釓塞酸二鈉增強磁共振定量評估肝儲備功能效能的Meta分析
發(fā)布時間：2021-11-14 19:50
研究背景及目的:釓塞酸二鈉（Gadolinium-ethoxybenzyl-diethylenetriamine pentaacetic acid,Gd-EOB-DTPA）是一種新型磁共振對比劑,可被功能性肝細胞特異性攝取,并分泌至膽道系統(tǒng)內(nèi),以膽汁形式排出,因而在肝儲備功能定量評估方面具有潛在的應用價值。近年來諸多研究探討了 Gd-EOB-DTPA增強磁共振的不同參數(shù)在肝儲備功能評估中的特點及應用價值。但由于其有效、準確的評估參數(shù)目前尚存在爭議,本文擬利用meta分析,合并分析不同Gd-EOB-DTPA增強磁共振參數(shù)與肝儲備功能的相關性,進而對比得出具有較高效能的評估參數(shù)。研究方法:（1）確定納入標準:a.研究中納入的患者可有慢性病毒性肝炎、肝硬化、肝臟惡性腫瘤等慢性肝臟疾病;b.以吲哚菁綠15分鐘滯留率（Indocyanine green retention rate at 15 min,ICG-R15）作為肝臟儲備功能評估手段之一;c.磁共振參數(shù)為肝臟相對增強強度（Relative liver enhancement,RLE）,肝-脾信號強度比（Liver-to-spleenra...
【文章來源】：山東大學山東省 211工程院校 985工程院校 教育部直屬院校
【文章頁數(shù)】：59 頁
【學位級別】：碩士
【部分圖文】：
圖１文獻篩選流程??１０??
者共６８１例；ＲＬＥ與ＩＣＧ－Ｒ１５的相??關性研究５項［１２，４１，４５，５（），５７］，納入患者３７３例；ＬＭＲ與ＩＣＧ－Ｒ１５的相關性研宄５??項［１２’４３’５（），５５，５８］，納入患者?３３２?例；ｒｒＴｌ?與?ＩＣＧ－Ｒ１５?的相關性研宄?３?項［１２，４５，５（）］，??納入患者２８６例。入選的研宄發(fā)表于２００９年至２０１８年間，其中１０篇來自日本，??１篇來自韓國，ＱＵＡＤＡＳ－２質(zhì)量評價工具對納入文獻進行質(zhì)量評價，結(jié)果顯示??納入文獻呈低偏倚風險及良好的適用性，詳見圖２。納入研究一般情況詳見表１。??Ｐａｔｉｅｎｔ?Ｓｅｌｅｃｔｉｏｎ??Ｉｎｄｅｘ?Ｔｅｓｔ?１??Ｒｅｆｅｒｅｎｃｅ?Ｓｔａｎｄａｒｄ??Ｆｌｏｗ?Ｔｉｍｉｎｇ??Ｉ?１?１?１?１?Ｉ?ｈ?Ｈ?１?１??０％?２５％?５０％?７５％?１００％?０％?２５％?５０％?７５％?１００％??Ｒｉｓｋ?ｏｆ?Ｂｉａｓ?Ａｐｐｌｉｃａｂｉｌｉｔｙ?Ｃｏｎｃｅｒｎｓ??■?Ｈｉｇｈ?□?Ｕｎｃｌｅａｒ?■?Ｌｏｗ??圖２方法學質(zhì)量圖表，偏倚風險及適用性以百分比表示???表１納入研究的基本特點???納入研究?發(fā)表?國家?患者?平均時間間研宄類型?場強??相關系數(shù)?????例數(shù)?年齡?隔?ＲＬＥ?ＬＳＲ?ＬＭＲ?ｒｒＴｌ??Ｍｏｔｏｓｕｇｉ［４２］?２００９?日本?１２５?６７?１?周?回顧性?１．５?Ｔ?／?－０．４３＋?／?／??Ｉｉｄａ［５８］?２０１１?日本?５６?ＮＲ?ＮＲ?回顧性?ＮＲ?／?／?－０．６１＊?／??Ｃｈｏ［５７］?２０１１?韓國?２９?５７?ＮＲ?回顧性?１
３．３?Ｇｄ－ＥＯＢ－ＤＴＰＡ增強磁共振納入?yún)?shù)與肝儲備功能的相關性??３．３．１?ＲＬＥ與ＩＣＯＲ１５的相關性研究??探討ＲＬＥ與ＩＣＧ－Ｒ１５相關性的５篇文獻經(jīng)異質(zhì)性檢驗顯示，各研究間不存??在統(tǒng)計學異質(zhì)性（／？＝〇．２７，／＾＝２３％），采用固定效應模型將相關系數(shù)合并性分析。??結(jié)果顯示?ＲＬＥ?與?ＩＣＧ－Ｒ１５?的相關系數(shù)為－０．４９?（９５％?ＣＩ，?－０．５６—０．４１，戶＜０．０５），說??明Ｇｄ－ＥＯＢ－ＤＴＰＡ增強磁共振參數(shù)ＲＬＥ與ＩＣＧ－Ｒ１５呈中等負相關（詳見圖３）。??為探討研宄間可能存在的異質(zhì)性來源，我們根據(jù)研宄設計類型及納入研宄的樣本??量進行了一系列亞組分析（詳見表２）。結(jié)果顯示以研究設計類型分層的亞組間??以及以樣本量分層的亞組間差異無統(tǒng)計學意義（＾＞〇．〇５），提示亞組間不存在顯??著異質(zhì)性。經(jīng)敏感性分析逐一排除該組中的相關研宄后，合并效應量改變均不具??有統(tǒng)計學意義，提示結(jié)局穩(wěn)定（詳見圖４Ａ）。漏斗圖的分布是基本對稱的，結(jié)果??提示不存在明顯的研究偏差。Ｅｇｇｅｒ檢驗０＝０．０８）顯示無明顯發(fā)表偏倚。??Ｗｅｉｇｈｔ?Ｗｅｉｇｈｔ??Ｓｔｕｄｙ?Ｔｏｔａｌ?Ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ?ＣＯＲ?９５％－ＣＩ?（ｆｉｘｅｄ）?（ｒａｎｄｏｍ｜??Ｎａｋａｇａｗａ２０１７?７６?—？—?－０?４８?［－０?６４?－０?２９｜?２０?４％?２１?０％??Ｋａｍｉｍｕｒａ２０１４?９９?一＊—?－０?５３?［－０６６?－０?３７］?２６?８％?２５?６％??Ｍａｔｓｕｓｈｉｍａ２０１４?５８?—Ｈ一?－０５５?［－０７１?－０?３４］?１５４％?１６?８％??Ｙｏｎｅｙａｍａ?２
本文編號：3495250
【文章來源】：山東大學山東省 211工程院校 985工程院校 教育部直屬院校
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【學位級別】：碩士
【部分圖文】：
圖１文獻篩選流程??１０??
者共６８１例；ＲＬＥ與ＩＣＧ－Ｒ１５的相??關性研究５項［１２，４１，４５，５（），５７］，納入患者３７３例；ＬＭＲ與ＩＣＧ－Ｒ１５的相關性研宄５??項［１２’４３’５（），５５，５８］，納入患者?３３２?例；ｒｒＴｌ?與?ＩＣＧ－Ｒ１５?的相關性研宄?３?項［１２，４５，５（）］，??納入患者２８６例。入選的研宄發(fā)表于２００９年至２０１８年間，其中１０篇來自日本，??１篇來自韓國，ＱＵＡＤＡＳ－２質(zhì)量評價工具對納入文獻進行質(zhì)量評價，結(jié)果顯示??納入文獻呈低偏倚風險及良好的適用性，詳見圖２。納入研究一般情況詳見表１。??Ｐａｔｉｅｎｔ?Ｓｅｌｅｃｔｉｏｎ??Ｉｎｄｅｘ?Ｔｅｓｔ?１??Ｒｅｆｅｒｅｎｃｅ?Ｓｔａｎｄａｒｄ??Ｆｌｏｗ?Ｔｉｍｉｎｇ??Ｉ?１?１?１?１?Ｉ?ｈ?Ｈ?１?１??０％?２５％?５０％?７５％?１００％?０％?２５％?５０％?７５％?１００％??Ｒｉｓｋ?ｏｆ?Ｂｉａｓ?Ａｐｐｌｉｃａｂｉｌｉｔｙ?Ｃｏｎｃｅｒｎｓ??■?Ｈｉｇｈ?□?Ｕｎｃｌｅａｒ?■?Ｌｏｗ??圖２方法學質(zhì)量圖表，偏倚風險及適用性以百分比表示???表１納入研究的基本特點???納入研究?發(fā)表?國家?患者?平均時間間研宄類型?場強??相關系數(shù)?????例數(shù)?年齡?隔?ＲＬＥ?ＬＳＲ?ＬＭＲ?ｒｒＴｌ??Ｍｏｔｏｓｕｇｉ［４２］?２００９?日本?１２５?６７?１?周?回顧性?１．５?Ｔ?／?－０．４３＋?／?／??Ｉｉｄａ［５８］?２０１１?日本?５６?ＮＲ?ＮＲ?回顧性?ＮＲ?／?／?－０．６１＊?／??Ｃｈｏ［５７］?２０１１?韓國?２９?５７?ＮＲ?回顧性?１
３．３?Ｇｄ－ＥＯＢ－ＤＴＰＡ增強磁共振納入?yún)?shù)與肝儲備功能的相關性??３．３．１?ＲＬＥ與ＩＣＯＲ１５的相關性研究??探討ＲＬＥ與ＩＣＧ－Ｒ１５相關性的５篇文獻經(jīng)異質(zhì)性檢驗顯示，各研究間不存??在統(tǒng)計學異質(zhì)性（／？＝〇．２７，／＾＝２３％），采用固定效應模型將相關系數(shù)合并性分析。??結(jié)果顯示?ＲＬＥ?與?ＩＣＧ－Ｒ１５?的相關系數(shù)為－０．４９?（９５％?ＣＩ，?－０．５６—０．４１，戶＜０．０５），說??明Ｇｄ－ＥＯＢ－ＤＴＰＡ增強磁共振參數(shù)ＲＬＥ與ＩＣＧ－Ｒ１５呈中等負相關（詳見圖３）。??為探討研宄間可能存在的異質(zhì)性來源，我們根據(jù)研宄設計類型及納入研宄的樣本??量進行了一系列亞組分析（詳見表２）。結(jié)果顯示以研究設計類型分層的亞組間??以及以樣本量分層的亞組間差異無統(tǒng)計學意義（＾＞〇．〇５），提示亞組間不存在顯??著異質(zhì)性。經(jīng)敏感性分析逐一排除該組中的相關研宄后，合并效應量改變均不具??有統(tǒng)計學意義，提示結(jié)局穩(wěn)定（詳見圖４Ａ）。漏斗圖的分布是基本對稱的，結(jié)果??提示不存在明顯的研究偏差。Ｅｇｇｅｒ檢驗０＝０．０８）顯示無明顯發(fā)表偏倚。??Ｗｅｉｇｈｔ?Ｗｅｉｇｈｔ??Ｓｔｕｄｙ?Ｔｏｔａｌ?Ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ?ＣＯＲ?９５％－ＣＩ?（ｆｉｘｅｄ）?（ｒａｎｄｏｍ｜??Ｎａｋａｇａｗａ２０１７?７６?—？—?－０?４８?［－０?６４?－０?２９｜?２０?４％?２１?０％??Ｋａｍｉｍｕｒａ２０１４?９９?一＊—?－０?５３?［－０６６?－０?３７］?２６?８％?２５?６％??Ｍａｔｓｕｓｈｉｍａ２０１４?５８?—Ｈ一?－０５５?［－０７１?－０?３４］?１５４％?１６?８％??Ｙｏｎｅｙａｍａ?２
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