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卡介苗(BCG)疫苗具有免疫调节“脱靶”效应,该效应被假设可预防冠状病毒疾病2019(新冠肺炎)。
在这项国际性、双盲、安慰剂对照试验中,我们随机分配医护人员接受BCG-Denmark疫苗或生理盐水安慰剂,并随访12个月。主要结果,症状性新冠肺炎和严重新冠肺炎,在6个月时进行评估;主要分析涉及修改的意向性治疗人群,仅限于基线时严重急性呼吸综合征冠状病毒2型检测阴性的参与者。
共有3988名参与者接受了随机分组;由于可以获得新冠肺炎疫苗,招募工作在达到计划样本量之前就停止了。修正的意向性治疗人群包括84.9%接受随机分组的参与者:卡介苗组1703人,安慰剂组1683人。卡介苗组和安慰剂组6个月出现症状性新冠肺炎的估计风险分别为14.7%和12.3%(风险差异为2.4个百分点;95%置信区间[CI],0.7至5.5;P=0.13)。卡介苗组6个月内出现严重新冠肺炎的风险为7.6%,安慰剂组为6.5%(风险差异,1.1个百分点;95%置信区间为1.2至3.5;p = 0.34);大多数符合重度新冠肺炎试验定义的参与者未住院,但至少连续3天无法工作。在使用不太保守的审查规则的补充和敏感性分析中,风险差异相似,但置信区间更窄。每组中有五例因新冠肺炎住院(包括安慰剂组的一例死亡)。与安慰剂组相比,卡介苗组任何新冠肺炎事件的风险比为1.23 (95% CI为0.96-1.59)。未发现任何安全问题。
与安慰剂相比,接种BCG-Denmark疫苗并不能降低医护人员的新冠肺炎风险。
除了预防其目标疾病结核病,卡介苗(BCG)疫苗还具有免疫调节“脱靶”效应,可以预防无关的感染。卡介苗可以降低婴儿因任何原因死亡的风险以及降低青少年和成人呼吸道感染的风险。
在严重急性呼吸综合征冠状病毒2(SARS-CoV-2)疫情早期,有人提出卡介苗疫苗可以重新用于预防冠状病毒疾病2019(Covid-19)。据推测,这种疫苗的免疫调节特性可能会增强对新型冠状病毒的保护作用,从而在病原体特异性疫苗问世之前填补空白。在这项名为“卡介苗接种以降低医护人员新冠肺炎影响”(BRACE)的随机对照试验中,我们旨在确定接受BCG-Denmark疫苗的成人医护人员的新冠肺炎发生率和严重程度是否低于接受安慰剂的成人医护人员。
这项涉及卫生保健工作者的3期、多中心、随机、对照试验分两个阶段进行。第一阶段(从2020年3月到2020年5月的招募)仅在澳大利亚进行。第二阶段(从2020年5月到2021年4月的招募)在澳大利亚、荷兰、西班牙、英国和巴西进行。在该试验的双盲2期部分,参与者以1:1的比例随机分配接受皮内BCG-Denmark疫苗或生理盐水安慰剂,并随访12个月,主要结果在6个月时评估。正如我们的统计分析计划中预先规定的那样,本报告仅关注试验的第2阶段,因为在第1阶段新型冠状病毒社区传播可以忽略不计。这草案,之前已经发表过,和统计分析计划可在NEJM.org获得这篇文章的全文。
该试验由每个试验点的伦理委员会批准,并由一个指导委员会和一个独立的数据和安全监督委员会监督。研究者设计了这个试验。一个作者小组收集并分析了这些数据。前四位作者和后两位作者保证数据的准确性和完整性,并保证试验符合方案。资助者没有参与数据的收集、分析或解释,也没有参与手稿的准备、审核或批准。
在基线访问期间确定了潜在参与者的资格。排除标准包括以前的阳性新型冠状病毒试验;卡介苗的禁忌症;在过去一年内接种过卡介苗,在过去一个月内接种过任何其他减毒活疫苗,或任何新冠肺炎特有疫苗;以及参与另一项新冠肺炎预防试验。在基线时,从所有参与者处获得血液样本进行新型冠状病毒血清学检测;在巴西,还采集了呼吸道拭子样本进行新型冠状病毒聚合酶链反应(PCR)检测。所有参与者都提供了书面知情同意书。
计算机生成的随机列表由独立的统计师准备,我们采用基于网络的随机方法,在获得同意和进行基线评估后,试验人员可以访问该列表。随机分组根据地理区域(巴西、欧洲或澳大利亚)、年龄组(< 40岁、40-59岁或≥60岁)以及是否存在共存情况进行分层。在整个试验过程中,参与者、研究者、结果评估者、数据管理者、试验统计员和试验工作人员都不知道试验组的任务。
单剂量0.1毫升卡介苗-Denmark疫苗(AJ疫苗;对应于2到8×105菌落形成单位牛型结核菌丹麦菌株1331)或生理盐水安慰剂作为三角肌区域的皮内注射给药。拍摄注射部位“水泡”(皮肤上的小水泡)的照片,以确认正确给药。
该试验有两个主要结果:随机分组后6个月,症状性新冠肺炎的发生率和严重新冠肺炎的发生率。简而言之,根据试验开始时国际上使用的病例定义,症状性新冠肺炎被定义为伴有发热或至少一种呼吸系统疾病症状(包括咽痛、咳嗽和气短)的疾病发作,并在PCR检测、快速抗原检测或血清学检测中有新型冠状病毒感染的证据。重度新冠肺炎被定义为具有新型冠状病毒感染证据(通过PCR检测、快速抗原检测或血清学检测)的疾病发作,加上以下至少一种新冠肺炎的后果:死亡、住院治疗或未住院治疗的严重疾病(在本试验中,定义为卧床或连续3天不能工作,不是由于隔离或其他限制)。
次要结果包括新冠肺炎发作的时间;新冠肺炎集的数量;出现症状、缺勤或卧床的天数;并发症(包括肺炎、吸氧、住院、入住重症监护室、使用机械通气或死亡);和无症状感染。所有这些结果都在随机分组后6个月进行评估。还监测了疫苗相关的不良反应。
REDCap平台用于数据收集。参与者每周被问及他们是否对使用定制的智能手机应用程序(试用症状跟踪器,WeGuide),直接联系(电话或短信),或两者都有不适。在每次发病期间,每天记录症状,并要求参与者接受新型冠状病毒测试。在基线和随访期间每3个月完成一次更详细的问卷调查。从病历中获得了关于住院治疗的更多信息。在基线和随机化后3、6、9和12个月采集血样,用于测量抗新型冠状病毒核衣壳抗体(罗氏Cobas Elecsys抗新型冠状病毒试验)。还建立了其他样本的生物库。
统计分析计划在揭盲前定稿并公之于众;完整的详细信息,包括样本量计算(计划样本,7244名参与者),可在补充附录。对于主要结果,使用生存分析(调整分层因素)来估计每组中6个月内出现新冠肺炎事件的参与者的比例和风险差异。随访数据在6个月时,或在接受第一剂新冠肺炎特异性疫苗时,或在不能确定是否发生新冠肺炎事件时(连续3天以上数据缺失或无新冠肺炎检验结果的疾病事件)进行审查。大多数分析是在修正的意向性治疗人群中进行的,仅限于基线新型冠状病毒试验阴性的参与者。
进行了预先指定的补充分析,以提供额外的见解;单独的分析包括接受新冠肺炎特异性疫苗后的随访时间,排除随机化后14天内开始的事件,来自任何后续疫苗接种(如流感疫苗)参与者的删截数据,并涉及意向性治疗人群。还进行了敏感性分析;单独分析仅限于接受卡介苗或安慰剂当天或之后发生的事件,仅使用PCR检测和快速抗原检测的结果(无血清学结果)来定义新冠肺炎事件(在意向性治疗人群中),并对缺失数据使用不太保守的审查规则。表S1在补充附录详细说明了主要、敏感性和补充估计。根据年龄组(< 40岁、40至59岁或≥60岁)、共存疾病的存在(是或否,根据病情)、地理区域(巴西、欧洲或澳大利亚)、性别(男性或女性)和先前卡介苗接种(是或否)进行预先指定的亚组分析。
图1.筛选和随机化。
表1.基线时参与者的特征。*
特性 | 意向治疗人群 | 改良意向治疗人群 | ||
卡介苗 | 安慰剂 | 卡介苗 | 安慰剂 | |
女性——无(%) | 1446 (72.3) | 1494 (75.1) | 1245 (73.1) | 1281 (76.1) |
年龄-岁 | 42.0 12.1 | 42.0 12.1 | 42.8 12.0 | 42.8 12.0 |
任何共存条件—无(%) | 400 (20.0) | 389 (19.6) | 356 (20.9) | 333 (19.8) |
慢性呼吸道疾病 | 126 (6.3) | 108 (5.4) | 111 (6.5) | 92 (5.5) |
心血管疾病或高血压 | 261 (13.1) | 250 (12.6) | 233 (13.7) | 214 (12.7) |
糖尿病 | 62 (3.1) | 74 (3.7) | 52 (3.1) | 67 (4.0) |
肥胖:身体质量指数≥30 —人数/总人数(%)† | 442/1967 (22.5) | 417/1941 (21.5) | 362/1672 (21.7) | 338/1638 (20.6) |
吸烟者——人数(%) | 196 (9.8) | 211 (10.6) | 176 (10.3) | 184 (10.9) |
以前接种过卡介苗——数量(%) | 1537 (76.9) | 1521 (76.5) | 1262 (74.1) | 1244 (73.9) |
基线时新型冠状病毒血清学阳性状态—数量(%) | 275 (13.8) | 286 (14.4) | 0 | 0 |
基线新型冠状病毒PCR检测呈阳性—数量/总数量(%)‡ | 34/1285 (2.6) | 36/1283 (2.8) | 0/1006 | 0/999 |
与患者直接接触——人数(%) | 1622 (81.1) | 1617 (81.3) | 1363 (80.0) | 1341 (79.7) |
职业——人数(%) | ||||
护士或助产士 | 398 (19.9) | 370 (18.6) | 359 (21.1) | 326 (19.4) |
医师 | 208 (10.4) | 197 (9.9) | 197 (11.6) | 187 (11.1) |
联合健康 | 384 (19.2) | 392 (19.7) | 329 (19.3) | 339 (20.1) |
行政或文书 | 307 (15.4) | 303 (15.2) | 257 (15.1) | 252 (15.0) |
患者服务助理或医院维护 | 326 (16.3) | 314 (15.8) | 246 (14.4) | 232 (13.8) |
其他的 | 376 (18.8) | 413 (20.8) | 315 (18.5) | 347 (20.6) |
地理区域—编号(% 2) | ||||
澳大利亚 | 216 (10.8) | 206 (10.4) | 214 (12.6) | 206 (12.2) |
英国、荷兰或西班牙 | 498 (24.9) | 500 (25.1) | 483 (28.4) | 478 (28.4) |
巴西 | 1285 (64.3) | 1283 (64.5) | 1006 (59.1) | 999 (59.4) |
* 正负数值是平均值±标准差。意向性治疗人群包括所有接受随机分组的参与者。修改后的意向性治疗人群仅限于基线时严重急性呼吸综合征冠状病毒2型(新型冠状病毒)检测呈阴性的参与者。由于四舍五入,百分比总和可能不等于100。BCG表示卡介苗,PCR表示聚合酶链反应。 | ||||
† 体重指数(身体质量指数)是以千克为单位的体重除以以米为单位的身高的平方。 | ||||
‡ 基线拭子仅在巴西获得。 |
从2020年5月14日到2021年4月1日,共有3988名参与者被随机分配接受卡介苗(1999名参与者)或安慰剂(1989名参与者) (图1).由于新冠肺炎特定疫苗的全球推广,招募在达到计划样本量之前提前停止。两组的基线特征相似(表1和表S2和S3),除了安慰剂组的女性参与者的百分比略高于卡介苗组(75.1%对72.3%)。参与者主要是女性(73.7%),平均年龄(标准差)为42.0±12.1岁。大部分参与者在巴西注册(64.4%)。表S20提供了关于试验参与者代表性的信息。所有参与者中14.1%的基线新型冠状病毒血清学状态呈阳性,2.7%的巴西参与者的基线新型冠状病毒拭子呈阳性(0.5%不确定或缺失)。因此,修改后的意向性治疗人群包括84.9%接受随机分组的参与者(图1):卡介苗组1703,安慰剂组1683(表1)。总体而言,98.0%的参与者接受了6个月或更长时间的随访,两组的百分比相似(表S5)。
表2.主要和次要结果。*
结果 | 卡介苗 | 安慰剂 | 差异(95%可信区间) | P值 |
主要结果 | ||||
6个月新冠肺炎症状发作 | 132 | 106 | ||
每100人-年的事件率(95%置信区间) | 29.4 (24.8至34.9) | 24.4 (20.1至29.5) | ||
未经调整的估计百分比(95%可信区间) | 11.9 (9.9至13.9) | 9.8 (7.9至11.8) | 2.1(0.8至4.9)† | |
调整后的估计百分比(95%置信区间)‡ | 14.7 (12.0至17.3) | 12.3 (9.7至14.8) | 2.4(0.7至5.5)† | 0.13 |
6个月前的严重新冠肺炎事件 | 75 | 61 | ||
死亡——不。 | 0 | 1 | ||
住院——没有。 | 5 | 4 | ||
没有住院治疗的严重疾病——没有 | 70 | 56 | ||
病情严重,连续3天以上无法下床 | 12 | 18 | ||
病入膏肓无法上班但连续≥3天不卧床 | 58 | 38 | ||
每100人/年的事件率 | 16.3 (13.0至20.5) | 13.8 (10.8至17.8) | ||
未经调整的估计百分比(95%可信区间) | 6.7 (5.2至8.3) | 5.5 (4.0到7.0) | 1.2(1.0至3.4)† | |
调整后的估计百分比(95%置信区间)‡ | 7.6 (5.8至9.5) | 6.5 (4.7至8.2) | 1.1(1.2至3.5)† | 0.34 |
第6个月的次要结果 | ||||
有症状或严重的新冠肺炎——没有 | 135 | 107 | ||
新冠肺炎引起的肺炎——不 | 7 | 7 | ||
因新冠肺炎住院——否 | 5 | 5 | ||
新冠肺炎导致的氧疗—无(%) | 3 (0.2) | 3 (0.2) | ||
因新冠肺炎而入住重症监护室——人数(%) | 2 (0.1) | 2 (0.1) | ||
新冠肺炎引起的机械通气—数量(% 2) | 2 (0.1) | 1 (0.1) | ||
因新冠肺炎(IQR)而无法工作的天数中位数¶ | 3.0 (0.0到8.0) | 4.0 (0.0到11.0) | ||
因新冠肺炎而卧床的天数中位数(IQR)¶ | 0.0 (0.0到1.0) | 0.0 (0.0到3.0) | ||
新冠肺炎(IQR)的平均集数¶ | 1.0 (1.0到1.0) | 1.0 (1.0到1.0) | ||
计划外缺勤天数的中位数(IQR) | 6.0 (3.0到11.0) | 6.0 (2.0到11.0) | ||
无症状新冠肺炎——人数/总人数 | 12/1071 | 15/978 | ||
调整后的估计百分比(95%置信区间)‡ | 1.1 (0.5至1.8) | 1.5 (0.8到2.3) | 0.4(1.4至0.6)† | |
根据年龄组 | ||||
<40 yr | ||||
接受评估的参与者人数 | 740 | 734 | ||
天数中位数(IQR) | 15.0 (9.0到22.0) | 15.0 (11.0至25.5) | ||
40至59岁 | ||||
接受评估的参与者人数 | 811 | 802 | ||
天数中位数(IQR) | 16.0 (10.0到23.0) | 14.0 (9.0到27.0) | ||
≥60岁 | ||||
接受评估的参与者人数 | 152 | 147 | ||
天数中位数(IQR) | 16.5 (8.0到24.0) | 38.0 (27.0至50.0) | ||
根据共存条件的存在或不存在 | ||||
任何共存条件的存在 | ||||
接受评估的参与者人数 | 356 | 333 | ||
天数中位数(IQR) | 19.5 (15.5至31.5) | 17.0 (12.0至22.0) | ||
不存在任何共存条件 | ||||
接受评估的参与者人数 | 1347 | 1350 | ||
天数中位数(IQR) | 13.0 (9.0到22.0) | 15.5 (11.0至30.0) | ||
* 置信区间的宽度没有针对多重性进行调整,并且不能用于代替假设检验。新冠肺炎表示冠状病毒疾病2019,IQR表示四分位数范围。 | ||||
† 差异以百分点表示。 | ||||
‡ 对随机分组时使用的分层因素进行了调整:年龄(< 40岁、40-59岁或≥60岁)、地理区域和共存条件的存在与否。 | ||||
§ 显示的是危险比率。 | ||||
¶ 数据针对有症状或严重新冠肺炎的参与者。 | ||||
‖ 显示的是发病率比率。 | ||||
** 由于治疗组和年龄组之间以及治疗组和共存条件的存在或不存在之间的显著相互作用,出现症状的天数根据年龄组和共存条件的存在或不存在而呈现,这使得主要的组间比较不可解释。 |
图2.主要结果。
主要转归是症状性冠状病毒疾病2019(Covid-19)和严重新冠肺炎。图A和C显示了阴影区域中95%置信区间的卡普兰-迈耶曲线(在修改的意向性治疗人群中未调整的主要分析)。插图在扩展的y轴上显示相同的数据。在图B和D中,森林图显示了具有症状或严重新冠肺炎的参与者的百分比的组间差异,具有95%的置信区间(针对随机化中使用的分层因子进行了调整;主要、灵敏度和补充分析)。敏感性和补充性分析的置信区间宽度没有针对多重性进行调整,并且不能用于替代假设检验。PCR表示聚合酶链反应,大鼠快速抗原试验。
在随机化后的前6个月(修正的意向性治疗人群),卡介苗组的132名参与者(调整后的估计风险,14.7%)和安慰剂组的106名参与者(12.3%)出现症状性新冠肺炎(差异,2.4个百分点;95%置信区间[CI],0.7至5.5;p = 0.13);本试验中定义的严重新冠肺炎发生在卡介苗组的75名参与者(7.6%)和安慰剂组的61名参与者(6.5%)(差异,1.1个百分点;95%置信区间为1.2至3.5;P=0.34)(表2, 图2以及表S7和S8)。大多数符合重度新冠肺炎试验定义的参与者未住院,但至少连续3天无法工作。在使用不太保守的审查规则的补充和敏感性分析中,风险差异相似,但置信区间更窄(图2)。这包括仅使用PCR检测和快速抗原检测结果(无血清学结果)的敏感性分析,以及不考虑新冠肺炎特异性疫苗接种的分析。
次要结果的结果如所示表2和表S9至S17。卡介苗组在6个月内发生任何新冠肺炎事件的概率大于安慰剂组,尽管置信区间很宽,且两组之间没有差异(校正风险比,1.23;95%可信区间为0.96至1.59)(表2)。在仅基于PCR检测和快速抗原检测结果的敏感性分析中(调整风险比,1.38;95%可信区间为1.05至1.81)以及未考虑新冠肺炎特定疫苗接种的分析(调整后的风险比为1.24;95% CI,1.01至1.53),延长随访时间导致更精确的估计和置信区间,不排除两组之间的差异(图S3)。每组都有5例因新冠肺炎住院(包括安慰剂组的一例死亡)。
当比较卡介苗组和安慰剂组出现症状的天数时,有强有力的证据表明试验组和两个随机分层(年龄组和共存条件的存在或不存在)之间存在相互作用,这使得随机分组之间的总体比较不可解释。事后亚组分析显示,在60岁或以上的参与者中,卡介苗组出现症状的天数少于安慰剂组(发病率比,0.32;95%可信区间为0.19至0.53)(表2和图S4),而在小于40岁的参与者和40至59岁的参与者之间没有观察到试验组之间的实质性差异。在没有共存条件的亚组中,卡介苗组出现症状的天数少于安慰剂组(发病率比,0.73;95% CI,0.58至0.91),但在那些有共存条件的患者中情况正好相反(发病率比,1.49;95%可信区间为0.88至2.52)。
图3.亚组分析。
主要结果的亚组分析——症状性新冠肺炎(A图)和严重新冠肺炎(B图)——使用森林图显示了百分点和95%置信区间的差异,并调整了随机化中使用的分层因子。置信区间的宽度没有针对多重性进行调整,并且不能用于代替假设检验。体重指数是以千克为单位的体重除以以米为单位的身高的平方。我们没有评估澳大利亚地理区域内的治疗效果,因为那里没有出现症状性新冠肺炎或严重新冠肺炎。
在预先指定的亚组分析中,几乎没有证据表明大多数亚组的治疗效果不同(图3)。关于既往卡介苗接种的影响,结果与卡介苗组比安慰剂组在既往未接种卡介苗的受试者中出现严重新冠肺炎的风险更大的可能性一致,但在接受卡介苗复种的受试者中不存在这种可能性。在患有心血管疾病、高血压和慢性呼吸系统疾病的参与者中,卡介苗组在6个月时出现症状性或严重新冠肺炎的概率似乎略高于安慰剂组。在性别亚组分析中,虽然性别和卡介苗接种效果之间的相互作用证据很少,但男性亚组的无病存活曲线比女性亚组分离得早(图S1和S2)。
表S18和S19提供了不良事件的详细信息。共有29名参与者报告了30起严重不良事件:卡介苗组20起,安慰剂组9起。除了卡介苗组出现疼痛的注射部位脓肿并伴有嗜睡外,所有严重的不良事件均被现场研究者认为与干预无关。
在这项涉及五个国家的卫生保健工作者的多地点、双盲、随机、对照试验中,接种BCG-Denmark疫苗并未导致6个月内新冠肺炎风险低于安慰剂。值得注意的是,卡介苗组新冠肺炎发作的风险高于安慰剂组,尽管这一估计值的置信区间很宽并超过零。
以前的研究调查了卡介苗在成人中预防新冠肺炎的能力,在动物模型中显示了相互矛盾的结果。调查新冠肺炎与卡介苗接种史或国家卡介苗接种政策或覆盖范围之间关系的回顾性和生态学研究受到许多偏倚的内在限制,包括卡介苗接种和新型冠状病毒暴露之间的长时间间隔。试验也显示了相互矛盾的结果。在一项涉及阿联酋280名卫生保健工作者的非随机试验中,71名接受卡介苗复种(BCG-Russia)的参与者中,没有人报告新冠肺炎,相比之下,209名参与者中有18人(8.6%)拒绝复种。相比之下,随机对照的卡介苗接种试验,除了一个例外,没有显示出对新冠肺炎的保护作用。ACTIVATE-2(一项通过接种卡介苗来预防新冠肺炎感染以增强训练免疫反应的随机临床试验)涉及301名50岁以上的受试者,在接受卡介苗疫苗后,“推定新冠肺炎”的累积发生率低于接受安慰剂后,但主要结果被定义为可能、很可能或明确的新冠肺炎(不要求新型冠状病毒试验阳性)。当评估PCR证实的新冠肺炎病例的发生率时,两组之间的差异不显著。BCG-CORONA试验在南非有1000名参与者,显示BCG复种(BCG-Denmark)后严重呼吸道感染的风险比接受安慰剂后高,但对新冠肺炎风险没有影响。然而,卡介苗组因新冠肺炎住院的风险是安慰剂组的两倍,但置信区间很宽,包括1(风险比,2.0;95%可信区间,0.7到5.9;P=0.20)。在荷兰进行的两项试验中,BCG-Denmark疫苗接种对卫生保健工作者(1511名参与者)的新冠肺炎事件发生率(作为次要结果)没有影响或60岁或以上的参与者(2014年参与者)。在巴西的一项涉及138名参与者的试验中,医护人员接种BCG-Moscow疫苗并不能预防新冠肺炎。在波兰进行的一项涉及354名受试者的试验中,在BCG-Moreau复种后也报道了类似的发现。最后,在一项正在进行的研究卡介苗接种对美国1型糖尿病患者血糖控制的影响的试验中,在15个月的时间内,接受三剂卡介苗东京疫苗(2-3年前给予)的96名参与者中只有1名患有新冠肺炎,相比之下,接受安慰剂的48名参与者中有6名患有此病。
卡介苗脱靶效应的这些和其他试验的不一致结果可能由许多因素解释,包括不同的研究设计;不同年龄(婴儿、成人和老年人)、性别分布和以前接种过卡介苗的参与者比例;使用不同的卡介苗菌株(具有不同的菌落形成单位或剂量)和剂量数;和病原体暴露前的不同时期。所有这些因素都值得进一步调查。卡介苗诱导的效应也可能因病原体而异。在动物模型中,卡介苗接种显著降低了与流感病毒相关的发病率和死亡率,但没有降低新型冠状病毒感染。在一项新生儿卡介苗接种的随机对照试验中,体外免疫反应因病原体类型而异。此外,与先前观察到的BCG诱导的对无关病原体的体外细胞因子应答的增强相反,成人接种卡介苗可降低对新型冠状病毒的反应。在我们的试验中,可能影响卡介苗脱靶效应的因素包括女性受试者占优势(其中脱靶效应与男性不同)以及以前没有接种过卡介苗的参与者人数不足。
有人提出,卡介苗的脱靶效应至少部分是由免疫细胞中的表观遗传修饰所支持的,这些修饰诱导了促炎状态和对随后的无关病原体攻击的更强的细胞因子反应。更强的免疫反应有利于清除感染,但也可能增加症状。在人类疟疾挑战模型中,接受BCG-保加利亚疫苗的参与者比未接种的对照组出现症状更早,总体临床症状更严重。理论上,症状性新冠肺炎的风险增加可以用卡介苗诱导的更强的免疫反应来解释。BRACE试验中接种卡介苗的参与者比对照组有更多的活化和效应T细胞对体外新型冠状病毒刺激作出反应。这些效应可能会导致新型冠状病毒更快地被清除,从而缩短病程。我们的试验在事后亚组分析中有一些证据:卡介苗组的症状持续时间比安慰剂组短,尽管这一发现仅限于60岁或以上的参与者和没有并存疾病的参与者。
在我们的试验中,超过四分之三的参与者之前接种过卡介苗。有人提出,卡介苗接种的脱靶效应在以前接种过疫苗的人中可能比在没有接种过疫苗的人中更大。然而,也有可能再接种不会比以前接种卡介苗带来任何增量脱靶获益。有趣的是,在我们的试验中,在以前没有接种过卡介苗的受试者中,卡介苗组的严重新冠肺炎发生率比安慰剂组高,但在接受过卡介苗复种的受试者中没有。
我们的试验有几个优势。这些包括其稳健的设计,大规模,在三大洲的36个地点招募,试验组分配的盲法,严格的新冠肺炎病例定义,在患病期间每天收集数据对参与者进行密切积极的随访,每3个月进行一次血清学测试,98%的随访率,以及说明新冠肺炎特异性疫苗接种的统计分析。
我们试验的主要限制是无法招募计划的样本,以及由于新冠肺炎特异性疫苗比预期的更早上市而减少了主要分析的参与者观察时间。这意味着该试验动力不足,容易出现II型错误,因此卡介苗可能会增加新冠肺炎的风险。另一个限制是,严重新冠肺炎的试验定义不同于新冠肺炎研究中更广泛使用的定义,后者通常只包括住院和死亡。超过90%被归类为患有严重新冠肺炎的参与者仅仅是因为“病得无法工作”(71%)或“无法下床”(22%)至少连续3天而被捕获的。由于这些事件发生的频率较低,因此无法对严重新冠肺炎(通常定义为住院或死亡)的影响进行有意义的分析。因此,卡介苗疫苗诱导更强的免疫反应,导致更有症状的疾病,但更快清除新型冠状病毒,从而减少住院和死亡的可能性无法评估。另一个限制是,我们对症状性新冠肺炎的定义仅限于最初的病例定义,不包括没有呼吸系统症状的非纤维性发作。最后,盲法在BCG试验中是一个挑战,即使使用安慰剂,因为大多数人都会出现注射部位反应。通过告知受试者卡介苗接种并不总是引起反应(因此试验组的分配不能从没有反应或疤痕推断出来),使用客观的主要结果,以及关于数据收集和分析的盲法,减轻了这种局限性然而,试验组的参与者假设可能影响了新冠肺炎控制措施的依从性、接受流感或新冠肺炎特定疫苗的决定、参与者症状报告或新型冠状病毒测试。
在这项试验中,BCG-Denmark疫苗接种并没有降低医护人员的新冠肺炎风险,结果也没有排除风险增加的可能性。无法评估对住院或死亡定义的严重疾病的任何影响。重要的是,我们的研究结果不能超出BCG-Denmark疫苗对医护人员新冠肺炎的影响。几项研究显示了卡介苗疫苗在其他情况下的有益脱靶效应,特别是在高死亡率地理环境中的婴儿中,正在进行的研究正在检查潜在的潜在免疫机制。
Pittet LF, Messina NL, Orsini F, Moore CL, Abruzzo V, Barry S, Bonnici R, Bonten M, Campbell J, Croda J, Dalcolmo M, Gardiner K, Gell G, Germano S, Gomes-Silva A, Goodall C, Gwee A, Jamieson T, Jardim B, Kollmann TR, Lacerda MVG, Lee KJ, Lucas M, Lynn DJ, Manning L, Marshall HS, McDonald E, Munns CF, Nicholson S, O'Connell A, de Oliveira RD, Perlen S, Perrett KP, Prat-Aymerich C, Richmond PC, Rodriguez-Baño J, Dos Santos G, da Silva PV, Teo JW, Villanueva P, Warris A, Wood NJ, Davidson A, Curtis N; BRACE Trial Consortium Group. Randomized Trial of BCG Vaccine to Protect against Covid-19 in Health Care Workers. N Engl J Med. 2023 Apr 27;388(17):1582-1596. doi: 10.1056/NEJMoa2212616. PMID: 37099341.
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