奧氮平與利培酮治療精神分裂癥療效的meta分析

范麗亞 席保玲 李洪超 馬愛霞

精神疾患是當(dāng)前我國疾病分類中較為嚴(yán)重的一類疾病。按照國際上衡量健康狀況的傷殘調(diào)整生命年指標(biāo)（DALYs）評價各類疾病的總負(fù)擔(dān)，精神疾患在我國疾病總負(fù)擔(dān)的排名中居首位，約占疾病總負(fù)擔(dān)的1/5，已超過了心腦血管、呼吸系統(tǒng)及惡性腫瘤等疾患，而預(yù)計這一比例將在2020年達(dá)到1/4。另有數(shù)據(jù)顯示，我國有精神疾患的人數(shù)已超過1億，而各類精神疾患中，精神分裂癥是最嚴(yán)重的一種。

治療精神分裂癥的藥物有很多，從第一代的氯丙嗪、氟哌啶醇，到第二代的利培酮、齊拉西酮，到第三代的氯氮平、奧氮平以及喹硫平，而奧氮平和利培酮則是眾多抗精神分裂藥物中使用最多的。2009年奧氮平在中國的市場份額占鎮(zhèn)靜催眠藥物的27.8％，居首位；利培酮僅次于喹硫平位列第三位［1］。隨著臨床用量的增多，國內(nèi)針對這兩種藥物臨床療效的研究也在不斷增加，但結(jié)果不甚一致。本文通過對奧氮平和利培酮的臨床研究文獻(xiàn)進(jìn)行meta分析，比較并確認(rèn)兩種藥物的療效，以期為臨床決策提供更有力的借鑒依據(jù)。

一、資料與方法

（一）文獻(xiàn)檢索策略

本研究意在比較奧氮平與利培酮在中國的臨床應(yīng)用療效，故檢索數(shù)據(jù)庫包括中國知網(wǎng)（CNKI）以及維普（VIP）。以“奧氮平”、“利培酮”、“精神分裂”和“精神分裂癥”為檢索關(guān)鍵詞，檢索年限為2000年到2010年11月。

（二）文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)：⑴研究類型為隨機臨床對照試驗；⑵研究對象為根據(jù)CCMD-3確診的精神分裂癥患者；⑶干預(yù)措施為奧氮平和利培酮，且為單一療法；⑷只納入PANSS（陽性與陰性癥狀量表）對療效評分且計算出總體有效率、治愈率的文獻(xiàn)（其中PANSS減分率≥75％為“基本痊愈”，減分率≥50％為“顯著進(jìn)步”，減分率＞25％為“進(jìn)步”，減分率≤25％為“無變化”，“有效”=“基本痊愈”+“顯著進(jìn)步”+“進(jìn)步”）；⑸有無隨訪，是否采用盲法不限；⑹國內(nèi)雜志公開發(fā)表的文獻(xiàn)；⑺治療時間周期為6～12周。

文獻(xiàn)排除標(biāo)準(zhǔn)：⑴研究對象為特定疾病導(dǎo)致的精神分裂癥患者；⑵沒有明確的研究對象選擇標(biāo)準(zhǔn)；⑶二次分析文獻(xiàn)；⑷文獻(xiàn)不能提供有效數(shù)據(jù)進(jìn)行分析；⑸重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)；⑹聯(lián)合用藥治療方法的研究。

（三）數(shù)據(jù)提取

從納入的文獻(xiàn)中提取文獻(xiàn)的基本信息，包括作者、發(fā)表年份、患者年齡、治療周期、研究藥物、藥物劑量、樣本量、有效人數(shù)和治愈人數(shù)。

（四）統(tǒng)計分析

本研究應(yīng)用Review manager 5.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析。計量資料采用比值比（odds ratio，OR）作為效應(yīng)尺度（effect magnitude），并用95％置信區(qū)間（95％Confidence Interval，95％CI）表達(dá)。按醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)原理，只有同質(zhì)的資料才能進(jìn)行合并或比較等統(tǒng)計分析，反之則不能。采用卡方檢驗分析各研究間的異質(zhì)性，當(dāng)各研究間沒有統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性時（P≥0.05），采用固定效應(yīng)模型作meta分析，并選用Mantel-Haenszel統(tǒng)計方法計算合并OR值；當(dāng)各研究間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性時（P＜0.05），采用隨機效應(yīng)模型作meta分析，選用Mantel-Haenszel統(tǒng)計方法計算合并OR值，并盡可能消除導(dǎo)致異質(zhì)性的原因，使之達(dá)到同質(zhì)。

Review manager軟件能自動生成森林圖，圖中最下方的菱形代表多個臨床試驗合并的結(jié)果。垂直線將圖分為左右兩半，用于判斷結(jié)果差異有無統(tǒng)計學(xué)意義：橫線/菱形與垂直線相交則表明該試驗中不同治療措施之間差異無統(tǒng)計學(xué)意義。對于不利結(jié)局如死亡、疾病進(jìn)展、殘廢事件等，橫線/菱形完全在垂直線左側(cè)表示治療組更有效，完全在右側(cè)表示對照組更有效；對于有利結(jié)局如治愈、緩解等剛好相反。

（五）發(fā)表偏倚分析

采用漏斗圖分析的方法，對納入文獻(xiàn)的發(fā)表偏倚進(jìn)行分析討論。

（六）敏感性分析

由于各研究會受各種因素影響，研究結(jié)果也可能受到影響，因此本研究從以下五方面進(jìn)行敏感性分析：（1）選擇不同效應(yīng)模型；（2）只包含研究對象符合CCMD-3并且PANSS≥60的研究；（3）只包含治療周期為8周的研究；（4）只包含研究對象＞18周歲且＜60周歲的研究；（5）只包含實驗組劑量相同的文獻(xiàn)。

二、結(jié)果與分析

（一）文獻(xiàn)檢索流程和結(jié)果

從CNKI、VIP共檢出35篇文獻(xiàn)，經(jīng)過篩選共納入16篇文獻(xiàn)（見圖1）。其中納入有效率分析的文獻(xiàn)16篇，納入治愈率分析的文獻(xiàn)14篇。對最終納入文獻(xiàn)進(jìn)行數(shù)據(jù)提取（見表1），試驗組為奧氮平，對照組為利培酮。有效率分析文獻(xiàn)中共包括了1225名患者；治愈率分析文獻(xiàn)中共包括了1095名患者。

圖1 文獻(xiàn)篩選步驟

表1 納入本研究文獻(xiàn)的數(shù)據(jù)結(jié)果

序號 作者 患者年齡（歲） 入選標(biāo)準(zhǔn) 療程（周） 組別 藥物劑量（mg·d-1）樣本量（例）有效（例）治愈（例）8 楊老虎等2010［9］ 18～60 CCMD-3/PANSS≥60 8 奧氮平 5～20 40 35 14利培酮 1～6 38 30 12 9 張景崴等2007［10］ 18～60 CCMD-3/PANSS≥60 8 奧氮平 10～20 33 31 12利培酮 1～6 34 32 13 10 武銳2010［11］ 18～59 CCMD-3/PANSS≥60 12 奧氮平 10～25 30 23 -利培酮 5～10 30 19 -11 黃寅平等2006［12］ 15～18 CCMD-3/PANSS≥60 8 奧氮平 5～15 30 26 9利培酮 0.5～6 30 27 10 12 楊小男等2003［13］ 18～50 CCMD-3/PANSS≥60 8 奧氮平 5～15 36 29 -利培酮 1～6 34 23 -13 劉勝皇等2010［14］ 18～60 CCMD-3/PANSS＞60 8 奧氮平 5～30 40 38 11利培酮 1～7 38 35 8 14 金雅君［15］ 18～60 CCMD-3/PANSS＞60 8 奧氮平 5～20 39 35 23利培酮 0.5～6 38 35 24 15 歐陽杏娟等2010［16］ 16～50 CCMD-3/PANSS≥60 8 奧氮平 5～20 48 44 25利培酮 1～6 47 42 26 16 王萬章等2009［17］ 16～60 CCMD-3/PANSS≥60 8 奧氮平 5～30 30 29 12利培酮 1～6 30 28 11

（二）Meta分析結(jié)果

1.有效率結(jié)果

納入有效率分析的16篇文獻(xiàn)中，采用奧氮平治療的患者共627例，其中達(dá)到有效標(biāo)準(zhǔn)的544例；采用利培酮治療的共598例，其中達(dá)到有效標(biāo)準(zhǔn)的498例。在合并分析前，只有1項研究［6］的權(quán)重調(diào)整后的OR值95％CI沒有包含1，即該研究中奧氮平組相對于利培酮組患者顯著增加了達(dá)到有效的機會，而其他15項研究均沒有體現(xiàn)出顯著差異。根據(jù)文獻(xiàn)異質(zhì)性檢驗結(jié)果，χ2=6.66，P=0.97，I2=0％，說明入選研究沒有異質(zhì)性，應(yīng)當(dāng)按固定效應(yīng)模型進(jìn)行meta分析。Meta分析結(jié)果表明，16篇關(guān)于有效率的研究文獻(xiàn)的森林圖中菱形圖案與垂直線沒有相交，OR=1.40［1.01，1.95］，奧氮平和利培酮兩組的有效率有統(tǒng)計學(xué)差異（Z=2.01，P=0.04）（具體見圖2）。

2.治愈率結(jié)果

納入治愈率分析的14篇文獻(xiàn)中，采用奧氮平治療的患者共561例，其中達(dá)到有效標(biāo)準(zhǔn)的209例；采用利培酮治療的共534例，其中達(dá)到有效標(biāo)準(zhǔn)的196例。在合并分析前，所有研究的權(quán)重調(diào)整后的OR值95％CI均包含1，即所有研究中奧氮平組與利培酮組患者達(dá)到治愈的機會沒有顯著差異。根據(jù)文獻(xiàn)異質(zhì)性檢驗結(jié)果，χ2=2.04，P=1.00，I2=0％，說明入選研究沒有異質(zhì)性，應(yīng)當(dāng)按固定效應(yīng)模型進(jìn)行meta分析。Meta分析結(jié)果表明，14篇關(guān)于治愈率的研究文獻(xiàn)的森林圖中菱形圖案與垂直線相交，OR=1.03［0.80，1.33］，奧氮平和利培酮兩組的治愈率沒有統(tǒng)計學(xué)差異（Z=0.23，P=0.82）（具體見圖3）。

圖2 奧氮平與利培酮治療精神分裂癥有效率的meta分析森林圖

圖3 奧氮平與利培酮治療精神分裂癥治愈率的meta分析森林圖

（三）發(fā)表偏倚

Meta分析中可以采用漏斗圖來觀察某個系統(tǒng)評價或Meta分析結(jié)果是否存在發(fā)表偏倚。當(dāng)沒有明顯偏倚時，其圖形呈對稱的倒漏斗狀，故稱之為“漏斗圖”。如果資料存在偏倚，會出現(xiàn)不對稱的漏斗圖，不對稱越明顯，偏倚程度也就越大。漏斗圖的不對稱性主要與發(fā)表偏倚有關(guān)，但也可能存在其他原因。在Review Manager軟件中，漏斗圖的橫坐標(biāo)為OR或RR的對數(shù)值（logOR或logRR），縱坐標(biāo)為OR或RR的對數(shù)值標(biāo)準(zhǔn)誤的倒數(shù)1/SE（logRR）。圖4和圖5為本研究中奧氮平和利培酮治療精神分裂癥的有效率和治愈率的漏斗圖。兩圖中各研究效應(yīng)的散點呈倒漏斗形分布，說明本研究納入的文獻(xiàn)不存在明顯的發(fā)表偏倚。

圖4 奧氮平與利培酮治療精神分裂癥有效率的meta分析漏斗圖

圖5 奧氮平與利培酮治療精神分裂癥治愈率的meta分析漏斗圖

（四）敏感性分析

敏感性分析的目的是發(fā)現(xiàn)影響Meta分析研究結(jié)果和產(chǎn)生不同結(jié)論的原因。本文從五個角度進(jìn)行敏感性分析，以檢驗結(jié)果的穩(wěn)定性。敏感性分析的結(jié)果見表2。

表2 奧氮平和利培酮治療精神分裂癥meta分析的敏感性分析結(jié)果

1.選擇不同的效應(yīng)模型

本研究中有效率和治愈率的meta分析均采用了固定效應(yīng)模型，因此在敏感性分析中應(yīng)用隨機效應(yīng)模型。應(yīng)用隨機效應(yīng)模型后，有效率的meta分析中，合并OR值為1.40，Z值為1.97，P值為0.05；治愈率的meta分析中，合并OR值為1.03，Z值為0.23，P值為0.82。與固定效應(yīng)模型相比，隨機效應(yīng)模型得出的結(jié)果與其一致，奧氮平和利培酮治療精神分裂癥的療效沒有統(tǒng)計學(xué)差異。

2.只包含研究對象符合CCMD-3標(biāo)準(zhǔn)并且PANSS≥60的研究

對有效率和治愈率的基礎(chǔ)分析中有3篇文獻(xiàn)其試驗對象只符合CCMD-3，沒有按照PANSS量表評分篩選，其余文獻(xiàn)研究對象均符合CCMD-3且PANSS評分≥60。因此本研究將3篇沒有對受試對象進(jìn)行PANSS評分的文獻(xiàn)剔除后進(jìn)行敏感性分析。剔除了3篇文獻(xiàn)后，有效率meta分析共包含13篇研究文獻(xiàn)，納入研究對象1007名，其中奧氮平組和利培酮組有效人數(shù)分別為445和418人；異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明χ2=5.66，P=0.93，I2=0％，各組間不存在異質(zhì)性，因此采用固定效應(yīng)模型；合并結(jié)果顯示，OR=1.50，Z=2.15，P=0.03。治愈率meta分析中共包含11篇研究文獻(xiàn)，納入研究對象877人，其中奧氮平組和利培酮組治愈人數(shù)分別為160和159人；異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明χ2=1.96，P=1.00，I2=0％，各組間不存在異質(zhì)性，因此采用固定效應(yīng)模型；合并結(jié)果顯示，OR=1.00，Z=0.03，P=0.97。

以上結(jié)果表明，只包含研究對象符合CCMD-3并且PANSS≥60的研究中，奧氮平與利培酮組治療精神分裂癥的有效率存在統(tǒng)計學(xué)差異，與基礎(chǔ)分析結(jié)果一致；而治愈率不存在統(tǒng)計學(xué)差異，與基礎(chǔ)分析結(jié)果一致。

3.只包含治療周期為8周的研究

在分析有效率的16篇文獻(xiàn)中有3篇治療周期不是8周，其中1篇6周，2篇12周。在分析治愈率的14篇文獻(xiàn)中有2篇治療周期不是8周，其中1篇6周，1篇12周。因此，本研究將治療周期不為8周的文獻(xiàn)剔除后進(jìn)行敏感性分析。

有效率meta分析剔除了3篇文獻(xiàn)后，共包含13篇研究文獻(xiàn)，納入研究對象959名，其中奧氮平組和利培酮組有效人數(shù)分別為434和402人；異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明χ2=4.39，P=0.98，I2=0％，各組間不存在異質(zhì)性，因此采用固定效應(yīng)模型；合并結(jié)果顯示，OR=1.22，Z=1.00，P=0.32。治愈率meta分析剔除了2篇文獻(xiàn)后共包含12篇研究文獻(xiàn)，納入研究對象889人，其中奧氮平組和利培酮組治愈人數(shù)分別為174和162人；異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明χ2=1.64，P=1.00，I2=0％，各組間不存在異質(zhì)性，因此采用固定效應(yīng)模型；合并結(jié)果顯示，OR=1.03，Z=0.18，P=0.86。

以上結(jié)果表明，只包含治療周期為8周的研究中，奧氮平與利培酮組治療精神分裂癥的有效率不存在統(tǒng)計學(xué)差異，與基礎(chǔ)分析結(jié)果不一致；治愈率不存在顯著性差異，與基礎(chǔ)分析結(jié)果一致。

4.只包含研究對象大于18周歲且小于60周歲的研究

在分析有效率和治愈率的文獻(xiàn)中，有8篇文獻(xiàn)研究對象年齡不在18～60周歲范圍內(nèi)，本研究將這部分文獻(xiàn)剔除后進(jìn)行敏感性分析。

經(jīng)剔除后，有效率分析文獻(xiàn)有8篇，治愈率分析文獻(xiàn)有6篇。有效率meta分析中共納入研究對象578名，其中奧氮平組和利培酮組有效人數(shù)分別為247和220人；異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明χ2=2.45，P=0.93，I2=0％，各組間不存在異質(zhì)性，因此采用固定效應(yīng)模型；合并結(jié)果顯示，OR=1.80，Z=2.62，P=0.009。治愈率meta分析中共納入研究對象448人，其中奧氮平組和利培酮組治愈人數(shù)分別為79和73人；異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明χ2=1.06，P=0.96，I2=0％，各組間不存在異質(zhì)性，因此采用固定效應(yīng)模型；合并結(jié)果顯示，OR=1.12，Z=0.54，P=0.59。

以上結(jié)果表明，只包含研究對象大于18周歲且小于60周歲的研究中，奧氮平與利培酮組治療精神分裂癥的有效率存在顯著的統(tǒng)計學(xué)差異，與基礎(chǔ)分析結(jié)果一致；治愈率不存在統(tǒng)計學(xué)差異，與基礎(chǔ)分析結(jié)果一致。

5.只包含試驗組藥物劑量相同的文獻(xiàn)

本研究納入的文獻(xiàn)中，試驗組使用藥物的劑量比較分散，以最大劑量劃分，有15mg（3篇）、20mg（9篇）、25mg（2篇）、30mg（2篇）共四類，限于第一、第三、第四類涉及的文獻(xiàn)篇數(shù)過少，我們只對第二類研究（藥物劑量20mg）的治愈率和顯效率進(jìn)行Meta分析。

經(jīng)剔除后，有效率分析文獻(xiàn)有9篇，治愈率分析文獻(xiàn)有9篇。有效率meta分析中共納入研究對象745名，其中奧氮平組和利培酮組有效人數(shù)分別為333和300人；異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明χ2=3.92，P=0.86，I2=0％，各組間不存在異質(zhì)性，因此采用固定效應(yīng)模型；合并結(jié)果顯示，OR=1.34，Z=1.36，P=0.17。治愈率meta分析中共納入研究對象745人，其中奧氮平組和利培酮組治愈人數(shù)分別為151和141人；異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明χ2=1.20，P=1.00，I2=0％，各組間不存在異質(zhì)性，因此采用固定效應(yīng)模型；合并結(jié)果顯示，OR=1.01，Z=0.04，P=0.97。

以上結(jié)果表明，只包含最高劑量為20mg的研究中，奧氮平與利培酮組治療精神分裂癥的有效率沒有顯著的統(tǒng)計學(xué)差異，與基礎(chǔ)分析結(jié)果不一致；治愈率不存在統(tǒng)計學(xué)差異，與基礎(chǔ)分析結(jié)果一致。

三、討論

Meta分析作為一種循證醫(yī)學(xué)研究方法，是對具有共同研究目的的相互獨立的多個研究結(jié)果進(jìn)行系統(tǒng)合并、剖析研究間差異特征、定量綜合評價研究結(jié)果的統(tǒng)計方法。Meta分析將小樣本臨床試驗進(jìn)行合并，提高了結(jié)果的可信度。

近年來國內(nèi)對奧氮平和利培酮治療精神分裂癥的臨床試驗較多，然而大部分臨床試驗規(guī)模較小，在有效率和治愈率方面不能給出明確的結(jié)論。因此，本文通過搜集國內(nèi)發(fā)表的文獻(xiàn)，試圖對奧氮平和利培酮在國內(nèi)治療精神分裂癥的有效率和治愈率進(jìn)行合并分析。本文主要研究奧氮平和利培酮應(yīng)用于中國人群的療效，因此未查閱外文文獻(xiàn)。

總體上，納入本文的文獻(xiàn)質(zhì)量不高，除了楊老虎等［9］的文獻(xiàn)Jadad評分為2分外，其余均為1分。納入有效率分析的16篇文獻(xiàn)和納入治愈率分析的14篇文獻(xiàn)均為隨機方法，但文中均未寫明采用何種隨機分組的方法，也未提及使用分配隱藏或盲法；楊老虎等［9］的文獻(xiàn)描述了撤出或退出試驗的人數(shù)和理由。文獻(xiàn)質(zhì)量不高可能對meta分析的最終結(jié)果產(chǎn)生一定影響。

本文采用漏斗圖分析發(fā)表偏倚。結(jié)果顯示有效率和治愈率的漏斗圖均對稱，初步判斷不存在發(fā)表偏倚。然而用漏斗圖來判斷發(fā)表偏倚有其固有的缺陷，如只能定性分析，當(dāng)納入文獻(xiàn)較少時難以判斷漏斗圖是否對稱等。因此本研究是否存在發(fā)表偏倚還有待進(jìn)一步確證。

在對16篇文獻(xiàn)進(jìn)行奧氮平和利培酮治療精神分裂癥有效率的meta分析中，表明奧氮平的臨床有效率顯著高于利培酮；對14篇文獻(xiàn)進(jìn)行奧氮平和利培酮治療精神分裂癥治愈率的meta分析中，表明奧氮平和利培酮的治愈率不具有統(tǒng)計學(xué)差異。Meta分析可能受到各種因素的影響，包括不同效應(yīng)模型、研究對象的納入、治療周期、研究對象年齡以及用藥劑量等。因此，本文從五方面進(jìn)行敏感性分析。經(jīng)過敏感性分析，我們發(fā)現(xiàn)在只包含治療周期為8周的研究中，奧氮平組和利培酮組治療精神分裂癥的有效率沒有統(tǒng)計學(xué)差異，這與基礎(chǔ)分析的結(jié)果不一致。這提示我們，在各試驗不存在異質(zhì)性的情況下，敏感性分析出現(xiàn)不同結(jié)果表明基礎(chǔ)分析結(jié)果不穩(wěn)定，我們分析產(chǎn)生這種結(jié)果可能的原因是劉廣敬等［4］的文獻(xiàn)（6周）、王領(lǐng)軍等［7］的文獻(xiàn)（12周）和武銳［11］的文獻(xiàn)（12周）的試驗人數(shù)較多，權(quán)重較大，對本研究貢獻(xiàn)較大；只剔除劉廣敬等［4］的文獻(xiàn)時，P值為0.05，OR=1.40，這也說明可能是奧氮平的長期（12周）治療效果有利于導(dǎo)致基礎(chǔ)分析中奧氮平和利培酮的有效率存在顯著性差異。這提示我們，國內(nèi)相關(guān)的臨床試驗可以向延長試驗周期的方向努力，解決本文無法解決的問題。另外，當(dāng)只納入奧氮平最高劑量為20mg·d-1的文獻(xiàn)時，有效率的meta分析結(jié)果與基礎(chǔ)分析不一致，我們分析可能是由于奧氮平的治療劑量與有效率之間具有很強的相關(guān)性，增大劑量可以顯著提高療效。例如，2篇［14，17］奧氮平最高劑量為30mg·d-1的文獻(xiàn)中，經(jīng)權(quán)重調(diào)整后的OR值分別為2.71和2.07，大于多數(shù)其他文獻(xiàn)。這提示我們在臨床用藥時可以適當(dāng)加大劑量來獲得更好的效果，國內(nèi)臨床試驗也可以從劑量方面來設(shè)計，以科學(xué)地評價兩藥的療效。但是，藥物劑量加大的同時，患者需要承擔(dān)的安全性風(fēng)險也會相應(yīng)增大，因此本文的研究結(jié)果只能作為臨床參考，不能作為確切證據(jù)。我們期待更多高質(zhì)量的臨床試驗產(chǎn)生更加科學(xué)的證據(jù)，使兩藥的臨床療效得以明辨。

另外，本研究納入的大部分臨床試驗均提示奧氮平的臨床安全性優(yōu)于利培酮，其錐體外系的不良反應(yīng)較少。本研究的下一步方向即是對奧氮平和利培酮的安全性作meta分析。另外，本研究也沒有將兩藥的經(jīng)濟(jì)性一起納入比較。國外已有報道提出，奧氮平的經(jīng)濟(jì)性要好于利培酮。因此這也是本研究可以繼續(xù)深入的方向。

［1］標(biāo)點國際集團(tuán)公司.2007—2009年鎮(zhèn)靜催眠藥物主要品種市場份額［M］.

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