參附注射液用于圍手術期的系統評價及Meta分析

王 月張 碩武 忠郭利平

（1內蒙古自治區人民醫院，呼和浩特，010017；2天津醫科大學代謝病醫院，天津，300070；3天津中醫藥大學，天津，300192）

參附注射液用于圍手術期的系統評價及Meta分析

王 月1張 碩2武 忠1郭利平3

（1內蒙古自治區人民醫院，呼和浩特，010017；2天津醫科大學代謝病醫院，天津，300070；3天津中醫藥大學，天津，300192）

目的：評價圍手術期應用參附注射液的療效及安全性。方法：計算機檢索中國醫學文獻數據庫（CBMdisc）、中國期刊全文數據庫（CNKI）、萬方數據庫、維普數據庫（VIP）數據庫，并手工檢索相關雜志，全面搜集參附注射液用于圍手術期的隨機對照研究文獻，按照Cochrane協作網等推薦的方法評價納入研究的方法學質量和提取有效數據后，應用RevMan5軟件對納入文獻進行匯總分析。結果：符合納入標準的文獻共18篇，共計1 324例，其研究質量均為C級。Meta分析結果顯示：在常規基礎上加用參附注射液對圍術期患者的影響如下：改善麻醉期間血流動力學（SBP［WMD＝-18.74，95%CI（-21.26，-16.23），P＜0.000 01］、DBP［WMD＝-8.41，95%CI（-10.44，-6.37），P＜0.000 01］、HR［WMD＝-10.59，95%CI（-12.50，-8.68），P＜0.000 01］）、升高β-內啡肽［WMD＝28.93，95%CI（22.13，35.73），P＜0.000 01］、促進麻醉催醒（拔管時間［WMD＝-9.62，95%CI（-11.61，-7.64），P＜0.000 01］、離開ICU時間［WMD＝-17.06，95%CI（-22.06，-12.06），P＜0.000 01］）、促進術后恢復（拔管時間［WMD＝-2.77，95%CI（-3.02，-2.53），P＜0.000 01］、離開ICU時間［WMD＝-11.26，95%CI（-15.17，-7.35），P＜0.000 01］），與單用常規相比差異有統計學意義。結論：參附注射液能夠通過維持循環穩定等方面來對抗麻醉等圍術期的不良刺激，并能促進術后恢復，在整個圍術期起到保護性作用，效果優于單用西醫常規。此結論尚有待于更多高質量臨床試驗來進一步驗證。

參附注射液；圍手術期；隨機對照試驗；系統評價；Meta分析

參附注射液主要成分為紅參和附片的提取物，主要功效為：回陽救逆、益氣固脫，臨床上主要用于陽氣暴脫的厥脫癥（感染性、失血性、失液性休克等），也用于陽虛（氣虛）所致的驚悸等癥。由于參附注射液具有強心、穩定血壓、抗心律失常等作用，有醫生臨床中在圍手術期應用參附注射液，但這種措施的有效性和安全性尚未有定論。本研究旨在用循證醫學的方法，全面而客觀地評價參附注射液用于圍手術期的療效和安全性，為臨床合理應用提供客觀依據。并通過評價臨床試驗的質量，發現目前臨床研究的不足之處，對今后進一步研究提供改進建議。

1 資料與方法

1.1 資料來源 計算機檢索萬方數據庫、中國學術期刊全文數據庫（CNKI）、中文科技期刊數據庫（VIP）、中國生物醫學文獻數據庫（SinoMed）。文獻語種限為中文和英文。手工查找《中國中西醫結合雜志》《中華外科雜志》等國內中醫藥期刊以及會議論文集。檢索式：主題＝參附注射液，截止到2012年5月15日。追查納入文獻后的參考文獻，以盡可能納入相關研究，使漏檢的可能性降低。

1.2 納入標準

1.2.1 研究類型 隨機對照試驗（Randomized Controlled Trials，RCTs），不限地域，語種限中英文，無論是否采用盲法。

1.2.2 研究對象 全部病例均為近期手術患者（包括術前術后），美國麻醉醫師協會（ASA）分級Ⅰ～Ⅳ級，手術方式不限。原發病及病程不限，年齡、性別、種族都不限制，組間基線可。

1.2.3 干預措施 治療組在圍手術期以靜脈方式給予參附注射液治療，劑量、療程不限。對照組不治療或給予生理鹽水等對研究結果無影響的安慰劑類別的液體，其他常規治療方案2組一致。

1.2.4 觀察指標 至少觀察下列一項指標：圍術期血流動力學指標（麻醉前后及插管SBP，DBP，HR，等）；反映應激狀態的敏感指標；反映麻醉催醒的相關指標；體現術后恢復情況的相關指標。

1.3 排除標準 綜述、藥理研究、個案及經驗報道等非臨床研究文獻；病例觀察報告及未隨機分組的臨床研究；診斷標準不符合本評價納入標準的文獻；聯用其他中藥等治療方案不符的文獻；非靜脈干預的文獻；觀察指標不在本評價納入標準范圍之內的研究；試驗設計不嚴謹、統計方法不恰當等低質量文獻；雷同及重復發表的文獻。

1.4 文獻篩選 兩名研究者獨立閱讀文章題目，對相關文獻再閱讀摘要，篩除明顯不相關文獻，如為RCT則閱讀全文，根據預訂的納入標準篩選文獻，如有分歧則通過第三方參與討論解決。

1.5 資料提取 設計資料提取表格，對最終納入文獻進行資料提取，主要包括題名、作者、期刊、年份、研究方法學特征（隨機方法及分配隱藏、盲法實施等）、觀察對象情況（例數、年齡、性別、麻醉分級等）、干預措施（劑量、用法、對照情況等）、結局指標以及不良反應發生情況等，由1位研究者提取和錄入資料，另1位研究者核對。

1.6 質量評價 根據Cochrane Reviewer's Handbook 5.0.2［2］和吳泰相等［1］描述的RCT質量評估標準和方法，分別按隨機分組方法、隱蔽分組、盲法、失訪和意向性分析等方面的情況評估每個RCT的質量，將每項分為充分、不充分或不清楚3個等級。意見不一致時通過請教專家，討論決定。

1.7 數據分析 采用Cochrane協作網提供的RevMan 5.0.2軟件進行數據處理。計數資料用相對危險度（Relative Risk，RR），連續變量可選擇加權均數差（Weighted Mean Difference，WMD）MD或標準化均數差（Sundardised Mean Difference，SMD）為療效分析統計量標準化均數，兩者均以95%的可信區（Confidence Interval，CI）表示。采用χ2檢驗分析統計學異質性，檢驗水平設定為α＝0.05，無統計學異質性：P≥0.05，測量結果采用固定效應模型進行Meta分析，Meta分析的結果采用森林圖表示。發表偏倚用倒漏斗圖表示。

2 結果

2.1 檢索及篩選結果 初檢出文獻6 257篇，去重后2 870篇，閱讀題目題及摘要后排除明顯不相關文獻2 730篇，一共收集參附注射液用于圍術期的臨床研究140篇，進一步閱讀全文，排除病例觀察報告3篇、非隨機分組24篇、診斷標準與本評價納入標準不相符者35篇，治療方案不符合20篇、觀察指標不在本評價納入標準范圍之內者40篇，最終納入18篇RCT，均為已發表的中文文獻。

2.2 納入研究的一般特征

2.2.1 研究對象一般資料 18個RCT共納入1 324例受試者（TC＝11）。4篇［3，11，16，19］文獻沒有說明男女各自例數，其余文獻中男性520例（48.50%），女性552例（51.49%）。年齡20～85歲，有8篇［4，7-8，10，12-14，17］描述為均數±標準差的格式，3篇［3，9，19］未描述受試者年齡。美國麻醉醫師協會（ASA）分級多為Ⅰ～Ⅱ級（12篇［3，5-8，11-17］），其次為Ⅱ～Ⅲ者3篇［18-20］、Ⅲ～Ⅳ者2篇［4，10］、Ⅱ～Ⅳ者1篇［9］。詳見表1。

2.2.2 干預措施 18篇RCT均采用西醫常規治療聯合參附注射液為治療組干預手段，與單純采用西醫常規治療進行對照。給藥途徑多為靜脈滴注，靜脈注射3篇［13，15，17］，2篇［9，14］未描述給藥途徑。多數按照體重給藥（13篇［4-8，10-12，14-15，17，20］），范圍在0.5～1.5 mLkg，1 mLkg者最多（76.92%），2篇［3，18］劑量為50 mL，3篇［9，13，16］劑量為100 m L。溶媒為生理鹽水者6篇［5-6，8，11，16，20］），乳酸鈉林格液者4篇［3，7，12，14］，1篇［18］為轉化糖液，7篇［4，9-10，13，15，17，19］文獻未提及溶媒，其中3篇為靜脈注射。8篇［9-11，13，15，17-18，20］文章描述了給藥時間點，1篇［9］為術前5 d開始，其余為麻醉、誘導前，其中1篇［11］描述較為全面：麻醉前20 min輸注完。詳見表1。

2.2.3 觀察指標 18篇RCT中，共涉及觀察指標29個。采用血流動力學指標（SBP，DBP，HR）的文獻有10篇［3，5，11，13，15-20］，觀察恢復情況（麻醉復蘇、通氣恢復、術后康復等）的涉及8篇［4-10，12］文獻，4篇［6-8，14］文獻采用β-內啡肽作為評價指標，8篇［3，4，9-11，18-20］文獻將西藥使用情況作為觀察指標。詳見表1。

2.3 文獻質量評價 18篇RCT中僅有2篇［8，10］描述了具體的隨機方法；僅有1篇［5］提及盲法（雙盲）；所有文獻均未提及是否采用分配隱藏方案、不完整資料及選擇性報告偏倚等情況。見表2。

2.4 療效評價 由于指標繁雜，本次評價選擇有代表性的指標進行評價分析。

2.4.1 麻醉15 min SBP 納入5個研究，異質性檢驗顯示各研究間存在明顯統計學異質性（P＜0.000 01，I2＝98%）（圖1-a），考慮各研究間存在臨床異質性，綜合評定后將其中2個［11、20］研究剔除，采用固定效應模型分析異質性無統計學意義（P＝0.09，I2＝59%）。Meta分析結果顯示，合并效應量有利于參附組［WMD＝-18.74，95%CI（-21.26，-16.23），P＜0.000 01］，2組差異有統計學意義。（圖1-b）。

表1 納入研究一般情況

表2 納入研究的文獻質量評價

圖1 參附注射液對麻醉SBP影響的合并分析森林圖

圖2 參附注射液對麻醉DBP影響的合并分析森林圖

2.4.2 麻醉15min DBP 納入5個研究，異質性檢驗顯示各研究間存在統計學異質性（P＜0.000 01，I2＝97%）（圖2-a），考慮各研究間存在臨床異質性，綜合評定后將其中2個［19-20］研究剔除，采用固定效應模型分析異質性無統計學意義（P＝0.22，I2＝33%）。Meta分析結果顯示，合并效應量有利于參附組［WMD＝-8.41，95%CI（-10.44，-6.37），P＜0.000 01］，2組差異有統計學意義。（圖2-b）。

2.4.3 麻醉15 min HR 納入5個研究，異質性檢驗顯示各研究間存在統計學異質性（P＜0.000 01，I2＝97%）（圖3-a），考慮各研究間存在臨床異質性，綜合評定后將其中2個［7，20］研究剔除，采用固定效應模型分析異質性無統計學意義（P＝0.35，I2＝8%）。Meta分析結果顯示，合并效應量有利于參附組［WMD＝-10.59，95%CI（-12.50，-8.68），P＜0.000 01］，2組差異有統計學意義。（圖3-b）。

圖3 參附注射液對麻醉HR影響的合并分析森林圖

2.4.4 麻醉β-內啡肽 納入4個研究，異質性檢驗顯示各研究間無明顯統計學異質性（P＝0.19，I2＝36%），采用固定效應模型進行Meta分析。結果顯示，合并效應量有利于參附組［WMD＝28.93，95%CI（22.13，35.73），P＜0.000 01］（見圖4），差異有統計學意義。

圖4 參附注射液對麻醉β-內啡肽影響的合并分析森林圖

圖5 參附注射液對插管SBP影響的合并分析森林圖

2.4.5 插管10 min SBP 納入4個研究，異質性檢驗顯示各研究間存在統計學異質性（P＝0.000 8，I2＝82%），采用隨機效應模型分析異質性仍有統計學意義（圖5-a），考慮各研究間存在臨床異質性，綜合評定后將其中1個［13］研究剔除，采用固定效應模型分析異質性無統計學意義（P＝0.97，I2＝0%）。Meta分析結果顯示，合并效應量有利于參附組［WMD＝-5.46，95%CI（-10.85，-0.07），P＝0.05］，2組差異有統計學意義。（圖5-b）。

2.4.6 插管10min DBP 納入4個研究，異質性檢驗顯示各研究間存在統計學異質性（P＝0.004，I2＝77%），采用隨機效應模型分析異質性仍有統計學意義（圖6-a），考慮各研究間存在臨床異質性，綜合評定后將其中1個［13］研究剔除，采用固定效應模型分析異質性無統計學意義（P＝0.99，I2＝0%）。Meta分析結果顯示，2組差異無統計學意義［WMD＝3.60，95% CI（-1.22，8.41），P＝0.14］（圖6-b）。

圖6 參附注射液對插管SBP影響的合并分析森林圖

2.4.7 插管10 min HR 納入4個研究，異質性檢驗顯示各研究間無明顯統計學異質性（P＝0.35，I2＝9%），采用固定效應模型進行Meta分析。結果顯示，2組差異無統計學意義［WMD＝2.15，95%CI（-0.49，4.79），P＝0.11］（圖7）。

圖7 參附注射液對插管HR影響的合并分析森林圖

2.4.8 術后恢復—拔管時間（h） 納入3個研究，異質性檢驗顯示各研究間存在統計學異質性（P＝0.000 2，I2＝88%），采用隨機效應模型分析異質性仍有統計學意義（圖8-a），考慮各研究間存在臨床異質性，綜合評定后將其中1個［9］研究剔除，采用固定效應模型分析異質性無統計學意義（P＝0.81，I2＝0%）。Meta分析結果顯示，合并效應量有利于參附組［WMD＝-2.77，95%CI（-3.02，-2.53），P＜0.000 01］（圖8-b），2組差異有統計學意義。

2.4.9 術后恢復—離開ICU時間（h） 納入3個研究，異質性檢驗顯示各研究間無明顯統計學異質性（P＝0.38，I2＝0%），采用固定效應模型進行Meta分析。結果顯示，合并效應量有利于參附組［WMD＝-11.26，95%CI（-15.17，-7.35），P＜0.000 01］（見圖9），差異有統計學意義。

圖8 參附注射液對術后恢復—拔管時間（h）影響的合并分析森林圖

圖9 參附注射液對術后恢復—離開ICU時間（h）影響的合并分析森林圖

2.4.10 催醒—拔管時間（min） 納入5個研究，異質性檢驗顯示各研究間存在統計學異質性（P＜0.000 01，I2＝89%），采用隨機效應模型分析異質性仍有統計學意義（圖10-a），考慮各研究間存在臨床異質性，綜合各方面評定后進行亞組分析，將其中3個［5，7，12］研究合并分析，采用固定效應模型分析異質性無統計學意義（P＝0.18，I2＝41%）。Meta分析結果顯示，合并效應量有利于參附組［WMD＝-23.42，95%CI（-27.62，-19.22），P＜0.000 01］（圖10-b1），2組差異有統計學意義。將另外2個［6，8］研究合并分析，采用固定效應模型分析異質性無統計學意義（P＝0.98，I2＝0%）。Meta分析結果顯示，合并效應量有利于參附組［WMD＝-9.62，95%CI（-11.61，-7.64），P＜0.000 01］（圖10-b2），2組差異有統計學意義。

2.4.11 催醒—離室時間（min） 納入5個研究，異質性檢驗顯示各研究間存在統計學異質性（P＝0.01，I2＝69%），采用隨機效應模型分析異質性仍有統計學意義（圖11-a），考慮各研究間存在臨床異質性，綜合評定后將其中1個［7］研究剔除，采用固定效應模型分析異質性無統計學意義（P＝0.48，I2＝0%）。Meta分析結果顯示，合并效應量有利于參附組［WMD＝-17.06，95%CI（-22.06，-12.06），P＜0.000 01］，2組差異有統計學意義。（圖11-b）。

2.5 安全性評價 包括不良反應、不良事件及不良作用，絕大多數文獻均未提及與實驗藥物直接相關的安全性情況。

圖10 參附注射液對催醒—拔管時間（min）影響的合并分析森林圖

圖11 參附注射液對催醒—離開ICU時間（min）影響的合并分析森林圖

3 討論

現代社會的患者當中，有相當一部分需要接受外科手術治療，手術麻醉過程中使用的麻藥大多對體循環有明顯的抑制作用，在術畢麻醉蘇醒期機體常易產生應激反應，尤其在拔除氣管導管時，常易引起患者嗆咳，使血壓升高、心率增快，心肌耗氧增加，圍術期的不良刺激越多就越不利于患者的恢復。所以圍術期應重視和減輕麻醉及機械通氣等不良刺激對患者的影響，尤其是應激反應所引起的心血管反應。

本研究對參附注射液聯合常規應用于圍術期的有效性和安全性進行了系統評價。結果提示：參附注射液可以改善患者麻醉期間血流動力學、升高β-內啡肽水平、促進麻醉催醒（拔管時間、離開ICU時間）、促進術后恢復（拔管時間、離開ICU時間），與單用常規相比差異有統計學意義。對術后拔管的血壓和心率沒有明顯影響，可能是所選時間點（插管即刻插管后10 min）不恰當的原因。所有文獻均未提及安全性觀察結果，故無法得到有關安全性的結論。總體來看，參附注射液能夠有效抑制麻醉引起的血流動力學反應，維持患者循環穩定，對抗圍術期的不良刺激，并能促進術后恢復，在整個圍術期起到保護性作用，效果優于西醫常規。而且縮短術后拔管時間以及ICU留置時間，意味著參附注射液既可以減少術后長期帶管所帶來的各種并發癥，又可提高ICU的周轉率，減少患者住院費用，有很大的衛生經濟學價值。因此，圍術期可考慮使用參附注射液。

本研究的局限性主要表現為納入文獻的不足之處。首先是方法學質量低，18篇RCT均為C級，僅有2篇描述了具體的隨機方法，僅有1篇使用盲法，所有文獻均未提及是否采用分配隱藏方案、不完整資料及選擇性報告偏倚等情況。以上因素可能導致選擇、測量、和報告偏倚。其次是納入文獻的臨床異質性，各研究的病種、手術方式、參附注射液給予的時間、劑量不盡相同，這也會影響到本系統評價結果的準確性。再次是文獻報告質量不高，本研究提取資料時發現，文獻對有些（如年齡、劑量、給藥時間點等）臨床資料的描述方式不規范，甚至部分信息缺失，不利于統計分析。本研究檢索語種限定為英文和中文，未檢索到未發表文獻和在研相關文獻，不排除存在資料選擇性偏倚和發表性偏倚的可能性。

為了確保今后臨床研究的高質量，避免不必要的低水平重復。今后的研究可從以下幾方面改進：首先，研究設計方法需要加強。具體表現為以下幾方面：進行樣本含量的估算；使用正確的隨機分組和分配方案隱藏方法，做到真正的隨機化；根據實際條件施用盲法；注意中醫辨證；制定嚴格且恰當的納入排除標準，從多項基本資料著手嚴格控制研究對象的基線可比性；制定剔除和終止標準并落到實處，進行隨訪；選擇有代表意義的觀察指標，其中檢測時間點也很重要；重視安全性觀察。其次，研究過程需要整體控制，正式注冊，保證最原始研究方案的公開與透明，研究過程的每個環節，需要有專業的監控者。最后，文獻報告質量需要提高。對方法學進行詳細描述，如隨機序列產生、隱蔽分組、盲法實施的具體過程等，研究涉及的各項標準要明確提及，盡可能詳細描述研究對象一般資料，并對基線可比性提供統計學證明，明確提及樣本含量的確定依據，對脫落情況做真實報道，并進行意向分析，總體應當做到：“明確提及，詳細描述，如實報道”。此外，Meta分析的結論并非一成不變，本研究只是對現有資料綜合分析的結果，尚需更加全面地收集文獻（包括未發表文獻），并隨著新研究資料的不斷收集，定期更新結論。

［1］吳泰相，劉關鍵.隱蔽分組（分配隱藏）和盲法的概念、實施與報告［J］.中國循證醫學雜志，2007，7（3）：203-207.

［2］Higgins JPT，Green S（editors）.Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions Version 5.0.2［updated September2009］.The Cochrane Collaboration，2009.Available from www.cochranehandbook.org.

［3］張濤，唐潔，張春和.參附注射液對單次脊麻手術患者血流動力學的影響［J］.云南中醫學院學報，2010，33（6）：18-20.

［4］董輝，熊利澤，陳敏，等.參附注射液對法樂四聯癥根治術患者心功能保護作用的研究［J］.中國中西醫結合急救雜志，2003，10（6）：326 -329.

［5］高元麗，代志剛，郭素香，等.參附注射液對開胸術全麻蘇醒期血流動力學蘇醒時間的影響［J］.遼寧中醫雜志，2006，33（11）：1383-1384.

［6］邢群智，孫麗霞，習紅麗.參附注射液對老年患者全身麻醉蘇醒的影響及作用機制［J］.山東醫藥，2004，44（15）：35-36.

［7］黃燕虹，王韶莉，萬震威，等.參附注射液對全身麻醉恢復期患者的催醒作用［J］.中華麻醉學雜志，2006，26（6）：504-506.

［8］鄭傳東，閔蘇.參附注射液對全身麻醉蘇醒的影響及作用機制［J］.中國中西醫結合雜志，2003，23（9）：651-653.

［9］王舜堯，朱海宏.參附注射液對體外循環下瓣膜置換術患者心肌酶的影響［J］.中醫藥學報，2008，36（2）：61-62.

［10］董輝，熊利澤，陳敏，等.參附注射液對心臟瓣膜置換術患者心功能的保護作用研究［J］.中國中西醫結合雜志，2004，24（1）：32-35.

［11］魏闖，蔣燕，牟林，等.參附注射液對腰硬聯合麻醉不良反應的影響［J］.重慶醫學，2010，39（4）：415-416.

［12］黃燕虹，王韶莉，萬震威，等.參附注射液對全麻后催醒作用的臨床觀察［J］.中國醫藥指南，2006，4（1）：18-19.

［13］于海芳，李界平，李曉征，等.參附注射液預注在老年患者麻醉誘導期間的循環穩定作用［J］.中國臨床實用醫學，2009，3（8）：16-18.

［14］黃燕虹，王韶莉.參附注射液在全麻復蘇中應用對通氣功能的影響及其機制［J］.中華外科現代學雜志，2005，2（13）：1160-1162.

［15］謝濱蓉，盧靜，樊紅.參附注射液用于老年患者全麻誘導期對血流動力學的影響［J］.中國中醫急癥，2008，17（8）：1085-1086.

［16］崔曉寧，朱傳耘.參附注射液在全麻誘導期間的循環穩定作用觀察［J］.實用醫技雜志，2004，11（6）：916.

［17］魏湘華，鄒江，唐育民，等.參附注射液在腫瘤病人使用異丙酚麻醉誘導期間的循環穩定作用［J］.四川腫瘤防治，2002，15（3）：147-149.

［18］溫佐強，方才，曹輝，等.高齡患者腰-硬聯合麻醉前預輸轉化糖復合參附的臨床意義［J］.安徽醫藥，2011，15（3）：359-360.

［19］熊俊成，吳艷琴，陳曉敏.參附注射液在子癇前期患者剖宮產手術麻醉中的應用［J］.福建中醫藥，2009，40（3）：12-13.

［20］袁軍，吳昱，豐新民.麻醉前靜注參附注射液對顱腦手術患者血流動力學的影響［J］.山東醫藥，2012，52（2）：53-54.

（2014-03-19收稿 責任編輯：張文婷）

Systematic Review and Meta-analysis of Randomized Clinical Trials on Shenfu Injection used for Perioperative Period

Wang Yue1，Zhang Shuo2，Wu Zhong1，Guo Liping3
（1 People's Hospital of Inner Mongolia，Huhehot 010017，China；2 Metabolic Disease Hospital of Medical University of Tianjin，Tianjin 300070，China；3 Tianjin University of Traditional Chinese Medicine，Tianjin 300193，China）

Objective：To evaluate the effectiveness and safety of Shenfu Injection used in perioperative period.Methods：Four electronic literature databases including CNKI，Wanfang Data，VIP，and SinoMed were searched to identify eligible randomized clinical trials on ShenFu used for perioperative period，and some relevant Chinese journals were also hand-searched for potentially eligible clinical studies. The quality of included studies was assessed against entries of the risk of bias table as recommended in the Cochrane handbook，and the data was analyzed using RevMan.Results：A total amount of eighteen studies involving 1 324 patientsmet the inclusion criteria for this review，and the quality of these studies were C level.Meta-analysis showed followingResults：Shenfu injection combined with routine Western medicine has better effect on perioperative period inmaintaining the stability of circulation（SBP［WMD＝-18.74，95%CI（-21.26，-16.23），P＜0.000 01］，DBP［WMD＝-8.41，95%CI（-10.44，-6.37）P＜0.000 01，HR［WMD＝-10.59，95%CI（-12.50，-8.68），P＜0.000 01］），elevatingβ-endorphin［WMD＝28.93，95%CI（22.13，35.73），P＜0.000 01］，promoting anesthesia wake-up including shortening the time of extubation［WMD＝-9.62，95%CI（-11.61，-7.64），P＜0.000 01］and leaving the ICU［WMD＝-17.06，95%CI（-22.06，-12.06），P＜0.000 01］），promoting the recovery after operation including shortening the time of extubation［WMD＝-2.77，95%CI（-3.02，-2.53），P＜0.000 01］and leaving the ICU［WMD＝-11.26，95%CI（-15.17，-7.35），P＜0.000 01］）.There was statistically significant difference compared with the pure western medicine treatment.Conclusion：Shenfu injection plays a protective role in the perioperative period，which can be against the perioperative adverse stimuli by maintaining the stability of circulation，and promote the recovery after operation.It is better than the pure western medicine treatment. This conclusion still needs more high quality clinical trials to further verify.

Shenfu Injection；Perioperative；Randomized clinical trials；Systematic review；Meta analysis

R195.1；R283.6

A

10.3969j.issn.1673-7202.2014.12.016

王月（1985.8—），女，博士，內蒙古自治區人民醫院醫師，研究方向：心腦血管疾病，E-mail：wangyue＿ebm＠foxmail.com

郭利平（1965.8—），男，博士，主任醫師、教授，職務：院長，研究方向：心腦血管疾病，E-mail：lpgtjn＠163.com