義［OR=2.39，95%CI（1.05，5.42），P=0.04］。見圖4。
圖4
示術后便秘復發發生率 meta 分析的森林圖
2.3.4 術后粘連性腸梗阻
共有 3 項[11-12, 16]研究分析了術后粘連性腸梗阻，異質性檢驗結果提示各研究間無明顯異質性（χ2=0.54，P=0.76，I2=0），故采用固定效應模型進行效應量合并及結果分析。結果表明，與 LAEPT 組相比，TERPT 組粘連性腸梗阻發生率的差異無統計學意義 ［OR=0.74，95%CI（0.28，1.95），P=0.54］。見圖5。
圖5
示術后粘連性腸梗阻發生率 meta 分析的森林圖
2.3.5 術后吻合口狹窄
共有 4 項[9-12]研究對術后吻合口狹窄進行了分析，異質性檢驗結果提示各研究間無明顯異質性（χ2=1.52，P=0.68，I2=0），故采用固定效應模型進行效應量合并及結果分析。結果表明，與 LAEPT 組相比，TERPT 組吻合口狹窄發生率的差異無統計學意義［OR=1.14，95%CI（0.51，2.56），P=0.74］。見圖6。
圖6
示術后吻合口狹窄發生率 meta 分析的森林圖
2.4 發表偏倚評估和敏感性分析
當漏斗圖納入研究不少于 7 篇時，其評價發表偏倚的結果才較為準確[17]。本研究中僅有術后小腸結腸炎發生率的 meta 分析納入了 7 篇研究，其余術后效應指標納入文獻數僅 4 篇及以下，因此本研究僅評價術后小腸結腸炎發生率的發表偏倚，結果見圖7。由圖7 可見，漏斗圖豎線兩邊的研究點基本左右對稱，提示無明顯發表偏倚，結論較為可靠。Egger’s 和 Begg’s 檢驗結果同樣顯示，術后小腸結腸炎合并效應量間無明顯發表偏倚（PEgger=0.376；PBegg=0.452），表明結果較為穩健可信。
圖7
示術后小腸結腸炎發生率的漏斗圖
當異質性檢驗提示納入研究間有顯著異質性時可以進行敏感性分析，這時的敏感性分析是分析異質性的一種間接方法。本研究各種術后結局指標的 meta 分析均未顯示明顯異質性，因此未引入敏感性分析探索異質性來源。
3 討論
HD 作為常見的胃腸道發育畸形，是引起小兒消化道梗阻、腹脹和便秘的重要原因之一[18-19]。重癥患兒還可出現結腸炎、脫水、酸中毒等癥狀，嚴重者可導致患兒死亡[20]。因此一旦確診后應盡快接受正規治療，越早手術，患兒預后越好。治療 HD 患兒的主要目標是對缺乏神經節細胞的痙攣段及神經節細胞變性的移行段的徹底切除，同時需切除部分近端擴張段的腸管，下拉吻合正常含神經節細胞的腸管。
隨著診斷水平、麻醉技術的進步以及小兒腔鏡器械的發展，HD 的治療進入了以 LAEPT 和 TERPT為代表的微創時代[21]。腹腔鏡輔助下 Swenson、Duhamel、Soave 手術等被相繼報道，取得良好的近、遠期療效；完全經肛門手術因創傷小、無瘢痕和恢復快，受到越來越多醫生的青睞，但是兩種微創治療手段比較療效的研究尚不多，臨床結論各異。
本研究共納入 8 篇國內外關于兩種微創手術治療 HD 的對比研究文獻，由于 HD 的術后并發癥多樣，納入的研究僅討論了其主要術后結局指標和部分次要術后結局指標。Q 檢驗及 I2 統計量顯示，各項納入研究之間未見明顯異質性，因此結果中未引入敏感性分析。隨著手術技術的進步，HD 的治療水平不斷提高，患兒的病死率明顯下降，但術后排便功能異常在一定程度上增加了患兒的痛苦，是 HD 治療中應關注的主要問題[22]。術后有無便秘、污糞及大便失禁是評價 HD 根治術后排便功能的主要指標，同時也是關乎患兒未來生活質量的重要評判標準[23-24]。本 meta 分析結果顯示，TERPT 術后大便失禁/污糞發生率較 LAEPT 低（P=0.001）。但 4 篇納入研究的隨訪時間差異較大，從術后 3 個月到術后 10 年不等。筆者認為，臨床上對大便失禁/污糞的評估需要足夠長的隨訪時間。Rintala 等[25]的研究同樣表明，HD 術后排便功能會隨著患兒年齡的增長逐步改善，過程可持續到青春期。同時各個研究單位對大便失禁/污糞的定義不同可能對結果有所影響。Ishikawa 等[15]將術后第 3 年隨訪時，每周污糞超過 1 次定義為大便失禁/污糞。Guerra等[11]認為，大便失禁需由外科臨床醫生作出診斷，且被診斷對象需大于 4 歲，并需記錄在臨床病歷中。Dahal 等[13]采用自制評價量表評價排便功能，對年齡大于 3 歲的患兒進行隨訪研究，其中 10 分定義為正常，6～9 分定義為良好，3～5 分定義為一般，0～2 分定義為差。Dahal 等[13]的研究結果同樣表明，LAEPT 較 TERPT 有更高的大便失禁/污糞發生率，其解釋可能是因為 LAEPT 主要用于長段型 HD 的治療。
有 4 篇文獻對術后便秘復發率進行了統計分析，meta 分析結果顯示，TERPT 組術后便秘復發率高于 LAEPT 組（P=0.04）。對于患兒術后便秘復發的評估同樣需要足夠長的隨訪時間，需至患兒有能力交流問題和按照指令行動時，同時結論還受各研究單位對術后便秘復發的定義不同的影響，本 meta 分析納入 4 篇文獻的隨訪時間同樣是從術后 3 個月到術后 10 年不等。Ishikawa 等[15]將術后 3 年評估時，需要行直腸肛管括約肌切除才能緩解癥狀的患兒定義為便秘復發。Zheng 等[10]的隨訪信息來自門診就診記錄和電話調查問卷的反饋，對術后大于3 歲的患兒采用改進的 12 項長期預后問卷評分法進行排便功能評分。其余研究未對術后便秘復發標準進行詳細描述。Menezes 等[26]對 HD 術后患者進行了長達 28 年的隨訪研究，報道了術后便秘復發的發生率高達 40%。Zheng 等[10]的研究顯示，LAEPT 術后便秘復發的發生率低于 TERPT 組，其 logistic 回歸分析表明了切除腸管過少是便秘復發的危險因素。筆者認為，腹腔鏡輔助下分離直腸，縮短了肛門解剖時間，減輕了對肛門括約肌的損傷，從而降低了術后便秘復發的發生率；同時腹腔鏡下更容易判斷病變范圍，防止術后病變腸管殘留，在吻合時可以直視下避免結腸扭轉，這些都可能是 LAEPT 術后便秘復發率低的主要原因。
小腸結腸炎是 HD 術后最嚴重的并發癥，往往病情非常兇險，若治療不及時或不適當可導致死亡[27-28]。有 7 篇文獻對術后小腸結腸炎的發生情況進行了統計，meta 分析的結果顯示，兩種術式對比差異無統計學意義（P=0.96）。納入研究中描述的術后小腸結腸炎的發生率為 3%~29%，與 Nakamura 等[29]報道的術后小腸結腸炎的發生率 2%~35% 基本一致。關于次要術后結局指標，本 meta 分析結果顯示，TERPT 術后粘連性腸梗阻及吻合口狹窄的發生率與 LAEPT 相比差異無統計學意義（P>0.05）。粘連性腸梗阻是一種潛在性的終生并發癥，有可能需要數年才會有表現，未來仍需更長時間的隨訪研究。術后吻合口狹窄發生率受手術醫生經驗、術后家屬及患兒配合度，以及患兒個人體質原因的影響，因此未來可能應該采用其他較為客觀和標準的評價方式來評價術后效果指標。其他關于術后并發癥的結局指標如術后吻合口漏發生率、術后肛周皮膚炎發生率、術后死亡率等由于原始研究數據缺失，無法作出評價。
雖然本研究制定了嚴格的納入和排除標準，且對術后小腸結腸炎的結局指標進行了偏倚風險評價，但依舊存在以下局限性。① 發表偏倚：納入的研究均為非隨機對照研究，且總體質量不是很高，均存在增大研究偏倚、夸大效應量的可能，得出的結論需進一步驗證；② 語種偏倚：檢索數據庫時語種僅僅局限為英語和漢語，勢必會漏檢其他語種中關于兩種手術的對比研究；③ 缺乏長期隨訪結果，部分研究隨訪時間較短，這使得評估術后排便功能如術后大便失禁/污糞和便秘復發發生率的可靠性降低；④ 存在其他混雜因素，如術后大便失禁/污糞、術后便秘復發等主要術后結局指標僅納入了 4 篇文獻，因此本研究只能繪制術后小腸結腸炎發病率的漏斗圖以評估發表偏倚；⑤ 納入文獻中患兒年齡范圍不等，生理機能差異明顯，研究中未能分析年齡因素對手術效果的影響。
綜上所述，本研究納入的 8 篇文獻在結局指標評估標準和隨訪時間上差異很大，應謹慎解釋 meta 分析的合并結果。本研究結果表明，與 LAEPT 相比，TERPT 可降低術后大便失禁/污糞發生率，但術后便秘復發率較高；兩種術式治療 HD 具有相似的術后小腸結腸炎、吻合口狹窄及粘連性腸梗阻發生率。本 meta 分析尚存在一定不足，所得結論僅供臨床醫生參考，更可靠和穩定的結論未來仍然需要多中心大樣本的前瞻性隊列研究去獲得，同時需要對排便功能進行更長時間的隨訪。
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，我們無相互競爭的利益。
作者貢獻聲明：王樾和李巍松負責論文選題、數據分析及論文撰寫，黃冉和李濤負責文獻收集和資料與數據的提取，吳文涌對文章的設計、撰寫和修改給予指導。
