艾滋病。作者手稿;PMC 2009年12月3日提供。
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美国国立卫生研究院:美国国立卫生研究院158296
细菌性阴道病与HIV感染:已发表研究的荟萃分析
,1,2 ,1 ,2 ,1和1
朱利叶斯·阿塔希利
1美国北卡罗来纳大学教堂山分校流行病学系
2喀麦隆雅温得大学医学和生物医学科学学院传染病研究与控制中心
查尔斯·普尔
1美国北卡罗来纳大学教堂山分校流行病学系
彼得·恩杜姆
2喀麦隆雅温得大学医学和生物医学科学学院传染病研究与控制中心
阿多拉·阿迪莫拉
1美国北卡罗来纳大学教堂山分校流行病学系
詹妮弗·史密斯
1美国北卡罗来纳大学教堂山分校流行病学系
1美国北卡罗来纳大学教堂山分校流行病学系
2喀麦隆雅温得大学医学和生物医学学院传染病研究与控制中心
摘要
目标
评估和总结有关细菌性阴道病(BV)可能增加HIV感染风险的已发表文献。
方法
对MEDLINE和其他电子数据库进行了系统搜索,以查找合格的出版物。分别分析了BV与偶发HIV的关系以及BV与流行HIV的关系。后者通过BV诊断方法、研究人群的HIV风险状况以及是否提供了调整后的估计值进一步进行分层分析。
结果
确定了23份合格出版物,其中共有30739名妇女。在HIV发病率研究中,BV与HIV感染风险增加相关(相对风险=1.6,95%CI:1.2,2.1)。21项HIV流行率研究中,除一项外,其他所有研究报告的估计值均高于零。后一个结果是异质的,显示出漏斗图不对称的一些证据,排除了对单一汇总度量的估计。在流行率研究中,对于没有高危性行为的女性,BV和HIV之间的联系似乎更强。
结论
BV始终与HIV感染风险增加相关。BV的高流行率可能导致大量HIV感染归因于BV。需要更多的前瞻性研究来准确评估BV在低风险与高风险女性HIV感染中的作用。此外,值得考虑进行随机临床试验,以确定BV控制措施对HIV感染的影响。
关键词:细菌性阴道病、HIV感染、荟萃分析
细菌性阴道炎(BV)是育龄妇女最常见的阴道炎类型[1–三]. BV是正常阴道菌群生态失衡[4]以乳酸杆菌枯竭为特征[三]以及厌氧菌的增殖阴道加德纳菌,桑属植物,普氏菌属,人型支原体以及最近发现的阴道阿托波氏菌[2,5–7]. 临床上最常见的表现是阴道pH值>4.5,阴道分泌物呈淡白色均匀分泌物,检测到“线索”细胞,并在添加10%氢氧化钾后出现胺味[8,9]. BV已被证明增加了不良妇科和产科结局的风险,如早产[10,11]盆腔炎和上生殖道感染[12–14]. 然而,BV对女性感染艾滋病毒风险的影响尚未明确量化。
在流行病学研究中,BV和HIV之间的关联程度各不相同,包括没有任何关联[15]与BV阴性女性相比,BV阳性女性感染HIV的几率接近四倍[16]. 据估计,BV是最常见的阴道感染,尤其是在艾滋病毒感染率高的国家[2]. 如果确认BV会增加HIV感染的风险,那么BV的治疗可能是预防HIV感染的一项有意义的干预措施。在2001年对性传播疾病在HIV感染中的作用进行的一次审查中,Rottingen等人根据对两项研究的分析估计,BV与HIV感染风险增加40%有关[17]. 从已发表的研究中获得BV和HIV之间关联强度的准确和最新估计值,有助于预测控制BV对人群中HIV发病率的潜在影响。如果确定了改变BV和HIV关联强度的因素,这种预测也可能更准确。
本文旨在系统回顾所有已发表的关于BV与HIV感染之间关系的研究。在HIV发病率和流行率研究中,对BV和HIV之间的关联性进行了评估,并分析了潜在的修改因素、发表偏见和研究结果的异质性。
方法
搜索策略
Medline使用以下术语搜索关于BV和HIV之间关系的同行评审出版物:(“阴道病,细菌性”[MeSH]或“细菌性阴道病”OR(“细菌感染”[MeHS]and(“阴道炎”[MeSS]或阴道*)OR“Gardnerella”[MeSH])and(HIV OR“HIV血清阳性”[MeSH]OR“HIV”[MeSH]或“HIV感染”[MeSH])。这项搜索产生了281篇已发表的文章。科学网™,弹出线™和NLM网关™使用关键词“细菌性阴道病和HIV”进一步搜索数据库。这些搜索分别产生了193篇、83篇和166篇出版物,但在Medline搜索之外没有找到其他文章。如果BV和HIV之间的关联程度已经呈现或可以根据文章中提供的信息计算出来,并且对于用于确定BV和艾滋病毒感染的诊断方法有明确的描述,则将文章纳入该荟萃分析。当有证据表明同一研究随着时间的推移出现了多篇出版物时,只包括样本量最大的文章。尽管非英语文章符合纳入条件,但未发现任何文章。会议摘要和其他未出版的手稿被排除在外,因为这些手稿无法进行系统审查。
数据抽象和分析
对于每项研究,提取了以下信息:作者、出版年份、研究地点、进行研究的年份、研究设计(HIV发病率或流行率)、研究人群的HIV风险(低或高)、BV诊断标准、HIV检测方法、参与者的平均或中位年龄、,BV和HIV之间关系的粗略和调整后的测量值,以及调整测量值的变量。在可能的情况下,为没有呈现关联性的研究计算适当的关联性度量。
HIV发病率研究被定义为招募HIV阴性女性并前瞻性测量HIV感染事件的研究。HIV流行率研究是同时评估BV和HIV状态的研究。具有艾滋病毒风险因素的研究人群,如女性性工作者(FSW)、性传播感染(STI)诊所就诊者和HIV感染男性的定期伴侣,被归类为“HIV高危人群”。没有这些特征的女性被归类为低HIV风险组。BV诊断标准包括Nugent评分系统[18]Amsel临床标准[8]以及Amsel标准的修改。在Nugent评分系统(评分≥7时为BV)中,对革兰氏染色阴道涂片的平均细菌形态类型数进行评估,其中乳酸杆菌评分为0-4分,加德纳菌/拟杆菌评分为0-1分,弯曲革兰氏变化杆评分为0-2分。Amsel标准将BV定义为存在以下任何三种情况:i.异常阴道分泌物,ii。阴道pH>4.5,iii.线索细胞存在,和/或iv.阳性胺试验,阴道分泌物中添加10%氢氧化钾后释放出腥味。Amsel标准的修改包括仅当上述所有四个标准都存在或只有四个要素中的两个存在时诊断BV。记录基线时的BV流行率或病例对照研究对照组中的BV盛行率,作为研究人群中BV流行的估计值。
对所有抽象数据进行双重检查,以确认准确性。对HIV发病率研究和HIV流行率研究(STATA)进行了单独的荟萃分析™版本8)。每个分析都绘制了研究估计值、相对风险(RR)或患病率比值比(POR)以及相应的95%置信区间。报告时,调整后的估计值优先用于分析。对于使用两种不同的BV诊断方法报告估计值的研究,使用基于Nugent评分的估计值,因为使用该评分的BV定义在各研究中比使用Amsel诊断标准更为一致。使用漏斗图以图形方式检查报告的估计值是否存在发表偏差,并使用Begg和Mazumdar的测试进行统计[19],Egger等人的测试[19],以及Duval和Tweedie的“修剪和填充”插补方法[19]. 根据Cochran的Q检验统计量计算同质性检验p值[19]. 为了探讨异质性的来源,HIV流行率研究按HIV风险组、BV诊断标准以及是否对混杂因素进行了调整进行了分层。随机效应荟萃回归模型,使用限制最大似然估计研究间方差[20]也进行了评估,以评估平均研究估计值与研究特征的关联。模型中的自变量为BV诊断方法、HIV风险组和一个表明使用调整或未调整估计值的变量。使用影响分析(14)探讨了每个估算对汇总估算的影响。
结果
研究特点
共确定了23份合格论文,其中包括30739名女性。这些研究报告了25个研究人群中29个不同的BV和HIV相关性估计值(两篇论文分别报告了两个不同研究人群的估计值[16,21]和其他四篇论文分别报道了使用两种不同的BV诊断方法进行的估计[15,22–24]). 对25个研究人群中的4个进行了前瞻性随访[25],马拉维[21]和南非[24]接触HIV感染事件。剩下的21项研究是关于流行艾滋病毒的研究(). 其中五项在美国进行,两项在泰国,其余在撒哈拉以南非洲。
表1
细菌性阴道病与HIV相关性研究综述(2005年10月或之前出版)
研究,出版年份(国家) | 研究年份 | 参与者 | N个 | 年龄*(范围) | BV诊断 | BV(%)† | 分析中调整的因素‡ |
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| | | | | | | 年龄 | 性伴侣 | 赛斯 | 使用安全套 | STI公司 |
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HIV发病率研究
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塔哈牌手表[21],1998年(马拉维)A类 | 1990–1993 | HIV孕妇 | 1,196 | - | Amsel标准 | 30 | 年 | 年 | 年 | n个 | 年 |
塔哈[21],1998年(马拉维)B类 | 1990–1993 | 产后艾滋病毒感染妇女 | 1,169 | - | Amsel标准 | 30 | 年 | 年 | 年 | n个 | 年 |
马丁[25],1999年(肯尼亚)§ | 1993年至1997年 | FSW公司 | 779 | (18–48) | Nugent得分≥7 | 40 | n个 | 年 | n个 | 年 | n个 |
迈尔[24]2005年(南非) | 2000–2002 | 女性宫颈癌筛查 | 410 | (35–65) | I.Amsel标准 | 15.7 | 年 | 年 | 年 | 年 | 年 |
| | | | | 二、。Nugent得分≥7 | 62.4 | | | | | |
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艾滋病毒流行率研究
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科恩[15],1995(泰国)§ | 1992 | STI诊所的FSW | 140 | 24 (15–49) | I.胺测试,pH>4.5,线索细胞 | 34 | 年 | 年 | n个 | 年 | 年 |
| | | | | 二、。Nugent得分≥7 | 39.3 | | | | | |
麦达[41]1995年(布基纳法索)§ | 1992 | 症状性STI患者 | 220 | 27 | “线索”细胞,丰富的革兰氏阴性菌群 | 20 | n个 | n个 | n个 | n个 | n个 |
Sewankambo公司[35],1997(乌干达)C类 | 1994–1995 | 基于人群的样本 | 4718 | (15-59) | Nugent得分≥7 | 50.9 | 年 | 年 | n个 | n个 | 年 |
Rugpao公司[42],1998(泰国)§ | 1992–1996 | HIV阳性男性献血者的女性伴侣 | 481 | 27 | Amsel定义的所有4个要素 | 22.2 | n个 | n个 | n个 | n个 | n个 |
罗伊斯[43],1999(美国)D类 | 1995–1997 | 孕妇 | 616 | - | Nugent评分≥7 | 20.9 | n个 | n个 | n个 | n个 | n个 |
塔哈[16],1999(马拉维) | 1990 | HIV孕妇 | 6677 | - | Amsel标准 | 31.1 | 年 | 年 | 年 | n个 | 年 |
塔哈[16],1999(马拉维) | 1993 | HIV孕妇 | 2449 | - | Amsel标准 | 27 | 年 | 年 | 年 | n个 | 年 |
方克[44]2000年(肯尼亚)§ | 1998 | FSW公司 | 256 | 32 (18–57) | Nugent得分≥7 | 47.3 | n个 | n个 | n个 | n个 | n个 |
方克[34]2000年(肯尼亚)§ | 1996–1997 | STI诊所与会者 | 324 | 26 (14–49) | pH>4.5,胺测试,线索细胞 | 19 | n个 | n个 | n个 | n个 | 年 |
方克[45]2001年(肯尼亚)§ | 1998–1999 | FSW公司 | 532 | 30(22-38) | Nugent得分≥7 | 39.7 | n个 | n个 | n个 | n个 | n个 |
姆比兹沃[36]2001年(津巴布韦)§ | 1999 | 诊所与会者 | 386 | 27 (16–49) | Amsel标准 | 36.4 | n个 | n个 | n个 | n个 | 年 |
沃伦[22],2001(美国)§ | 1993–1995 | 匹配的HIV+/-女性 | 1288 | 35(16–55) | I.Amsel标准 | 34.9 | n个 | 年 | n个 | n个 | 年 |
| | | | | 二、。Nugent得分≥7 | 46.2 | | | | | |
卡皮加[46]2002年(坦桑尼亚)A类§ | 2000 | 酒吧/酒店员工 | 268 | 28 (16–55) | Amsel标准 | 26.1 | 年 | 年 | n个 | n个 | n个 |
穆德利[47],2002(南非)§ | 1999–2000 | STI-诊所中有症状的女性 | 598 | 24 (17–70) | Nugent得分≥7 | 70 | n个 | n个 | n个 | n个 | n个 |
姆苏亚[48]2002年(坦桑尼亚) | 1999 | 诊所与会者 | 382 | 27 (16–46) | Amsel标准 | 34 | n个 | n个 | n个 | n个 | 年 |
里德纳[37],2003(坦桑尼亚)§ | 2000 | 酒吧/酒店员工 | 600 | 25 | Nugent得分≥7 | 40.2 | 年 | n个 | n个 | n个 | n个 |
萨吉[49]2005年(尼日利亚) | 2002–2003 | 孕妇 | 2931 | 28(<19->40) | Amsel标准 | 17.8 | 年 | n个 | n个 | n个 | 年 |
德姆巴[50]2005年(冈比亚)§ | 2000 | STI诊所与会者 | 210 | 28 (18–50) | Nugent得分≥7 | 47.6 | n个 | n个 | n个 | n个 | n个 |
Cu-uvin公司[51],1999(美国)电子,F类§ | 1993–1995 | 匹配的HIV+/-女性 | 1285 | 35(16–55) | Amsel标准 | 33 | n个 | 年 | n个 | 年 | n个 |
格林布拉特[23],1999(美国)A类,F类§ | 1994–1995 | 匹配的HIV+/-女性 | 2521 | 36 (16–73) | I.Amsel标准 | 18.5 | n个 | n个 | n个 | n个 | n个 |
| | | | | 二、。Nugent得分≥7 | 42.3 | | | | | |
赫尔夫戈特[52],2000(美国)F类§ | 1995–1997 | STI和FP诊所的HIV+/-女性 | 303 | 27 (20–35) | Amsel标准 | 11.1 | n个 | n个 | n个 | n个 | n个 |
BV诊断和流行
BV的诊断要么仅使用临床标准(在13/25个研究人群中),要么仅使用Nugent评分(在8/25个研究人群),要么同时使用临床和Nugent得分(在4/25个研究群体中)。这些研究中的BV流行率从美国20-35岁女性的11.1%到南非STI症状女性的70.0%不等。合并的BV流行率为33%。与使用两种BV诊断方法的所有四项研究中的临床标准相比,使用Nugent标准的BV患病率始终较高[15,22–24].
BV-HIV协会
HIV发病率研究
在研究评估中,几乎没有证据表明漏斗图不对称(Begg p=1.0,Egger p=0.2)或异质性(p=0.7,). 在HIV发病率研究中,BV与HIV感染风险增加有关()(RR=1.61;95%置信区间:1.21,2.13)。
根据细菌性阴道病状态对偶发HIV感染的相对风险估计的森林图,按HIV风险组分层研究由第一作者和出版年份确定。水平线表示95%置信区间。总体异质性p=0.7
艾滋病毒流行率研究
漏斗图测试提供了一些不对称的证据(Begg p=0.3,Egger p=0.06)。在“修剪和填充”分析中,当使用随机效应模型时,一个假设缺失的结果被插补。当使用固定效应模型时,对9个假设缺失的结果进行了插补().
流行HIV感染与细菌性阴道病相关性的漏斗图估计圆圈代表实际研究估计值,而空白圆圈是“修剪和填充”分析的估算值。
除一项研究外,所有BV阳性女性的HIV血清阳性率均较高(17)(). 这些流行率研究的流行率比值比(POR)估计值具有高度异质性(p<0.0005),范围为0.77至3.70。如所示这种异质性甚至在每个HIV风险组、BV诊断方法或估计调整所定义的层内仍然存在。艾滋病毒低风险人群的POR估计值往往高于艾滋病毒高风险人群。值得注意的是,除了一个[35]在被归类为低风险组的研究中,对孕妇进行了研究。在一项多变量流行率研究的荟萃回归中,在控制了BV诊断方法和校正与非校正估计值的差异后,低HIV风险组的POR仍然较高,是高HIV风险组的1.43倍(95%CI:0.94,2.17)。几乎没有证据表明BV诊断标准(将Nugent标准与临床标准进行比较)与相关性的大小相关,因为POR的比率为0.88(95%CI:0.61,1.26),这是由于HIV风险组和调整后与非调整后估计值的差异。同样,几乎没有证据表明估计值调整是异质性的重要来源,因为POR的比率(经调整的与未经调整的估计值相比,考虑到艾滋病毒风险组和BV诊断方法的差异)为1.14(95%CI:0.76,1.74)。
流行HIV感染与细菌性阴道病相关性的森林评估图,按HIV风险分层研究由第一作者和出版年份确定。水平线表示95%置信区间。HIV低风险组的异质性p值=0.002。HIV高危人群的异质性p值<0.0001。总体异质性p<0.0001。
表2
特性 | N个 | 总结 | 地层非均质性p值* | 漏斗图p值† | 优势比的荟萃回归比(异质性p值)‡ |
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| | | 或 | 95%置信区间 | | | |
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研究设计 | HIV感染率 | 21 | 1.69 | 1.36, 2.10 | 0 | 0.29; 0.06 | 1§ |
艾滋病毒发病率 | 4 | 1.61 | 1.21, 2.13 | 0.74 | 1.00; 0.24 | 1.02 (0.95) |
|
BV诊断# | 临床 | 11 | 1.93 | 1.45, 2.57 | 0 | 0.44; 0.95 | 1§ |
纽金特 | 10 | 1.47 | 1.11, 1.94 | 0 | 0.86; 0.12 | 0.75 (0.12) |
|
HIV风险组# | 低 | 7 | 2.30 | 1.68, 3.15 | 0 | 0.44; 0.02 | 1§ |
高 | 14 | 1.44 | 1.15, 1.80 | 0 | 0.54; 0.52 | 0.62 (0.01) |
|
调整# | 未调整 | 7 | 1.33 | 0.90, 1.97 | 0 | 0.06; 0.28 | 1§ |
已调整 | 14 | 1.90 | 1.53, 2.35 | 0 | 0.76;0.16 | 1.44 (0.05) |
影响分析
通过依次省略每项研究并获得所有其他研究的总结,评估每项研究对总结估计的影响。对于HIV发病率研究,RR变化不大,从1.58(排除Taha,1998年的研究)[21])至1.93(不包括Martin,1999年的研究[25]). Greenblatt等人研究得出的POR估计值(1999年[23])到目前为止,流行率研究中最精确的估计值具有高度影响力。尽管去除该结果后,均匀性试验P值仍小于0.0005,但它对漏斗图的对称性产生了重大影响。删除此结果后,对称性测试产生P=0.2(Begg)和P=0.6(Egger);“修剪和填充”分析只插补了一个假设缺失的结果,而不管是使用固定效应模型还是随机效应模型。
敏感性分析
进行敏感性分析,以确定在两种结果都可用的研究中,系统地选择Nugent评分结果的决定对BV诊断临床标准的影响。对于使用两种诊断方法的研究,将基于Nugent评分的估计值替换为基于临床标准的估计值后,通过重复分析进行敏感性分析。结果表明,效果评估对这一选择的敏感性很强,HIV发病率研究的总RR为1.47(95%CI:1.10,1.95)。流行率研究中的异质性保持不变,低HIV风险组的POR估计值为2.30(95%CI:1.68,3.15),仍高于高HIV风险组1.53(95%CI:1.29,1.82)的POR。
讨论
这是一篇关于BV和HIV感染之间关系的最新系统综述和荟萃分析。在所研究的几个妇女群体中,BV的总体流行率很高,流行率高达70%。我们对HIV发病率研究的分析表明,BV使HIV感染风险增加约60%(95%CI 21-113%)。这比之前对2项研究的回顾中报告的40%略高[17]. HIV流行率研究倾向于发现BV女性的HIV流行率较高。然而,这些流行率研究估计值是异质的,并且有证据表明漏斗图不对称。
在高HIV风险人群中,BV-HV相关性往往较弱,尽管少数前瞻性研究限制了在HIV发病率研究中对这一趋势的确认。高危女性的相关性较弱,可能是因为高危人群中的女性从BV以外的其他原因感染HIV的风险更大,导致对HIV的易感性降低。一旦感染HIV,她们就不再有因BV感染HIV的危险,从而降低了BV在这一人群中的影响。需要从前瞻性队列中获得更多数据,以更好地检查艾滋病毒风险群体在BV对感染艾滋病毒风险的影响方面的异质性。这些信息有助于识别特定的亚人群,BV和HIV之间的关联性更强,针对的是BV控制措施。
BV导致阴道菌群发生一些变化,这为BV阳性女性感染HIV的风险增加提供了生物学上的合理性。BV与产生过氧化氢的乳酸杆菌耗竭有关,乳酸杆菌可能会降低阴道对包括HIV在内的微生物的防御能力[26,27]. BV引起的阴道pH值升高(>4.5)也可能通过增加CD4淋巴细胞的活化和增殖来增加阴道HIV靶细胞的可用性[28]. 阴道高pH值也可能增加HIV的粘附性和存活率[21]. BV还与分泌性白细胞蛋白酶抑制剂(SLPI)阴道液水平降低有关[5]已经证明可以阻止HIV感染在体外[29]. 最后,通过增加阴道内白细胞介素-10的水平,BV可能会增加巨噬细胞对HIV的敏感性[30]. 这些变化,再加上成功根除BV的困难[31],可以解释在大多数流行病学研究中观察到的风险增加。
需要考虑本次审查的一些方法局限性。首先是关于观察性研究的荟萃分析能否有效控制混杂和偏见的担忧[19]. 在估算简要措施时,优先使用调整后的估计数,试图减少这些费用。荟萃回归还显示,最终分析中使用的调整后估计数和未调整估计数之间几乎没有差异。第二个限制与本分析中包含的相对较少的前瞻性研究有关。HIV发病率研究数量有限,禁止进行任何亚组分析。然而,这似乎没有必要,因为这些研究的估计值之间没有异质性。研究数量有限,也禁止对其他潜在异质性来源(如妊娠或年龄)进行任何可靠分析。需要更多的前瞻性研究来准确评估BV和HIV之间的因果关系。第三,本综述仅限于已发表的研究。这对HIV发病率研究的估计几乎没有影响,因为没有证据表明漏斗图不对称。然而,由于评估发表偏倚的各种方法(Begg方法与Egger方法;Duval和Tweedie的“修剪和填充”随机模型与固定模型)的估计值的异质性和结果的差异,发表偏倚对HIV流行率研究的影响尚不清楚。POR估计值的漏斗图很不寻常,因为其中一个估计值迄今为止最精确(Greenblatt等人,1999年[23])远远超出了其他估计的范围。考虑到所有POR结果之间存在明显的异质性,当使用随机效应模型进行修剪和填充分析时,该结果没有得到很高的权重。然而,在固定效应模型下,分配给这一估计值的非常高的反变异权重导致了删减和填充分析表明,出版偏差如此之大,以至于三分之一的流行率结果都没有报告,所有这些结果都是在空值的减少值一侧。尽管在这方面可能出现了一些出版偏见,但我们并不倾向于相信它会有那么大的影响。无论如何,流行率结果的异质性太大,不足以将其汇总,从而得出一个单一的汇总估计。我们没有发现Greenblatt等人(1999年[23])这项研究本应使其得出一个与文献其余部分截然不同的估计。这是在美国进行的五项研究之一,也是四项美国研究之一,这些研究旨在纳入相当比例的艾滋病毒阳性和艾滋病毒阴性女性。然而,它是唯一产生反向关联的。我们倾向于认为它偏离了文献的主旨,这是一种无法解释的反常现象。
此荟萃分析中原始研究的局限性也可能影响我们的估计。由于BV是一种时间依赖性疾病,对HIV发病率的前瞻性研究很容易在BV状态的定义中被错误分类,这是因为将登记时的BV状态或之前就诊时的BW状态用作HIV感染前的BV状况指标。使用临床或细菌学标准对BV进行假阳性或假阴性诊断也可能导致误分。预计这两种误分机制都是无差别的,因此对BV对HIV感染的影响进行更保守的估计。根据BV状态对HIV流行率进行的原始研究(使用病例对照或横断面设计),除了上述对BV状态进行错误分类的敏感性外,当HIV病例从BV更频繁的高危性人群中登记时,也可能会受到选择偏见的影响。如果不加以控制,这种偏见将导致对BV和HIV之间关系的高估。然而,我们认为这可能不是实质性的,因为大多数研究都控制了至少一项性风险指标,从而削弱了选择偏见的影响。最后,本分析中包含的所有观察性研究都存在残余混杂因素,这可能导致低估或高估BV和HIV之间的关联程度。
尽管存在这些局限性,但通过使用多个数据库和已确定出版物的参考文献对已发表文献进行广泛搜索,这一综述得到了加强。此外,通过将HIV发病率研究与HIV流行率研究分开,分别分析了BV对HIV发病率的影响。这一区别很重要,因为对偶发艾滋病毒的研究不可能逆转因感染艾滋病毒的妇女更容易感染细菌性阴道病而导致的因果偏见。异质性来源的分析也使我们能够确定HIV风险群体,而不是BV诊断方法,这是流行率研究结果异质性的重要来源。最后,我们避免在存在异质性的情况下使用汇总估计。有人认为,即使使用随机效应模型来获得摘要估计,后者也不总是保守的,如果将其解释为平均效应,则可能会产生误导[32].
某些人群(尤其是受艾滋病毒大流行影响最大的人群)中BV的高流行率意味着,尽管BV对艾滋病毒感染的影响相对较小,但较高比例的艾滋病毒感染可归因于BV。在BV流行率为30%的女性人群中,相对风险为1.6,人群可归因风险比例(PARP),即艾滋病毒在人群中可归因于BV的比例,估计为15%。尽管其他性传播感染(STI)已被证明会增加HIV感染的风险,但其RR较高,约为2-5[33]本分析中的一些研究显示,这些STI的发病率相对较低[34–37]这些性传播感染可能导致HIV感染的比例与BV相似。
BV的潜在影响还可以通过每增加一例HIV感染者需要接种BV的女性人数来表示。这取决于无BV女性的HIV基线风险。例如,在BV阴性女性中,HIV血清转化的基线风险为2.0%[21],1.6的相对风险相当于绝对风险增加约1.2%,即每80-90名BV感染女性增加1例HIV。这些数据表明,在全球抗击HIV感染的斗争中,需要更加关注BV。确定BV控制措施对HIV感染的影响的随机临床试验(RCT)可能值得考虑。此前在乌干达拉凯进行的一项关于性病大规模治疗对HIV感染影响的RCT使用单剂量口服甲硝唑2g,但未发现对HIV感染有影响[38]. 然而,尽管2g甲硝唑可以引起短期缓解,但它不是推荐的治疗方法[39,40]从而限制了Rakai研究对BV治疗效果的推断。未来的随机对照试验需要使用推荐的治疗方案,其持续时间较长,复发率较低。除了需要评估BV治疗预防HIV感染和传播的潜力外,还需要更好地了解其风险因素和BV复发的决定因素。
致谢
我们感谢Jean Blackwell在文献检索过程中提供的帮助。我们还感谢本分析中包含的原始研究的作者。
JA是Fogarty AITRP研究员,由NIH Fogarty-grant DHHS/NIH/FIC 5 D43 TW01039-08艾滋病国际培训与研究项目资助,资助于北卡罗来纳大学教堂山分校。国家环境健康科学研究所(P30ES10126)的拨款部分支持了CP。JSS得到了UNC艾滋病研究中心(CFAR)的支持。
JA、PN、AAA和JSS定义了问题并设计了研究。JA和JSS对数据进行了抽象和审查。JA、CP和JSS进行了分析。所有作者都撰写或审阅了手稿。
这项研究的早期版本在阿姆斯特丹举行的国际性传播疾病研究学会(ISSTDR)2005年会议上发表。
工具书类
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