疏風解毒膠囊輔助治療成人社區獲得性肺炎有效性和安全性的Meta分析

楊江，李宣霖，王建新，謝洋，3，劉輝國，李素云，3，王明航，3*

社區獲得性肺炎（community-acquired pneumonia，CAP）是指在醫院外罹患的感染性肺實質炎癥，包括具有明確潛伏期的病原體感染而在入院后潛伏期內發病的肺炎［1］。CAP是常見的感染性疾病之一，其發病率高，疾病負擔重，致病菌和耐藥情況在不同國家和地區之間差異顯著，且發病率、治療失敗率、病死率等隨年齡的增長而增長［2-4］。經驗性抗感染治療是CAP治療的基礎，然而近年來隨著人口老齡化、免疫宿主增多、抗生素的濫用，CAP病原體變遷及抗生素耐藥率逐年上升，盡管診斷技術在不斷進步，新型抗菌藥物在陸續上市，但CAP的發病率和病死率仍然較高，治療面臨新的困境［5-6］。

CAP歸屬于祖國醫學“風溫肺熱病”范疇，中醫辨證論治具有獨特的優勢，可發揮減毒、增效的作用［7］。中成藥是在中醫藥理論指導下加工而成的中藥制品，調查顯示約70%的中成藥由西醫醫師開具［8］，然而由于缺乏明確適應證為CAP的中成藥，導致西醫醫師在使用中成藥的過程中普遍存在按病種選藥和缺乏辨證施治的問題，不僅具有潛在風險，而且降低了中成藥的臨床應用價值。故本研究基于國家中醫藥管理局標準化項目子課題——“中西醫聯合防治成人社區獲得性肺炎臨床應用指南”（SATCM-2015-BZ402-047），以疏風解毒膠囊為研究對象，系統評價其治療CAP的當前最佳證據，旨在指導臨床用藥，也為同境地中成藥的推廣應用提供參考。

1 資料與方法

1.1 檢索策略 計算機檢索中國知網（CNKI）、萬方數據知識服務平臺（Wanfang Data）、維普網（VIP）、中國生物醫學文獻服務系統（SinoMed）、PubMed、Cochrane Library、EMBase數據庫，檢索時限為建庫至2021年11月。根據各個數據庫特點，采用主題詞和自由詞相結合的檢索策略，中文檢索詞為“疏風解毒”“肺炎”“肺部感染”“肺部炎癥”“風溫肺熱”，英文檢索詞為“Shufeng Jiedu”“Shufeng-Jiedu”“Shu Feng Jie Du”“Shu-Feng-Jie-Du”“CAP”“Pneumonia”“Pneumonitis”“Lung Inflammation”“Pulmonary Inflammation”。同時，追溯納入研究引用的參考文獻，以補充獲得相關文獻。此外，檢索世界衛生組織（WHO）國際臨床試驗注冊平臺（https://trialsearch.who.int/）以獲取已完成臨床試驗但尚未發表的試驗結果。

1.2 納入標準

1.2.1 研究類型 隨機對照試驗（RCT）。

1.2.2 研究對象 患者需符合《中國成人社區獲得性肺炎診斷和治療指南（2016年版）》［9］中CAP的診斷標準。

1.2.3 干預措施 對照組采用西醫常規治療，包括抗感染（抗生素種類、劑量、用法和療程不限）、祛痰、吸氧及對癥治療等。試驗組在對照組的基礎上口服疏風解毒膠囊治療。

1.2.4 結局指標 主要結局是痊愈率、總有效率；次要結局包括抗生素使用時間、臨床癥狀/體征（發熱、咳嗽、咳痰、肺部啰音）消失時間、感染性指標（C反應蛋白、白細胞計數）、影像學吸收情況；安全性指標為不良反應發生情況。

1.3 排除標準 （1）非科技核心期刊文獻；（2）試驗組樣本量＜30例；（3）單中心、單作者且研究地點為縣級及以下醫院；（4）納入患者合并其他嚴重呼吸系統疾病（如肺癌、肺結核、支氣管擴張等）；（5）兒科文獻、動物實驗、綜述、會議摘要；（6）重復發表的文獻僅取信息最全的1篇。

1.4 文獻篩選與資料提取 由2位研究員嚴格參照納入、排除標準獨立篩選文獻，交叉核對，意見不一致時通過組內討論或者根據第3位研究員討論解決，并最終確定納入文獻。制定“文獻信息提取表”，提取內容包括：納入研究的基線資料、干預措施、對照措施、結局指標及研究方法學等。

1.5 偏倚風險評估 采用Cochrane評價手冊Handbook 5.1.0中的“偏倚風險評估”工具進行評價［10］，從隨機序列產生、分配隱藏、對實施者和研究對象施盲、研究結果盲法評價、結果數據完整性、選擇性報告及其他偏倚7個方面進行評價。最終對文獻做出“高風險”“低風險”“不清楚”的判定。評價過程由2位研究者各自獨立進行，互相復核評價結果。如遇分歧，與第三方協商解決。

1.6 證據質量評價 運用GRADE系統推薦分級方法［11］，使用GRADEpro（https：//gradepro.org/）在線工具對結局指標進行證據質量分級。從偏倚風險、不一致性、間接性、不精確性、發表偏倚5個方面，將證據質量分成高、中、低、極低4級。

1.7 統計學方法 采用RevMan 5.3軟件進行統計學分析。分類變量采用比值比（RR）及其95%可信區間（CI）表示；連續性變量采用均數差（MD）及其95%CI表示。當各研究間統計學異質性較小時（P≥0.10，I2≤50%），采用固定效應模型；反之，各研究間統計學異質性較大（P＜0.10，I2＞50%），則采用隨機效應模型，并行敏感性分析尋找異質性來源，若異質性過大，則進一步行亞組分析。對痊愈率繪制漏斗圖進行發表偏倚檢測。以P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 文獻檢索 共檢出相關文獻433篇，排除重復252篇，閱讀標題和摘要后排除160篇，根據納入和排除標準，閱讀全文后排除8篇，最終納入13篇文獻［12-24］，文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選流程圖Figure 1 Literature screening flowchart

2.2 納入研究基本特征 納入的13項研究均為2014—2020年在中國進行的單中心臨床試驗，共計1 355例CAP患者，其中試驗組677例，對照組678例，單個研究樣本量為60 ～172例。納入研究中，近一半患者（655/1 355）為男性，年齡為30 ～71歲。所有研究對照組為單用抗生素治療，其中6 項研究［13，15，18-19，22，24］使用莫西沙星，2 項研究［14，17］使用頭孢呋辛，2項研究［21，23］使用左氧氟沙星，各有1項研究使用頭孢唑肟［12］、哌拉西林他唑巴坦［16］、頭孢哌酮舒巴坦［20］。試驗組在對照組的基礎上口服疏風解毒膠囊（3次/d，4粒/次）治療。7項研究對納入患者的中醫證候進行了描述（5項研究［12，15，19-20，24］為風熱襲肺證、1 項研究［13］為痰熱壅肺證、1 項研究［14］為肺熱證）。納入研究的基本特征見表1。

表1 納入研究基本特征表Table 1 Basic characteristics of included studies

2.3 納入研究的偏倚風險評估 納入的13項研究均提及“隨機”字樣，其中 7 項研究［14-17，19，21，24］采用隨機數字表法，1項研究［18］采用計算機軟件隨機，1項研究［20］采用隨機抽簽法，其余未說明具體隨機方法。此外，所有研究未提及分配隱藏、盲法。數據的完整性方面，1項研究［21］報告因患者轉診而失訪，但并未納入結果分析。選擇性報告結果方面，所有研究擬觀察指標在結果部分有報告。其他偏倚方面，李賢英等［13］、汪周華［17］、巫霞等［20］研究存在一定的男女比例失衡，評為“不清楚”，余偏倚風險評估結果，見圖2、3。

圖2 納入研究偏倚風險評估百分圖Figure 2 Risk of bias graph of included studies

圖3 納入研究偏倚風險評估散點圖Figure 3 Risk of bias assessment graph for included RCTs

2.4 Meta分析

2.4.1 痊愈率 共 10 項研究［12，14-15，17，19-24］報告了痊愈率，包括1 071例患者，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.98，采用固定效應模型分析。Meta分析結果顯示，試驗組痊愈率高于對照組，差異有統計學意義〔RR=1.49，95%CI（1.28，1.74），P＜0.000 01〕。根據納入研究關于“痊愈”判定標準的不同，將其分為 3個亞組。其中7項研究［12，15，19，21-24］參照《中藥新藥臨床研究指導原則》進行判定，結果顯示，試驗組痊愈率高于對照組，差異有統計學意義〔RR=1.54，95%CI（1.27，1.87），P＜0.000 01〕；2 項研究［14，17］參照《抗菌藥物臨床應用指導原則》，結果顯示，試驗組痊愈率高于對照組，差異有統計學意義〔RR=1.76，95%CI（1.08，2.87），P=0.02〕；1項研究［20］主要參考癥狀恢復、影像學吸收情況，結果顯示，兩組痊愈率比較，差異無統計學意義〔RR=1.23，95%CI（0.91，1.66），P=0.17〕，見圖4。

圖4 兩組痊愈率比較的森林圖Figure 4 Forest plot comparing the cure rate between the two groups

2.4.2 總有效率 共12項研究［12-17，19-24］報告了總有效率，包括1 271例患者，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.96，采用固定效應模型分析。Meta分析結果顯示，試驗組總有效率高于對照組，差異有統計學意義〔RR=1.18，95%CI（1.13，1.24），P＜0.000 01〕。根據“有效”判定的標準不同，將其分為 3個亞組。其中 8項研究［12-13，15，19，21-24］的療效標準參照《中藥新藥臨床研究指導原則》進行判定，結果顯示，試驗組總有效率高于對照組，差異有統計學意義〔RR=1.18，95%CI（1.12，1.25），P＜0.000 01〕；2 項研究［14，17］參照《抗菌藥物臨床應用指導原則》，結果顯示，試驗組總有效率高于對照組，差異有統計學意義〔RR=1.13，95%CI（1.02，1.24），P=0.01〕；2項研究［16，20］主要參考癥狀恢復、影像學吸收情況，結果顯示，試驗組總有效率高于對照組，差異有統計學意義〔RR=1.23，95%CI（1.11，1.37），P=0.000 1〕，見圖5。

圖5 兩組總有效率比較的森林圖Figure 5 Forest plot comparing the overall response rate between the two groups

2.4.3 抗生素使用時間 共2項研究［12，14］報告了抗生素使用時間，包括152例患者，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.60，采用固定效應模型分析。Meta分析結果顯示，試驗抗生素使用時間短于對照組，差異有統計學意義〔MD=-1.25，95%CI（-1.90，-0.61），P=0.000 1〕，見圖6。上述2項研究樣本量偏少，且2項研究間雖無統計學異質性，但抗生素療程、使用劑量不一致，因此結果有待進一步驗證。

圖6 兩組抗生素使用時間比較的森林圖Figure 6 Forest plot comparing the time of antibiotic use between the two groups

2.4.4 發熱消失時間 共 10項研究［13-14，16-17，19-24］報告了發熱消失時間，包括1 059例患者，異質性檢驗結果顯示I2=98%，P＜0.000 01，采用隨機效應模型分析。Meta分析結果顯示，試驗組發熱時間短于對照組，差異有統計學意義〔MD=-1.15，95%CI（-1.93，-0.37），P=0.004〕，見圖7。各研究間統計學異質性較大，為尋找異質性來源，逐一剔除各個研究行敏感性分析，發現剔除李賢英等［13］、汪周華［17］、巫霞等［20］研究后，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.93。比較納入研究的基本特征發現，李賢英等［13］、汪周華［17］、巫霞等［20］研究男女比例相差＞20%，余7項研究男女比例基本均衡。根據男女比例差異將10項研究分為2個亞組，≤20%亞組的異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.93，提示各研究間同質性較好，Meta分析結果顯示，試驗組發熱消失時間短于對照組，差異有統計學意義〔MD=-0.60，95%CI（-0.78，-0.42），P＜0.000 01〕。＞20%亞組的異質性檢驗結果顯示I2=99%，P＜0.000 01，提示仍存在異質性。通過對結果的分析，初步考慮男女比例相差20%可能是研究間的異質性來源之一。但由于＞20%亞組I2=99%，考慮可能還存在其他異質性因素。

圖7 兩組發熱消失時間比較的森林圖Figure 7 Forest plot comparing the time of fever disappearance between the two groups

對比男女比例相差＞20%的亞組研究發現，首先，巫霞等［20］研究中女性占比為100%（86/86），汪周華［17］研究中女性占比為39.06%（50/128），李賢英等［13］研究中女性占比為7.5%（6/80），效應量顯示疏風解毒膠囊在女性患者中退熱作用更為明顯，但目前尚缺乏對不同性別患者退熱作用的比較。其次，CAP的病原檢出率較低，臨床上抗感染藥物的選擇多為經驗性，李賢英等［13］、汪周華［17］、巫霞等［20］研究抗生素治療方案分別為莫西沙星，口服，0.4 g，1次/d，治療10 d；頭孢呋辛，靜脈滴注，1.5 g，1次/d，治療7 d；頭孢哌酮舒巴坦，靜脈滴注，2.0 g，2次/d，治療7 d，在抗生素種類、用藥途徑、使用劑量、療程等方面的不同也可能導致治療結果的異質性。

2.4.5 咳嗽消失時間 共 10 項研究［12-14，16-17，19，21-24］報告了咳嗽消失時間，包括979例患者，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.74，采用固定效應模型分析。Meta分析結果顯示，試驗組咳嗽消失時間短于對照組，差異有統計學意義〔MD=-0.96，95%CI（-1.13，-0.80），P＜0.000 01〕，見圖 8。

圖8 兩組咳嗽消失時間比較的森林圖Figure 8 Forest plot comparing the time of cough disappearance between the two groups

2.4.6 咳痰消失時間 共 8 項研究［13，16-18，20，22-24］報告了咳痰消失時間，包括848例患者，異質性檢驗結果顯示I2=98%，P＜0.000 01，采用隨機效應模型分析。Meta分析結果顯示，試驗組咳痰消失時間短于對照組，差異有統計學意義〔MD=-1.44，95%CI（-2.40，-0.48），P=0.003〕，見圖9。

圖9 兩組咳痰消失時間比較的森林圖Figure 9 Forest plot comparing the disappearance time of expectoration between two groups

各研究間統計學異質性較高，為尋找異質性來源，逐一剔除各個研究行敏感性分析，發現剔除李賢英等［13］、巫霞等［20］研究后，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.63。再次回顧文獻發現，這兩項研究男女比例相差＞90%，故以男女比例差異將其分為2個亞組，≤90%亞組異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.63，提示各研究同質性較好，Meta分析結果顯示，試驗組咳痰消失時間短于對照組，差異有統計學意義〔MD=-1.04，95%CI（-1.23，-0.85），P＜0.000 01〕。＞90%亞組異質性檢驗結果顯示I2=99%，P＜0.000 01，考慮可能還存在其他異質性因素。

再次復核李賢英等［13］、巫霞等［20］研究發現，在排除研究數據提取和分析錯誤的情況下，與發熱時間異質性過高的可能因素基本一致，主要考慮由性別差異、基礎治療方案的不同導致。此外，對“在發熱消失時間、咳痰消失時間這兩個結局指標中，疏風解毒膠囊對男性患者的改善情況低于女性患者”這一現象進行探討，考慮男女生理特點的不同以及“中醫病理病機學說”（男性屬陽，嗜食煙酒，感受外邪，易入里化熱，煉液為痰）差異導致，但目前尚缺乏有力的證據支持。

2.4.7 肺部啰音消失時間 共 10 項研究［12-14，16-18，20，22-24］報告了肺部啰音消失時間，包括1 000例患者，異質性檢驗結果顯示I2=97%，P＜0.000 01，采用隨機效應模型分析。Meta分析結果顯示，試驗組肺部啰音消失時間短于對照組，差異有統計學意義〔MD=-1.60，95%CI（-2.33，-0.87），P＜0.000 1〕，見圖10。

圖10 兩組肺部啰音消失時間比較的森林圖Figure 10 Forest plot comparing the time of lung rales disappearance between the two groups

各研究間統計學異質性較高，為尋找異質性來源，逐一剔除各個研究行敏感性分析，發現剔除李賢英等［13］、汪周華［17］、王波太［18］、巫霞等［20］研究后，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.67，提示各研究同質性較好，Meta分析結果顯示，試驗組肺部啰音消失時間短于對照組，差異有統計學意義〔MD=-0.94，95%CI（-1.24，-0.65），P＜0.000 1〕。但上述4項研究間異質性檢驗結果顯示I2=98%，P＜0.000 01，故再進一步拆分這4項研究，發現剔除巫霞等［20］研究后，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.64。除李賢英等［13］、汪周華［17］、巫霞等［20］研究存在男女比例相差＞20%之外，未能從抗生素種類、受試者年齡、樣本量、隨機方法、統計方法、發表年限等方面尋找到各個亞組研究之間的共通點，因此，異質性的來源可能為多種因素混合導致。

2.4.8 C反應蛋白 共9項研究［13，16-22，24］報告了C反應蛋白，包括999例患者，異質性檢驗結果顯示I2=98%，P＜0.000 01，采用隨機效應模型分析。Meta分析結果顯示，試驗組C反應蛋白水平低于對照組，差異有統計學意義〔MD=-4.12，95%CI（-6.95，-1.30），P=0.004〕，見圖11。

圖11 兩組C反應蛋白比較的森林圖Figure 11 Forest plot comparing C-reactive protein between the two groups

各研究間統計學異質性較高，為尋找異質性來源，逐一剔除各個研究行敏感性分析，發現剔除汪周華［17］、巫霞等［20］研究后，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.52。分析納入的9項研究，發現根據平均年齡將其分為2個亞組，年齡＞50歲亞組異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.52，具有較好的同質性，Meta分析結果顯示，試驗組C反應蛋白水平低于對照組，差異有統計學意義〔MD=-2.02，95%CI（-2.17，-1.88），P＜0.000 01〕。年齡＜50歲亞組異質性檢驗結果顯示I2=88%，P=0.004，提示仍存在異質性。分析仍存在異質性的2項研究發現，這2項研究在療程、受試者年齡、樣本量方面區別不大，但在抗生素種類、受試者性別比例方面存在較大差異，考慮可能為導致異質性的主要原因。

2.4.9 白細胞計數 共 8項研究［13-14，16-18，20-22］報告了白細胞計數，包括859例患者，異質性檢驗結果顯示I2=92%，P＜0.000 01，采用隨機效應模型分析。Meta分析結果顯示，試驗組白細胞計數水平低于對照組，差異有統計學意義〔MD=-2.20，95%CI（-3.36，-1.05），P=0.000 2〕，見圖 12。

圖12 兩組白細胞計數比較的森林圖Figure 12 Forest plot comparing white blood cell count between the two groups

各研究間統計學異質性較高，為尋找異質性來源，逐一剔除各個研究行敏感性分析，發現剔除李賢英等［13］、瞿香坤等［16］、汪周華［17］、王波太［18］、巫霞等［20］研究后，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.81，再進一步拆分這5項研究，發現剔除瞿香坤等［16］、汪周華［17］的研究后，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.38，遂將其分為3個亞組。但未能從抗生素種類、受試者年齡、性別比例、樣本量、隨機方法、發表年限等方面尋找到各個亞組研究之間的共通點，因此，異質性的來源考慮為多重因素導致。

此外，有5項研究［16-19，22］報告了降鈣素原（PCT），結果顯示試驗組PCT水平均低于對照組，但由于計量單位不一致，無法查證系筆誤還是其他原因導致，故放棄Meta分析。

2.4.10 影像學完全吸收率 共7項研究［14-16，19，21-23］報告了影像學完全吸收率（3項研究［19，21-22］為胸部DR，1項［16］為胸部CT，3項［14-15，23］為混合），包括719例患者，異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.68，采用固定效應模型分析。Meta分析結果顯示，試驗組影像學完全吸收率高于對照組，差異有統計學意義〔RR=1.57，95%CI（1.31，1.89），P＜0.000 01〕，見圖13。

圖13 兩組影像學完全吸收率比較的森林圖Figure 13 Forest plot comparing the imaging complete absorption rate between the two groups

2.4.11 不良反應 共 10 項研究［12-16，19-21，23-24］報告了不良反應，其中7項研究［12-16，20，24］報告在治療期間未發生不良反應，3項研究［19，21，23］報告了具體的不良反應，見表2。3項研究間異質性檢驗結果顯示I2=0，P=0.63，采用固定效應模型進行分析。Meta分析結果顯示，兩組不良反應發生率比較，差異無統計學意義〔RR=0.84，95%CI（0.26，2.67），P=0.76〕，見圖14。

圖14 兩組不良反應發生率比較的森林圖Figure 14 Forest plot comparing adverse events between the two groups

表2 不良反應發生情況Table 2 The occurrence of adverse events

2.5 發表偏倚檢測 對痊愈率繪制漏斗圖進行發表偏倚檢測，結果顯示各研究點左右分布不對稱，提示存在一定的發表偏倚，可能與療效判定標準、具體干預措施不一致等有關，見圖15。

圖15 痊愈率漏斗圖Figure 15 Funnel chart of the cure rate

2.6 GRADE證據分級 GRADE證據分級結果顯示，痊愈率、總有效率、咳嗽消失時間以及影像學完全吸收率為中等質量證據，發熱消失時間、咳痰消失時間、肺部啰音消失時間、C反應蛋白、白細胞計數為低質量證據，抗生素使用時間、不良反應為極低質量證據，見表3。

表3 疏風解毒膠囊輔助治療成人CAP結局指標的GRADE證據分級Table 3 GRADE evidence classification of outcomes of CAP in adults treated with Shufeng Jiedu capsules

3 討論

CAP是常見的感染性疾病之一，其發病率高，疾病負擔重，尤其是老年CAP患者，其呼吸道癥狀不典型、感染癥狀不突出、常以肺外表現為首發癥狀，易出現嚴重并發癥，反復住院，預后較差［7］。一直以來，抗感染治療是CAP治療的基石，然而近年來隨著人口老齡化、免疫宿主增多、抗生素的濫用，CAP病原體變遷及抗生素耐藥率逐年上升，盡管診斷技術在不斷進步，新型抗菌藥物在陸續上市，但CAP的發病率和病死率仍然較高，因此迫切地需要尋找其他療法來減少甚至替代抗生素的使用。CAP歸屬于中醫學“風溫肺熱病”范疇，其主要病因病機為感受外邪、肺失宣肅或臟腑失調、兼受外邪。疾病早期，外感風熱之邪，經口鼻侵襲肺臟，或風寒之邪入里化熱，煉津為痰，而致痰熱壅肺。若治之不當，風熱邪盛、逆傳心包，則可出現邪陷正脫之危象［25］。因此，在疾病早期，風熱初感之際，既應加以干預，減少惡變的可能性。

疏風解毒膠囊源于湘西土家族家傳秘方“袪毒散”，由虎杖、板藍根、連翹、柴胡、蘆根、馬鞭草、敗醬草、甘草8味藥物組成，具有疏風清熱、解毒利咽之效，推薦用于CAP疾病早期風熱襲肺者。方中虎杖苦寒，歸肝、肺經，清肺降氣，祛風解毒，用以為君；板藍根深入營血，清熱解毒；連翹清解肺熱，散結消腫，具升浮宣散之力，能透肌解表，兩者相伍則表里之熱可解，內陷之毒可清，共用為臣；柴胡入肝、肺經，疏散外邪，解表和里；蘆根甘寒，清降肺胃，生津止渴；馬鞭草苦涼，解毒清熱，散瘀活血；敗醬草辛苦微寒，善除熱結、癰腫，且歸大腸經，肺與大腸相表里，大腸熱清，大便得通，肺臟之熱可解，四者共為佐藥；甘草甘平為使，養胃氣以助行藥，兼具調和諸藥之效。

現代藥理研究發現，疏風解毒膠囊可以通過降低白細胞計數、血清轉錄因子（NF-κB）和炎性遞質環氧化酶2（COX-2）水平發揮抗炎作用［26］，并通過減少血清免疫球蛋白（IgM、IgG）、血管舒緩激肽（BK）、單核細胞趨化蛋白1（MCP-1）水平，升高CD4+/CD8+及自然殺傷細胞（NK）比例發揮免疫調節作用［27-28］。疏風解毒膠囊對多種細菌和病毒具有一定的抑制作用，具有減少甚至替代抗生素使用的潛能［29］。

本研究結果顯示，疏風解毒膠囊聯合抗生素治療CAP與單用抗生素相比，可提高痊愈率、總有效率，減少抗生素使用時間，縮短臨床癥狀/體征（發熱、咳嗽、咳痰、肺部啰音）消失時間，降低感染性指標（C反應蛋白、白細胞計數）水平，改善影像學完全吸收情況，且安全性較好。亞組分析結果顯示，在痊愈率、總有效率方面，根據不同療效判定標準得出的結果不盡相同，參照《中藥新藥臨床研究指導原則》得出的結果更為貼近混合效應量，且目前應用最為廣泛。異質性檢驗結果提示，性別、年齡可能是影響疏風解毒膠囊療效的重要因素。

值得注意的是，疏風解毒膠囊藥品說明書標注的適應證為急性上呼吸道感染屬風熱證者，將其用于治療CAP屬于超說明書用藥。為此，經由項目組專家討論制定了嚴格的納入與排除標準，剔除了非科技核心期刊發表、低質量的文獻，以期形成更穩健的證據體。此外，根據指南前期進行的兩輪“臨床問題與結局指標遴選”專家調查問卷結果顯示，重要性排在前5位的結局指標分別為：不良反應發生率、總有效率、抗感染藥物使用強度、臨床癥狀/體征評分、痊愈率。提示對于此類超說明書用藥，在“循證為主”的基礎上，仍應注重不良反應的發生情況。

本次Meta分析尚存在以下局限性：（1）受試者年齡、性別的不均衡以及抗生素治療方案的差異可能會增加臨床異質性并影響結果。（2）所有研究為國內的單中心試驗，且未進行安慰劑對照試驗，結論的可靠性仍需要進一步驗證。（3）結局指標選擇不一致、不規范，計量單位之間相差太大，導致無法合并分析，造成資源浪費。同時缺乏對抗生素使用強度、住院時間和醫療費用等重要結局指標的報告。（4）不良事件方面，盡管試驗組與對照組不良反應發生率間無顯著差異，但所有試驗中的不良事件只是簡要描述，這可能會限制其廣泛應用。

針對以上不足，筆者提出了以下建議：（1）病例選擇方面：應首先明確診斷標準，尤其是中醫證候診斷標準，應嚴格參照指南或教材進行診斷，避免“自創證候”。（2）隨機分配：建議采用分層區組中央隨機分配方法，按照中央隨機網絡系統對隨機分配方案進行實施與管理，研究者通過網絡獲取受試者分配編碼，減少因隨機分配而導致的偏倚。（3）盲法：建議使用雙盲設計，分別對研究者和研究對象使用盲法，并設置安慰劑對照組試驗，應保證安慰劑在外觀、重量、顏色、氣味上與試驗組保持基本一致，分別對試驗藥物及其包裝盒的編碼進行設盲。同時，應注意對研究結局的盲法評價。（4）治療方案：所有入組病例應按照指南推薦進行規范的治療，并記錄治療過程，尤其是抗生素的使用強度等信息。（5）加強對失訪、退出和脫落病例以及不良事件的記錄，建議增加隨訪，以觀察再住院發生率和間隔時長等遠期影響。（6）結局指標：現有的證據尚未能形成核心結局指標集，根據專家意見，推薦使用不良反應發生率、總有效率、抗感染藥物使用強度、臨床癥狀/體征評分、痊愈率、肺炎嚴重指數（PSI）評分、CURB-65評分、PCT、C反應蛋白、白細胞計數、影像學評價等結局指標對療效進行較為全面的評價。（7）在正式開始試驗前，應完成倫理審查和研究方案的注冊，試驗結束后，應遵循CONSORT報告規范［30］，以提高研究結果的可信度和資源利用率。

綜上，現有證據表明，疏風解毒膠囊輔助治療CAP的療效顯著，安全性較好。但由于納入的研究方法學質量欠佳，仍需更多設計嚴謹的、多中心、大樣本的RCT證據支持。

作者貢獻：楊江進行文章的構思與設計，Meta分析的結果解讀，撰寫文章；李宣霖、王建新負責檢索策略的制定、文獻篩選、風險偏倚評估；謝洋負責文章的質量控制及審校；劉輝國、李素云、王明航負責項目的牽頭、指南的實施和文章的修訂；楊江、王明航對文章整體負責。

本文無利益沖突。