由2名作者(刘思良、张贵霖)各自阅读文献并提取数据以进行文献质量评估。1) 纳入文献的基本资料：文献特征(作者、发表年份)、试验设计、国家或地区、样本量、年龄、性别、术后随访时间及结局指标；2) 结局指标：围手术期指标(透视次数(次)、术中出血量(ml)、手术时间(min))、术后卧床时间(d)、住院时间(d)、手术前后腰痛视觉模拟评分(visual analogue scale, VAS)变化值、手术前后Oswestry功能障碍指数(Oswestry disability index, ODI)变化值、术后复发率、术后优良率。

计算机检索英文数据库：Pub-Med、Web of science与中文数据库：维普数据库、万方数据库、中国期刊全文数据库(China national knowledge infrastructure, CNKI)自建库至2024年7月收录的关于PETD与PEID治疗单节段LDH的所有临床疗效研究，并追溯相关研究的参考文献。采用英文或中文进行检索。英文检索采用MeSH主题词Intervertebral Disc Displacement、Diskectomy、Percutaneous及其所有自由词。中文检索采用经皮脊柱内镜、腰椎间盘突出症、椎间孔入路和椎板间入路作为主题词。

利用RevMan 5.3软件对最终数据进行分析。使用Z检验对纳入的研究是否存在异质性进行检验(P < 0.1)，异质性强弱由I²决定，若I² < 50%，选择固定效应模型分析，反之选择随机效应模型分析，亚组分析均选择随机效应模型。二分类变量计算利用计算优势比(odds ratio, OR)和95%置信区间(95% confidence interval, 95% CI)进行分析，连续变量计算利用平均差(mean difference, MD)和95% CI进行分析。以P < 0.05表示差异具备统计学意义。

根据纳入标准、排除标准及检索策略，初次检索得到文献共计2940篇。英文文献885篇，其中Pub-Med 838篇、Web of science 47篇，中文文献2055篇，其中CNKI 343篇，维普607篇，万方1105篇。所有文献均导入endnote 软件管理，筛除重复838篇，阅读标题与摘要筛除1983篇，阅读全文筛除104篇。最终筛选15篇，文献筛选流程见 图1 。得到12篇回顾性研究 [4] - [15] ，3篇随机对照研究 [16] - [18] 。共纳入患者PETD组696例，PELD组726例。详见 表1 。

注：① 手术时间；② 透视次数；③ 术后卧床时间；④ 住院时间；⑤ 术中出血量；⑥ 术后复发率；⑦ 术后优良率；⑧ 术后腰痛VAS变化值；⑨ 术后ODI变化值。

根据Cochrane Risk of Bias tool [19] 评价纳入RCT文献进行质量，并使用Rrevman5.3软件制作质量评价表。整体文献质量评价结果见 表2 、 图2 和 图3 。根据修订版NOS量表 [20] 评价纳入的队列研究文献质量，纳入文献平均8.08分，整体质量偏高，评分结果见 表3 。

共15篇研究 [4] - [18] 提取出手术时间，纳入患者1422例，研究间异质性较强(P < 0.00001, I² = 98%)，选择随机效应模型。比较两组患者，差异不存在统计学意义(MD = 6.11, 95% CI: −1.86~14.07, P = 0.13) ( 图4 )。

共13篇研究 [4] [6] - [12] [14] - [18] 提取出术中X光线透视次数，纳入患者共1088例，研究间异质性较强(P < 0.00001, I² = 99%)，选择随机效应模型。PEID组患者术中X光线透视次数明显少于PETD组，两组比较，差异存在统计学意义(MD = 9.05, 95% CI: 7.17~10.92, P < 0.00001) ( 图5 )。

共10篇文献研究 [5] - [8] [10] [11] [14] [16] - [18] 提取出术中出血量，纳入患者共969例，研究间存在一定异质性(P = 0.03, I² = 50%)，选择随机效应模型。两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = 0.70, 95% CI: −0.29~1.07, P = 0.17) ( 图6 )。

共4篇文献研究 [5] [8] [9] [13] 报道了术后卧床时间，纳入患者共487例，研究间不存在异质性(P = 0.71, I² = 0%)，选择固定效应模型。两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = 1.48, 95% CI: −0.49~3.44, P = 0.14) ( 图7 )。

共9篇文献研究 [5] - [7] [11] [13] - [16] [18] 报道了住院时间，纳入患者共985例，研究间异质性较强(P < 0.00001, I² = 98%)，选择随机效应模型。两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = 0.51, 95% CI: −0.60~1.63, P = 0.37) ( 图8 )。

共4篇文献研究 [5] [7] [8] [12] 提取出术后复发率，纳入患者共434例，研究间不存在异质性(P = 0.79，I² = 0%)，选择固定效应模型。两组患者比较，差异不具备统计学意义(OR = 1.17, 95% CI: 0.59~2.34, P = 0.65) ( 图9 )。

共9篇文献研究 [5] - [7] [9] [11] [13] - [15] [18] 提取出术后复发率，纳入患者共968例，研究间不存在异质性(P = 0.99, I² = 0%)，选择固定效应模型。两组患者比较，差异不具备统计学意义(OR = 0.89, 95% CI: 0.61~1.31, P = 0.56) ( 图10 )。

根据术前与术后腰痛VAS数据，选择随机效应模型进行术后腰痛VAS与术前变化值的Meta分析。共6篇文献 [5] [9] [12] [13] [15] [17] 提取得到术后1天腰痛VAS变化值，患者总计639例，研究间异质性较强(P = 0.02, I² = 62%)，两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = −0.04, 95% CI: −0.34~0.27, P =

0.82)。共6篇文献 [5] [12] - [15] [18] 提取得到术后1月腰痛VAS变化值，患者总计652例，研究间异质性较强(P = 0.009, I² = 68%)，两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = −0.04, 95% CI: −0.34~0.27, P = 0.80)。共9篇文献 [4] [6] [7] [9] [12] [14] [15] [17] [18] 提取得到术后3月腰痛VAS变化值，患者总计720例，研究间异质性较弱(P = 0.009, I² = 41%)，两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = −0.05, 95% CI: −0.24~0.14, P = 0.60)。共6篇文献 [5] [7] [8] [11] [13] [15] 提取得到术后6月腰痛VAS变化值，患者总计736例，研究间异质性较强(P = 0.004, I² = 58%)，两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = 0.04, 95% CI: −0.20~0.29, P = 0.73)。共14篇文献 [4] - [18] 提取得到术后12月腰痛VAS变化值，患者总计1382例，研究间不存在异质性(P = 0.12, I² = 31%)，两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = 0.05, 95% CI: −0.09~0.19, P = 0.45) ( 图11 )。

根据术前与术后ODI数据，采用随机效应模型进行术后ODI与术前变化值的meta分析。共4篇文献 [5] [12] [15] [17] 提取得到术后1天ODI与术前变化值，总计419例患者，研究间不存在异质性(P = 0.68, I² = 0%)，两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = −0.64, 95% CI: −0.22~0.95, P = 0.43)。共6篇文献 [5] [12] - [15] [18] 提取得到术后1月ODI与术前变化值，总计641例患者，研究间不存在异质性(P = 0.99, I² = 0%)，两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = 0.21, 95% CI: −1.08~1.49, P = 0.75)。共9篇文献 [4] [6] - [9] [12] [14] [15] [17] [18] 提取得到术后3月ODI与术前变化值，总计720例患者，研究间不存在异质性(P = 0.87, I² = 0%)，两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = −0.88, 95% CI: −1.95~0.19, P = 0.11)。共6篇文献 [5] [7] [8] [11] [13] [15] 提取得到术后6月ODI与术前变化值，总计736例患者，研究间异质性较强(P = 0.03, I² = 61%)，两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = 0.61, 95% CI: −1.31~2.53, P = 0.54)。共14篇文献 [4] - [18] 提取得到术后12月ODI与术前变化值，总计1382例患者，研究间不存在异质性(P = 0.56, I² = 0%)，两组患者比较，差异不具备统计学意义(MD = −0.20, 95% CI: −0.95~0.56, P = 0.61) ( 图12 )。

使用Revman5.3软件绘制漏斗图对发表偏倚进行评估，漏斗图显示两侧散点基本对称，证明无发表偏倚。但部分研究纳入病例数量较少、结局指标不同，偏倚结果有存在一定误差的可能。具体结果见 图13~19 。

LDH是最常见的脊柱疾病之一，主要影响患者的腰部和腿部，尽管卧床休息、物理治疗、药物治疗、注射等非手术干预措施能够较大程度缓解腰部、腿部症状，但部分LDH患者保守治疗无效，最终需要手术切除突出的椎间盘组织来解除神经受压 [21] [22] 。自从2002年Hoogland [23] 发明了经皮脊柱内镜系统(Thomas Hoogland Endoscopy Spine Sys-tems, THESYS)，以及后来改进的TESSYS技术，脊柱内窥镜技术治疗LDH至今已有多篇报道 [24] - [26] 证明其有效性和安全性，能够充分减少传统开窗手术带来的医源性伤害。目前，临床上用于治疗LDH的主要手术方式有经皮脊柱内镜腰椎间盘切除术(PELD)、单侧双通道内镜技术(UBE)、全内镜下腰椎间盘切除术(FELD)、单孔双入路内镜技术(OSE)及椎间盘镜腰椎间盘切除术(MED)等 [27] 。其中PELD分为PETD与PEID，这两种技术 [28] 已被证明在治疗LDH方面均能够达到手术切口小、术中出血少、骨性结构破坏少、操作视野清晰、充分直接减压、保留髓核 [29] 且术后恢复快等优点，能够明显减少对神经、肌肉、骨骼组织的损伤，且并发症少、复发率低 [30] [31] ，但目前采用手术入路的决策标准尚未达成共识。

近年来，PETD与PEID都被作为治疗腰椎间盘突出症的常用术式。PETD可在局麻下通过人为扩大椎间孔的天然间隙“安全三角区” [31] [32] 直接进入椎管内摘除椎间盘，镜下直接观察神经根和椎间孔，能够最大程度地保护脊柱稳定性从而有效避免术后并发症 [33] ，但PETD要求椎间孔扩大成形术，学习曲线陡峭 [34] 。PEID可在内镜直接观察下磨除阻挡的骨性结构，无需盲目扩大椎间孔，有效增加手术操作的空间，能更彻底地摘除突出移位的椎间盘，在治疗L4-5、L5-S1节段LDH患者时，受高髂脊影响更小，手术难度更低 [35] 。但必须在全麻下进行，且镜下视野受限，术中需要反复调整观察角度可能会对神经根及硬膜囊过度牵拉造成负面结果 [36] 。也有报道 [15] 、 [37] 提出PETD更适合治疗中央型LDH，PEID更适合腋下型、游离型、钙化型LDH。目前治疗单节段LDH疗效比较的疗效评价标准难以统一，所以本文能够纳入的文献相对较少。

本Meta分析最终显示，两组间比较手术前后腰痛VAS变化值、ODI变化值的差异均无统计学意义，证明二者治疗LDH的术后疗效无明显差别。但森林图显示，在缓解短期症状中PTED更具优势，而在缓解长期症状中PTID更具优势。这可能是因为PTED对肌肉、硬膜及神经损伤更小，术后神经功能恢复更快，而PTID对椎间盘的减压更加充分。本研究结果发现，森林图显示PEID组手术时间更短，但两组患者手术时间、术中出血量并不存在统计学差异，这可能是因为PEID穿刺更简单直观，但并不能明显缩短手术时间。此外，由于PETD穿刺难度更大，PEID术中透视次数明显少于PETD患者(MD = 9.05, 95% CI: 7.17~10.92, P < 0.00001)。两组患者的住院时间、术后卧床时间、术后复发率、术后12月末次随访优良率相比较均无明显差异。

综上所述，PETD与PEID都是治疗LDH行之有效的方法，在短期的症状缓解中PETD可能更具优势，但手术时间更长，穿刺难度更大，患者及医护会受到更多的X光线照射。另外，PEID相比PETD，手术时间相对较短，术中透射次数较少，术后长期恢复相对更好，且手术难度更低，或许能成为年轻医生的优先选择。但实际工作中还应结合影像学资料以及术者个人能力等因素决定最佳手术方案，所以PETD与PEID都应被脊柱外科医生熟练掌握。

本文为纳入的文献制定了详细的纳入和排除标准，并更加保守地采用主题词检索与随机效应模型对术后指标进行分析，但仍存在以下局限性：1) PETD与PEID治疗单节段LDH的相关研究较多，但业界关注的结局指标难以统一，缺乏长期的随访时间纳入文献均来自中国，且数量及样本量较少，部分结局指标的数据缺失，临床证据有限。笔者认为，上述缺陷是因为PETD与PEID作为微创技术开展的时间尚短，随着二者在临床中的应用增加，笔者将会纳入更多文献更新该项研究；2) 纳入研究缺少更加细致的结局指标，如：神经功能恢复情况、并发症发生率、影像学指标、检验学指标、体征变化和具体并发症描述等；3) 部分研究未明确腰椎间盘突出的类型或节段，本研究无法进行更专业的亚组分析，缺乏对不同类型、不同节段LDH的讨论，未能充分结合LDH的病理生理机制和两种手术方式的特点进行分析。