飛秒激光小切口角膜基質透鏡取出術中旋轉補償對散光矯正療效的Meta分析

陸志峰,王子辰,陸嘉君,周佳佳,俞 瑩,梁 舒

0 引言

飛秒激光小切口角膜基質透鏡取出術(small incision lenticule extraction, SMILE)自2011年首次應用于臨床以來,其在矯正近視和近視散光中展現出良好的安全性、有效性和可預測性[1-3]。然而,不同于目前大多數準分子激光手術平臺所擁有的瞳孔主動追蹤或虹膜定位等功能,VisuMAX飛秒激光系統缺乏眼球識別系統,無法對患者在手術過程中由于體位或頭位變化所引起的眼球旋轉進行補償[4],這一點被認為是SMILE手術的局限性。研究表明,當眼球的旋轉超過2°且并未進行補償時,可能會導致嚴重的散光欠矯、增加角膜像差等影響[5-6],因此如何補償眼球的旋轉誤差以實現精確的散光矯正仍是SMILE手術面臨的一個困境。在眼球識別系統出現之前,人工角膜緣標記輔助的旋轉補償已經在準分子激光原位角膜磨鑲術(laser-assistedinsitukeratomileusis,LASIK)中進行了精確的軸向對齊和散光矯正,并為術后患者提供了更好的視覺效果[7]。Ganesh等[8]在2017年首次評估了這一旋轉補償法在SMILE手術中的應用,并認為是安全有效的,但其未設立非旋轉補償的SMILE對照組進行比較。本文將通過Meta分析,進一步明確旋轉補償的應用在SMILE手術后矯正散光的療效,為臨床工作中的手術治療方案提供參考。

1 資料和方法

1.1 資料

1.1.1 檢索策略檢索PubMed、Web of Science、EMBASE、Cochrane數據庫中的英文文獻,以及CNKI、VIP、CBM和Wan Fang Data數據庫中的中文文獻,收集國內外期刊發表的關于SMILE中有無旋轉補償對散光矯正療效的臨床對照研究,檢索時間為2010-01/2022-08。英文關鍵詞為“SMILE”“astigmatism”“cyclotorsion compensation”“limbal making”,中文關鍵詞為“飛秒激光小切口角膜基質透鏡取出術”“散光”“旋轉補償”“角膜緣標記”。檢索完成后閱讀已納入文章的參考文獻,補充并納入相關研究。

1.1.2 納入標準(1)研究對象:近視散光患者(術前散光度數≥-0.25DC);(2)年齡≥18歲;(3)試驗組:SMILE術中進行旋轉補償;對照組:SMILE術中未進行旋轉補償;(4)研究設計:隨機對照試驗(randomized controlled trails,RCT)或對照試驗(controlled trails,CT);(5)研究中至少包括以下結局指標之一:術后裸眼遠視力(uncorrected distance visual acuity, UDVA);術后殘余散光度數;矢量分析法用于衡量散光矯正效果的指標,包括誤差角度的絕對值(angle of error,|AE|):手術矯正散光的軸向與預期的誤差絕對值;誤差大小(magnitude error,ME):手術矯正散光與預期的算數差值;術后總高階像差(higher-order aberrations,HOAs)、術后球差、術后彗差。

1.1.3 排除標準(1)會議、綜述和病例報告等相關文獻;(2)內容相同的文獻;(3)研究中未設立對照組;(4)非中英文文獻;(5)結局指標無法提取或推算。

1.2 方法

1.2.1 文獻篩選及質量評估兩名研究者按照納入標準和排除標準獨立完成所有文獻的篩選和質量評估,當出現疑義時,通過閱讀全文并討論達成一致或由第3名研究者進行評判。對本研究中的隨機對照試驗使用“Cochrane偏倚風險評估工具”進行質量評估,對于對照試驗使用Newscaster Ottawa Scale(NOS)量表進行評估,滿分為9分,低質量:0～3分;中等質量:4～6分;高質量:7～9分。

1.2.2 數據提取兩名研究者獨立完成納入文獻數據的提取并錄入表格,內容包括第一作者、發表時間、國家和地區、研究設計類型、研究對象的基線特征、干預措施、相關結局指標、隨訪時間,必要時需聯系原作者以獲取原始數據,交叉比較后若存在分歧則由第3名研究者協調處理。

統計學分析:使用Stata16.0進行統計學分析。連續性變量效應值使用加權均數差(weighed mean difference,WMD),二分類變量使用比值比(odds ratio,OR),計算95%置信區間(confidence intervals,CI)并制作森林圖。使用I2檢驗來定量評估納入研究的異質性。對異質性低(I2≤50%,P≥0.1)的研究使用固定效應模型進行分析,對異質性高(I2>50%,P<0.1)的研究使用隨機效應模型,并設立亞組進一步分析異質性來源。Egger檢驗用于評估所納入文獻的發表偏倚。檢驗水準:α=0.05。

2 結果

2.1 文獻篩選流程經過初篩后共計得到142篇文獻,去重后剩余86篇。閱讀標題和摘要后排除54篇不相關文獻。余下文獻進行全文閱讀后,排除25篇文獻,最終得到7篇[9-15]文獻。文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選流程。

2.2 納入文獻的基本特征和質量評價納入文獻[9-15]的基本特征見表1。對納入的4篇隨機對照研究使用Cochrane偏倚風險評估工具進行質量評估,均具有較高質量,見圖2。對納入的3篇非隨機對照研究采用NOS量表進行質量評估,均為高質量,見表2。

圖2 RCT文獻偏倚風險圖。

表1 納入文獻的基本特征

2.3Meta分析結果

2.3.1 兩組患者術后UDVA比較的Meta分析結果納入的7篇文獻[9-15]報道UDVA,Meta分析結果顯示各研究結果之間異質性較高(I2=57.24%,P=0.03),采用隨機效應模型,兩組患者術后UDVA比較差異無統計學意義(WMD=0.00,95%CI：-0.02～0.01,P=0.54)。根據隨訪時間不同分為隨訪3mo[10,12-15]和隨訪6mo亞組[9,11]進行分析,異質性下降。隨訪3mo亞組間[10,12-15]無異質性(I2=20.97%,P=0.28),兩組患者術后UDVA比較差異無統計學意義(WMD=0.00,95%CI：-0.01～0.02,P=0.46)。隨訪6mo亞組間[9,11]無異質性(I2=0%,P=0.59),Meta分析結果顯示試驗組術后UDVA優于對照組,差異具有統計學意義(WMD=-0.05,95%CI：-0.08～-0.01,P=0.01),見圖3。

圖3 兩組患者術后UDVA比較的Meta分析結果。

2.3.2 兩組患者術后殘余散光比較的Meta分析結果

2.3.2.1兩組患者術后殘余散光度數比較的Meta分析結果納入文獻中有6篇文獻[9-14]報道術后殘余的散光度數,結果顯示各研究之間異質性較高(I2=78.77%,P<0.01), 采用隨機效應模型,Meta分析結果顯示兩組患者術后殘余散光度數比較差異無統計學意義(WMD=0.08,95%CI：-0.02～0.18,P=0.10)。根據隨訪時間不同分為隨訪3mo[10,12-14]和隨訪6mo亞組[9,11]進行分析,異質性下降。隨訪3mo亞組間[10,12-14]異質性仍較高(I2=51.41%,P=0.10),兩組患者術后殘余散光度數比較差異無統計學意義(WMD=0.02,95%CI：-0.05～0.09,P=0.55)。隨訪6mo亞組間[9,11]無異質性(I2=0%,P=0.69),Meta分析結果顯示試驗組術后殘余散光低于對照組,差異具有統計學意義(WMD=0.27,95%CI：0.17～0.37,P<0.01),見圖4。

圖4 兩組患者術后殘余散光度數比較的Meta分析結果。

2.3.2.2兩組患者術后殘余散光≥1.00D患者比例比較的Meta分析結果納入5篇文獻[9-13]報道術后殘余散光≥1.00D患者比例,結果顯示各研究之間無異質性(I2=0%,P=0.74), 采用固定效應模型,Meta分析結果顯示試驗組術后殘余散光≥1.00D的比例低于對照組,差異有統計學意義(OR=0.17,95%CI：0.06～0.49,P<0.01),見圖5。

圖5 兩組患者術后殘余散光≥1.00D患者比較的Meta分析結果。

2.3.3 兩組患者術后矢量分析散光比較的Meta分析結果

2.3.3.1兩組患者術后|AE|比較的Meta分析結果納入文獻中,有5篇文獻[9,11-14]報道了|AE|,結果顯示各研究之間異質性較高(I2=62.51%,P=0.03),采用隨機效應模型,試驗組|AE|小于對照組,差異有統計學意義(WMD=-1.56,95%CI：-2.68～-0.45,P=0.01)。根據隨訪時間不同分為隨訪3mo[12-14]和隨訪6mo亞組[9,11]進行分析,異質性下降。隨訪3mo亞組間[12-14]無異質性(I2=0%,P=0.46),Meta分析結果顯示試驗組|AE|小于對照組,差異具有統計學意義(WMD=-0.85,95%CI：-1.44～-0.25,P=0.01)。隨訪6mo亞組間[9,11]無異質性(I2=0%,P=0.61),Meta分析結果顯示試驗組|AE|小于對照組,差異具有統計學意義(WMD=-2.67,95%CI：-3.71～-1.63,P<0.01),見圖6。

圖6 兩組患者術后|AE|比較的Meta分析結果。

2.3.3.2兩組患者術后ME比較的Meta分析結果納入文獻中,有4篇文獻[9,11-13]報道了ME,結果顯示各研究之間異質性較高(I2=83.15%,P<0.01),采用隨機效應模型,兩組患者術后ME比較差異無統計學意義(WMD=-0.01,95%CI：-0.14～0.12,P=0.85),見圖7。

圖7 兩組患者術后ME比較的Meta分析結果。

2.3.4 兩組患者術后高階像差比較的Meta分析結果

2.3.4.1兩組患者術后球差比較的Meta分析結果納入文獻中,有3篇文獻[10,13,15]報道術后球差,各研究之間異質性較高(I2=98.40%,P<0.01),采用隨機效應模型,兩組患者術后球差比較差異無統計學意義(WMD=0.03,95%CI：-0.07～0.13,P=0.52),見圖8。通過逐一剔除每篇文獻進行敏感性分析,結果顯示剔除任一文獻后兩組間差異均無統計學意義(P>0.05),見表3,分析其異質性來源可能與檢查設備不同有關。

圖8 兩組患者術后球差比較的Meta分析結果。

2.3.4.2兩組患者術后彗差比較的Meta分析結果納入文獻中,有2篇文獻[10,15]報道術后彗差,結果顯示各研究之間無異質性(I2=0%,P=0.56),采用固定效應模型,試驗組患者術后彗差小于對照組,差異有統計學意義(WMD=-0.06,95%CI：-0.08～-0.04,P<0.01),見圖9。

圖9 兩組患者術后彗差比較的Meta分析結果。

2.3.4.3兩組患者術后總高階像差比較的Meta分析結果納入文獻中,有2篇文獻[10,15]報道了術后總高階像差,結果顯示各研究之間無異質性(I2=0%,P=0.53),采用固定效應模型,試驗組患者術后總高階像差小于對照組,差異有統計學意義(WMD=-0.04,95%CI：-0.06～-0.02,P<0.01),見圖10。

圖10 兩組患者術后總高階像差比較的Meta分析結果。

2.3.5 敏感性分析與發表偏倚對納入文獻數超過2篇的研究進行敏感性分析,結果顯示術后UDVA、殘余散光度數、殘余散光≥1.00D的百分比、|AE|、ME、球差的合并效應結果在剔除文獻前后統計學意義基本一致,提示上述6項合并效應結果具有較好的穩定性,見表3。采用Egger檢驗對納入文獻超過2篇的研究進行發表偏倚檢驗,發現術后UDVA存在一定的發表偏倚,該合并效應量需后期研究進一步證實,其余指標存在發表偏倚的可能性小,見表3。

表3 基于不同Meta分析的敏感性分析和發表偏倚檢驗

3 討論

本研究通過所納入的7篇文獻對SMILE術中應用旋轉補償法對于散光矯正的療效進行評價,結果顯示與對照組相比,術后UDVA、殘余散光度數均無明顯差異,將這兩項結局指標以隨訪時長進行亞組分析發現,異質性下降明顯。術后3mo兩組間無差異,而在術后6mo時試驗組優于對照組,提示SMILE術中旋轉補償可提高UDVA和降低殘余散光,在術后長期可能優于未進行補償的SMILE,但考慮到亞組分析后的納入文獻數量減少,該結論仍需更多長期的研究進行驗證。

目前,SMILE手術是一項較為成熟的角膜屈光手術技術,多項研究已經證明其對于矯正近視及近視散光的有效性和安全性[1,2,16]。然而,其在矯正散光時存在矯正不足的傾向,且當術前散光較大時這種欠矯更為明顯[17-19]。散光矯正不足的原因與眼球旋轉導致的散光軸位偏移有關,當人從直立位到平臥位時由于前庭系統的生理功能會引起眼球不自主的旋轉,稱之為靜態旋轉,Ganesh等[8]研究中高達82%的患者在體位變化時會出現這一現象。此外術中固視不佳也會引起散光軸位的偏移,稱之為動態旋轉[20]。與目前多數準分子激光平臺相比,VisuMax飛秒激光系統由于缺乏眼球識別、追蹤系統,無法在術中對眼球的靜態旋轉進行補償,只能依靠術者的經驗進行主觀的調整,而眼球在負壓環的吸引固定下,動態旋轉對散光矯正的影響理論上而言微乎其微[21]。研究表明,散光患者矯正過程中眼球旋轉4°會產生14%的欠矯,并且隨著旋轉度數增加,散光矯正不足和軸位偏差會成比例增加[6,22]。K?se等[11]研究中發現了74.8%患眼產生3.52°±2.23°的旋轉誤差,以及11.3%的患眼超過5°的誤差,這與Ganesh等[8]研究相似。因此若不對產生的旋轉誤差進行補償,則可能無法實現散光的精確矯正。

在本次Meta分析中,我們通過矢量分析中的|AE|評估散光矯正的角度誤差大小,發現經過旋轉補償后SMILE的|AE|小于對照組,說明主動旋轉補償有效改善了因眼球旋轉引起的散光軸位的偏差。然而誤差大小ME以及殘余散光度數在兩組之間并未表現出差異,Wang等[12]研究也同樣認為雖然SMILE中進行旋轉補償能夠減少殘余散光,但其減少的幅度很小。我們推測是由于眼球旋轉誤差的補償對于低度散光的矯正效果影響較小,對于高度散光影響較大有關,而各項研究均納入了不同程度的散光患者,從而導致這兩項結局指標的合并效應值未出現差異。此外,在殘余散光度數≥1.00D的百分比這個二分類指標中,經旋轉補償后的患者要少于未進行補償的患者,這說明SMILE術中進行旋轉補償能有效降低術后殘余散光≥1.00D的比例,提升了手術的療效,同時也從另一角度驗證了上述推測。

Arba-Mosquera等[6]在先前的研究中報道了眼球旋轉會引入像差的增加,以4°為例的旋轉誤差會增加7%的彗差、21%的三葉草差以及更高階的像差。在本研究中我們發現經旋轉補償的SMILE術后在彗差、總高階像差方面要優于未經補償的SMILE,但在球差上無差異。然而由于報道像差的文獻較少,容易導致研究結果產生誤差,因此該結論仍需高質量的研究進一步分析。

本次Meta分析的研究結果存在一定的局限性:(1)本次搜索文獻的語種限制為中文和英文,對于其他語種的文獻可能存在遺漏;(2)由于納入文獻較少,且均為已發表的文獻,因此存在一定的發表偏倚;(3)納入研究的隨訪時長為3～6mo,缺乏術后散光矯正的長期療效評估。因此,未來需要更多設計完善的大樣本隨機對照試驗進行長期的評估。

綜上所述,對比未進行旋轉補償的SMILE手術,術中進行旋轉補償對于改善眼球旋轉所致的角度誤差、降低術后殘余散光≥1D眼的比例具有更好的效果,研究結果可為SMILE手術精確矯正散光提供建議和指導。