2025, Vol. 42文章信息
- 刘峻溪, 赵艺源子, 马林沁, 等.
- LIU Junxi, ZHAO Yiyuanzi, MA Linqin, et al.
- 血液净化联合血必净注射液治疗脓毒症临床疗效的Meta分析
- Meta-analysis on the clinical efficacy of combined blood purification and Xuebijing Injection for sepsis
- 天津中医药, 2025, 42(12): 1545-1556
- Tianjin Journal of Traditional Chinese Medicine, 2025, 42(12): 1545-1556
- http://dx.doi.org/10.11656/j.issn.1672-1519.2025.12.10
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文章历史
- 收稿日期: 2025-08-13
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2. 北京中医药大学脓毒症研究所，北京 100700
脓毒症是表现复杂，难以诊治的危重症之一，其预后1/6~1/3的患者死亡[1]，严重威胁患者生命安全及生存质量。目前使用的常规治疗方案主要包括液体复苏、营养支持、抗休克、抗感染、纠正水电解质紊乱、使用血管活性药物、机械通气、对症支持治疗等，但仅能缓解病情进展，不能提供精准治疗，在疗效方面仍有较大改善空间[1]。
脓毒症治疗的核心是免疫功能失调，但常规治疗仍然只集中在及时进行抗菌治疗、感染源控制、复苏和器官支持治疗上，血液净化疗法已被提议作为脓毒症标准治疗的辅助疗法，旨在通过去除循环中的过量的炎症介质来重新平衡失调的免疫反应。血液净化可以清除、调节血液中细胞因子、内毒素等与脓毒症病情进展关系密切的致病物质、改善血流动力学，与脓毒症存在相似疾病特征的危重症新型冠状病毒肺炎亦可能受益于血液净化[2]。血必净注射液（简称血必净）作为中药制剂，自2004年被批准用于脓毒症治疗以来，表现出对脓毒症良好的治疗效果，研究证明，血必净注射液有利于提高脓毒症患者乳酸清除能力，降低脓毒症患者的炎症因子水平，防止器官功能障碍的发生发展[3]，能缓解脓毒症病情，改善患者预后。随着中医药的发展，临床中出现血液净化联合血必净协同治疗脓毒症的中西医结合治疗方案，该方案可明显提升疗效[4]。目前虽有多项临床随机对照试验（RCT）探索其疗效，但单中心研究样本量有限，尚未有多中心的大规模临床RCT证实该方案的有效性和安全性。Meta分析作为循证医学的核心方法，可整合多个小样本研究，解决单研究统计效力不足问题，更好地指导临床实践，因此，本研究拟采用Meta分析评估血液净化联合血必净注射液对脓毒症的临床疗效及安全性，以期为脓毒症临床实践提供科学依据。
1 资料与方法 1.1 文献检索策略利用计算机系统检索各中英文数据库，中国知网（CNKI）、中国生物医学文献数据库（CBM）、中文科技期刊全文数据库（VIP）、万方数据知识服务平台、PubMed、EMbase、The Cochrane Library、Web of Science，检索文献截至2025年7月20日发表的有关血液净化联合血必净注射液中西医结合治疗脓毒症的RCT。选用主题词与自由词互补结合的检索方法，中文关键词：脓毒症、血必净、血液净化；英文关键词：sepsis、xuebijing、blood purification。
1.2 文献纳入标准纳入标准：1）研究类型为RCT。2）研究对象为脓毒症患者。3）干预措施：所有患者均予以常规治疗，包括液体复苏、营养支持、抗休克、抗感染、纠正水电解质紊乱、使用血管活性药物、机械通气、对症支持治疗等。对照组治疗方案为血液净化与常规治疗；试验组为血必净注射液联合血液净化与常规治疗。4）有任一以下指标：疗效评价[治疗总有效率、病死率、急性生理学与慢性健康状况评估系统Ⅱ（APACHE Ⅱ）评分、序贯器官衰竭（SOFA）评分]炎症因子相关指标[白细胞（WBC）计数、C反应蛋白（CRP）、降钙素原（PCT）、肿瘤坏死因子-α（TNF-α）和白细胞介素-6（IL-6）]、血流动力学相关指标[心脏指数、平均动脉压（MAP）]、肾功能相关指标[尿素氮（BUN）、血肌酐（Scr）]及不良反应。
1.3 文献排除标准1）非随机对照试验的研究，包括病例对照研究、回顾性研究、病案报道、队列研究等。2）非临床性质的研究，包括基础研究、动物实验等。3）系统综述、Meta分析、荟萃分析等文章。4）会议摘要、学位论文等非期刊文献。5）重复发表或数据不全的文献。6）经阅读全文，存在数据真实性存疑、叙述前后矛盾等存在严重逻辑问题的文献。7）没有观察结局指标的文献。
1.4 资料提取与质量评价文献检索与筛选（包括标题、摘要及全文）均由两名研究者独立进行，判断是否纳入本研究。如遇分歧，则与第三方共同讨论决定。所收集的信息包括：第一作者信息、研究发表时间、受试者样本量、性别与年龄分布、干预方案细节、试验设计方法及涉及结局指标等。采用Cochrane协作网所推荐的偏倚风险评估工具进行文献质量评价，通过以下7项指标对每项纳入的研究进行风险等级评价，1）随机分组方法，2）分配隐藏情况，3）盲法（参与者及相关研究人员），4）盲法（结果评价），5）数据完整性，6）选择性报告，7）其他偏倚。并按风险等级划分为低/不明确/高3个等级。
1.5 统计学方法本次Meta分析应用软件为Revman 5.3软件，录入数据后，进行异质性检验（Q检验和I2检验），采用双标准法，若研究间满足P≥0.1且I2≤50%，具有统计学同质性，采用固定效应模型；若P＜0.1或I2＞50%，具有统计学异质性，采用随机效应模型。效应量包括优势比（OR）、加权均数差（WMD）、标准化均数差（SMD），效应大小的置信区间以95%可信区间（95%CI）表示，P＜0.05表示差异具有统计学意义。对总有效率用漏斗图和egger检验进行发表偏倚检测。
2 结果 2.1 文献检索结果检索中英文数据库初步获取文献278篇，去除重复文献剩余145篇，基于标题及摘要剩余29篇，进行全文阅读，最终纳入22篇文献[5-26]，共计1 860例患者。见图 1。
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| 图 1 文献筛选流程图 Fig. 1 Flow chart of literature screening |
纳入文献22篇，统计其样本量、年龄、干预措施、疗程及结局指标等基本特点，详细结果见表 1。
| 纳入研究 | 样本量（男/女，例） | 年龄（x±s，岁） | 干预措施 | 疗程（d） | 结局指标 | |||||
| 试验组 | 对照组 | 试验组 | 对照组 | 试验组 | 对照组 | |||||
| Guo 2024[5] | 41（24/17） | 41（21/20） | 51.32± 8.53 | 49.33± 9.35 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 14 | ①⑦⑩⑪ | ||
| Chen 2023[6] | 36（19/17） | 36（20/16） | 47.94± 9.33 | 48.85± 9.67 | 血必净注射液+血液净化常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 3 | ②③④ | ||
| Dai 2022[7] | 50（30/20） | 50（28/22） | 49.33± 5.48 | 48.45± 5.63 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 7 | ②③⑫⑬ | ||
| Guo 2021[8] | 39（22/17） | 39（23/16） | 54.71± 5.38 | 54.68± 5.37 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 7 | ⑦⑧⑨⑪ | ||
| Hong 2021[9] | 33（18/15） | 32（17/15） | 49.98± 9.23 | 52.04±10.42 | 血必净注射液+血液净化 | 血液净化 | 14 | ①⑦⑩⑪⑭ | ||
| Huang 2024[10] | 40（23/17） | 40（24/16） | 45.46± 3.04 | 45.02± 3.42 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 7 | ⑧⑩⑪⑭ | ||
| Li 2017[11] | 共120例（62/58）每组60例 | 55.80± 8.90 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 5（血液净化），7（血必净注射液） | ②⑫⑬ | ||||
| Li 2020[12] | 33（18/15） | 33（17/16） | 63.42± 1.42 | 63.36± 1.41 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 5 | ①⑤⑥⑦⑫⑬ | ||
| Ling 2024[13] | 44（27/17） | 44（25/19） | 56.91± 1.52 | 56.73± 1.47 | 血必净注射液+血液净化 | 血液净化 | 未提及 | ①⑤⑥⑨⑫⑬⑭ | ||
| Liu 2020[14] | 36（19/17） | 36（20/16） | 46.98±10.45 | 47.05±10.52 | 血必净注射液+血液净化+乌司他丁+常规治疗 | 血液净化+乌司他丁+常规治疗 | 7 | ⑧⑨ | ||
| Liu 2022[15] | 30（16/14） | 30（13/17） | 73.03± 8.43 | 72.73± 8.39 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 7 | ②③⑥⑦⑨ | ||
| Peng 2024[16] | 41（23/18） | 41（24/17） | 47.28± 3.97 | 48.61± 3.94 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 3 | ②③④ | ||
| Ran 2021[17] | 32（19/13） | 32（17/15） | 50.83± 3.19 | 50.62± 3.23 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 7 | ③⑥⑧⑨ | ||
| Ren 2023[18] | 50（28/22） | 50（29/21） | 46.13± 2.56 | 46.55± 2.21 | 血必净注射液+血液净化 | 血液净化 | 未提及 | ①⑥⑦⑧⑨⑭ | ||
| Song 2022[19] | 42（23/18） | 41（20/15） | 46.11± 3.25 | 46.09± 3.19 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 7 | ⑧⑨⑫⑬ | ||
| Sun 2024[20] | 49（35/14） | 48（33/15） | 56.58± 7.12 | 57.46± 7.35 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 21 | ②⑦ | ||
| Wu 2022[21] | 53（30/23） | 52（27/25） | 59.33± 9.28 | 57.56±10.28 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 14 | ①⑦⑩⑪⑭ | ||
| Xue 2023[22] | 50（28/22） | 50（26/24） | 51.26± 3.75 | 50.15± 3.69 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 7 | ①③④⑥⑦ | ||
| Zhao 2019[23] | 37（25/12） | 37（23/14） | 54.91±10.34 | 55.13±10.77 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 7 | ②③⑦ | ||
| Zhong 2019[24] | 38（20/18） | 38（21/17） | 58.98± 9.22 | 58.75± 9.14 | 血必净注射液+血液净化 | 血液净化 | 5（血液净化），7（血必净注射液） | ①③④⑥⑧⑨ | ||
| Zhou 2023[25] | 68（36/32） | 68（38/30） | 58.13± 4.72 | 57.36± 4.89 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 7 | ①③⑤⑨ | ||
| Chen 2024[26] | 30（17/13） | 30（18/12） | 38.90± 8.40 | 39.10± 8.70 | 血必净注射液+血液净化+常规治疗 | 血液净化+常规治疗 | 7 | ①②⑥⑦⑨⑩⑪ | ||
| 注：①，治疗总有效率；②，病死率；③，APACHEⅡ评分；④，SOFA评分；⑤，WBC；⑥，CRP；⑦，PCT；⑧，TNF-α；⑨，IL-6；⑩，心脏指数；⑪，MAP；⑫，BUN；⑬，Scr；⑭，不良反应。 | ||||||||||
在纳入的22篇文献中，随机分组方法中均提及“随机”，其中12篇采用随机数字表法，1篇采用随机抽签法，均判定为低偏倚风险；其他因未描述具体方法归为不明确偏倚风险。所有文献中均未明确分配隐藏情况，均归为不明确偏倚风险。1篇文献提及双盲为低风险，其余21篇未提及盲法均判定为不明确偏倚风险。所有研究数据完整（1篇研究存在患者脱落情况，但其数据并未纳入分析）且不存在选择性报告情况，故偏倚风险均判定为低偏倚风险。所有纳入研究其他偏倚均不明，故偏倚风险均判定为不明确偏倚风险。具体评估结果见图 2及图 3。
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| 图 2 纳入文献整体偏倚风险评估情况 Fig. 2 Overall risk assessment of bias of included literature |
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| 图 3 纳入文献具体偏倚风险评估情况 Fig. 3 Specific risk assessment of bias of included literature |
共有10项研究报道了治疗总有效率，共878例患者，异质性检验结果显示I2=0%，P=0.90，研究间无异质性，效应模型采用固定效应模型进行分析，结果OR=4.03，95%CI（2.68，6.06），合并效应检验Z=6.72（P＜0.001）。该结果证实试验组治疗总有效率优于对照组，其差异具有统计学意义。见图 4。
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| 图 4 治疗总有效率森林图 Fig. 4 Forest plot of total effective rate |
共有8项研究报道了病死率，共665例患者，异质性检验结果显示I2=0%，P=0.86，研究间无异质性，效应模型采用固定效应模型进行分析，结果显示OR=0.41，95%CI（0.27，0.62），Z=4.27，P＜0.001。该结果证实试验组病死率低于对照组，差异具有统计学意义。见图 5。
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| 图 5 病死率森林图 Fig. 5 Forest plot of mortality |
共有9项研究报道了APACHEⅡ评分，共764例患者，异质性检验结果显示I2=64%，P=0.005，研究之间存在明显异质性，效应模型采用随机效应模型进行分析，结果显示：WMD=-3.46，95%CI（-4.02，-2.90），Z=12.11，P＜0.001。说明试验组治疗后APACHEⅡ评分低于对照组，差异具有统计学意义。具体结果见图 6。对该项进行敏感性分析，结果表明，去除陈兴等[6]、冉国敬等[17]研究后异质性明显降低（I2=23%），采用固定效应模型分析后WMD=-3.53，95%CI（-3.91，-3.16），Z=18.47，P＜0.001，仍旧表明试验组治疗后APACHEⅡ评分低于对照组，结果无明显偏倚，说明其较为稳定可信。
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| 图 6 APACHE Ⅱ评分森林图 Fig. 6 Forest plot of APACHE Ⅱ scores |
共有4项研究报道了SOFA评分，共330例患者，异质性检验结果显示I2=96%，P＜0.001，研究间异质性显著，效应模型采用随机效应模型进行分析，结果显示：WMD=-2.02，95%CI（-3.05，-0.99），Z=3.83，P < 0.001。该结果说明，试验组治疗后SOFA评分低于对照组，差异具有统计学意义。具体结果见图 7。对该项进行敏感性分析，结果表明，去除陈兴等[6]、薛小兰[22]研究后异质性明显降低（I2=26%），采用固定效应模型分析后WMD= -1.82，95%CI（-2.11，-1.54），Z=12.52，P＜0.001，仍旧表明试验组治疗后SOFA评分低于对照组，结果无明显偏倚，说明其较为稳定可信。
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| 图 7 SOFA评分森林图 Fig. 7 Forest plot of SOFA scores |
共有3项研究报道了WBC水平，共290例患者，异质性检验结果显示I2=99%，P＜0.001，研究间异质性显著，效应模型采用随机效应模型进行分析，结果显示：WMD=-5.53，95%CI（-7.86，-3.20），Z=4.65，P＜0.001。该结果说明，试验组治疗后WBC水平低于对照组，差异具有统计学意义。具体结果见图 8。对该项进行敏感性分析，报道WBC水平的研究数目仅3项，逐一剔除各项研究后异质性未见明显降低，但逐一剔除后Meta分析并未因研究数量的变化而发生显著改变，仍旧表明试验组治疗后WBC水平低于对照组，结果无明显偏倚，说明其较为稳定可信。
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| 图 8 白细胞计数森林图 Fig. 8 Forest plot of WBC count |
共有8项研究报道了CRP水平，共614例患者，异质性检验结果显示I2=100%，P＜0.001，研究间异质性显著，效应模型采用随机效应模型进行分析，结果显示：WMD=-15.09，95%CI（-21.53，-8.65），Z=4.59，P＜0.001。该结果说明，试验组治疗后CRP水平低于对照组，差异具有统计学意义。具体结果见图 9。对该项进行敏感性分析，结果表明，去除李楠[12]、凌寿福[13]、任路辉[18]研究后异质性明显降低（I2=34%），采用固定效应模型分析后WMD=-15.58，95%CI（-16.81，-14.34），Z=24.69，P＜0.001，仍旧表明试验组治疗后CRP水平低于对照组，结果无明显偏倚，说明其较为稳定可信。
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| 图 9 CRP森林图 Fig. 9 Forest plot of CRP |
共有11项研究报道了PCT水平，共887例患者，异质性检验结果显示I2=90%，P＜0.001，研究间异质性显著，效应模型采用随机效应模型进行分析，结果显示：SMD=-1.64，95%CI（-2.13，-1.15），Z=6.60，P＜0.001。该结果说明治疗后，试验组PCT水平低于对照组，差异具有统计学意义。对该项进行敏感性分析，逐一剔除各项研究后异质性未见明显降低，具体异质性原因尚不清楚，但逐一剔除后Meta分析并未因研究数量的变化而发生显著改变，仍旧表明试验组治疗后PCT水平低于对照组，结果无明显偏倚，说明其较为稳定可信。按血必净每次用量对该结果11项研究进行亚组分析，分为血必净50 mL组和血必净100 mL组，提示两组异质性仍较高（血必净50 mL组I2=80%，血必净100 mL组I2=94%），仍采用随机效应模型分析，亚组分析结果表明，两组治疗后试验组PCT水平均低于对照组，血必净100 mL组（SMD=-2.22，95%CI（-3.41，-1.02），Z=3.64，P < 0.001）较血必净50 mL组（SMD=-1.31，95%CI（-1.73，-0.90），Z=6.24，P＜0.001）表现出更大降幅，但其异质性较高，且亚组间差异未达统计学意义（P＝0.16），其增效结论有待进一步探讨。具体结果见图 10。
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| 图 10 PCT森林图 Fig. 10 Forest plot of PCT |
共有7项研究报道了TNF-α，共553例患者，异质性检验结果显示I2=95%，P＜0.001，研究异质性显著，效应模型采用随机效应模型进行分析，结果显示，SMD=-2.47，95%CI（-3.48，-1.47），P＜0.001。该结果说明，试验组治疗后TNF-α低于对照组，差异具有统计学意义。具体结果见图 11。对该项进行敏感性分析，结果表明，去除冉国敬[17]、任路辉[18]、钟景兴等[24]研究后异质性明显降低（I2=0%），采用固定效应模型分析后SMD=-1.23，95%CI（-1.47，-0.98），Z=9.90，P＜0.001，仍旧表明试验组治疗后TNF-α水平低于对照组，结果无明显偏倚，说明其较为稳定可信。
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| 图 11 TNF -α森林图 Fig. 11 Forest plot of TNF-α |
共有10项研究报道了IL-6，共817例患者，异质性检验结果显示，I2=100%，P＜0.001，研究间异质性显著，效应模型采用随机效应模型进行分析，结果显示，WMD=-46.44，95%CI（-67.61，-25.27），Z=4.30，P＜0.001。该结果说明，试验组治疗后IL-6低于对照组，差异具有统计学意义。对该项进行敏感性分析，逐一剔除各项研究后异质性未见明显降低，但逐一剔除后Meta分析并未因研究数量的变化而发生显著改变，仍旧表明试验组治疗后IL-6水平低于对照组，结果无明显偏倚，说明其较为稳定可信。按血必净每次用量对该结果11项研究进行亚组分析，分为血必净50 mL组和血必净100 mL组，提示两组异质性仍较高（I2=100%），仍采用随机效应模型分析，亚组分析结果表明，两组治疗后试验组IL-6水平均低于对照组，血必净100 mL组[WMD=-47.71，95%CI（-86.53，-8.89），Z=2.41，P＝0.02]较血必净50 ml组[WMD=-45.60，95%CI（-74.41，-16.78），Z=3.10，P=0.002]表现出更大降幅，但亚组间差异未达统计学意义（P＝0.93），其增效结论有待进一步探讨。具体结果见图 12。
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| 图 12 IL-6森林图 Fig. 12 Forest plot of IL-6 |
共有5项研究报道了心脏指数，共392例患者，异质性检验结果显示I2=52%，P=0.08，研究间异质性显著，效应模型采用随机效应模型进行分析，结果显示：SMD=0.93，95%CI（0.64，1.24），Z=5.97，P＜0.001。该结果说明，试验组治疗后心脏指数高于对照组，差异具有统计学意义。具体结果见图 13。对该项进行敏感性分析，结果表明，去除Guo等[5]研究后异质性明显降低（I2=0%），采用固定效应模型分析后SMD=0.79，95%CI（0.56，1.03），Z=6.71，P＜0.001，仍旧表明试验组治疗后心脏指数高于对照组，结果无明显偏倚，说明其较为稳定可信。
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| 图 13 心脏指数森林图 Fig. 13 Forest plot of cardiac index |
共有6项研究报道了MAP，共470例患者，异质性检验结果显示I2=0%，P=0.73，研究间无异质性，效应模型采用固定效应模型进行分析，结果显示：WMD=5.40，95%CI（4.24，6.57），Z=9.10，P＜0.001。该结果说明，试验组治疗后MAP高于对照组，差异具有统计学意义。具体结果见图 14。
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| 图 14 MAP森林图 Fig. 14 Forest plot of MAP |
共有5项研究报道了BUN，共457例患者，异质性检验结果显示I2=95%，P＜0.001，研究间异质性显著，效应模型采用随机效应模型进行分析，结果显示：SMD=-2.27，95%CI（-3.33，-1.20），Z=4.17，P＜0.001。该结果说明，试验组治疗后BUN低于对照组，差异具有统计学意义。具体结果见图 15。对该项进行敏感性分析，结果表明，去除李楠[12]、凌寿福[13]、宋永娜等[19]研究后异质性明显降低（I2=39%），采用固定效应模型分析后SMD=-1.90，95%CI（-2.22，-1.57），Z=11.59，P＜0.001，仍旧表明试验组治疗后BUN低于对照组，结果无明显偏倚，说明其较为稳定可信。
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| 图 15 BUN森林图 Fig. 15 Forest plot of BUN |
共有5项研究报道了Scr，共457例患者，异质性检验结果显示I2=95%，P＜0.001，研究间异质性显著，效应模型采用随机效应模型进行分析，结果显示：SMD=-2.76，95%CI（-3.85，-1.66），Z=4.94，P＜0.001。该结果说明，试验组治疗后Scr低于对照组，差异具有统计学意义。具体结果见图 16。对该项进行敏感性分析，结果表明，去除代静静等[7]、李楠[12]、宋永娜等[19]研究后异质性明显降低（I2=0%），采用固定效应模型分析后SMD=-2.33，95%CI（-2.68，-1.97），Z=12.86，P＜0.001，仍旧表明试验组治疗后Scr低于对照组，结果无明显偏倚，说明其较为稳定可信。
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| 图 16 Scr森林图 Fig. 16 Forest plot of Scr |
共有5项研究报道了不良反应，共270例患者，异质性检验结果I2=83%，P＜0.001，研究间异质性显著，效应模型采用随机效应模型进行分析，结果显示：OR=0.44，95%CI（0.10，1.99），Z=1.07，P=0.29。该结果说明试验组与对照组两组不良反应差异无统计学意义。具体结果见图 17。对该项进行敏感性分析，结果表明，去除凌寿福[13]研究后异质性明显降低（I2=36%），采用固定效应模型分析后SMD=0.88，95%CI（0.45，1.71），Z=0.39，P=0.70，仍旧表明试验组与对照组两组不良反应差异无统计学意义，结果无明显偏倚，说明其较为稳定可信。
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| 图 17 不良反应森林图 Fig. 17 Forest plot of adverse reactions |
本研究主要研究血液净化联合血必净注射液治疗脓毒症临床疗效，总有效率是首要结局指标，文献数目共计10项，故仍考虑对该项进行发表偏倚检测。漏斗图进行发表偏倚检测可直观判读，采用固定效应模型进行漏斗图绘制（见图 18），结果显示总有效率纳入研究散点分布均位于漏斗图范围内。考虑漏斗图存在一定主观性，采用Egger线性回归法定量检测漏斗图对称性（见图 19），结果显示P=0.003，提示存在发表偏倚，但由于研究样本量较小，剪补法未能估计缺失研究。
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| 图 18 总有效率漏斗图 Fig. 18 Funnel plot of total efficiency |
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| 图 19 Egger检验图 Fig. 19 Funnel plot of Egger's test |
脓毒症是急危重症的研究重点，随着脓毒症拯救运动的开展，指南不断更新，中西医结合治疗脓毒症显现出独特的优势。在脓毒症治疗中，西医学与中医药治疗目标一致，联合使用可以提高疗效，提供新的发展可能[2]。
血液净化通过清除病原体、调节细胞因子、内毒素等致病物质，改善炎症反应，维护免疫稳态，稳定血流动力学，预防脓毒症“细胞因子风暴”，已广泛应用于脓毒症治疗之中[27]。2023年指南中提到，血液净化作为一项对症支持治疗用于应对脓毒症休克存在急性肾损伤、难治性酸中毒、高炎症状态或高血钾等[28]。2025年专家指导意见中指出，若脓毒症患者接受初始集束化治疗后病情未见好转甚或愈加恶化，应考虑尽早启动血液吸附治疗[29]。血液净化在使用时机上，应结合脓毒症患者的器官功能状态和炎症风暴状态进行综合评估，SOFA评分≥10分或6 h内增加不小于2分，或治疗上已开始应用血管活性药物；同时炎症指标IL-6＞500 pg/mL或6 h内升高超过1倍，或PCT≥10 ng/mL，应尽快进行血液吸附治疗[29]。
血液净化虽是治疗脓毒症的重要方法，但其疗效仍不理想，在中医疗法上，可以选用血必净注射液，在血流动力学，炎症调节方面起到协同作用。血必净是依据血府逐瘀汤化裁治疗脓毒症的常用注射液之一，该注射液原方由红花、川芎、赤芍、当归、丹参多味中药组成，其功效为活血化瘀，通经溃邪，现代药理学及动物实验、临床试验证实，其活性成分川芎嗪、红花黄色素A、丹参素及阿魏酸具备抑制炎症、减少内毒素、改善凝血功能、抗氧化应激、保护血管内皮细胞、调节免疫稳态等多种作用[30-32]。血必净与血液净化联合应用，既可在清除有害物质、抗炎、免疫调节等方面相互补充、协同增效，又可以通过血必净的免疫调节和抗凝作用弥补血液净化对机体免疫及凝血功能的不良影响，减少并发症。多项研究表明两者合用可改善脓毒症患者预后[6-26]，但仍缺少大规模验证及机制探索，Meta分析可整合多个小样本研究，解决单研究统计效力不足问题，是循证医学的核心方法，有助于更好地指导临床实践。此前，仅有1篇期刊文章[33]研究两者联合对脓毒症的疗效，但其对照组干预措施为血必净加常规治疗，仅纳入5篇RCT且观察指标局限于炎症介质及免疫指标，与其相比，本次研究选择的对照组干预措施为血液净化加常规治疗，更侧重于探究血必净这种中药制剂的联合应用对脓毒症治疗产生的影响，共纳入22篇RCT研究，共计1 860例患者。观察指标包括疗效评价、炎症因子、血流动力学、肾功能及不良反应5个方面，以更大的样本量和更全面的观察指标为临床提供参考价值。
在疗效评价方面，主要包括治疗总有效率、病死率、APACHE Ⅱ评分、SOFA评分4项。临床总有效率和病死率是对治疗效果和预后的总体概括，研究结果显示试验组的总有效率优于对照组，病死率低于对照组；SOFA评分和APACHE Ⅱ评分常用于脓毒症诊断及器官功能状态、严重程度的评估，研究结果显示试验组评分均较对照组更低，表明两者联合应用可更好地改善脓毒症患者器官功能状态，提升总有效率，改善预后。
在炎症因子方面，选用5项指标WBC、CRP、PCT、TNF-α和IL-6。WBC直接反映感染程度，CRP反映感染、炎症、损伤程度，PCT是脓毒症炎症刺激敏感指标，TNF-α和IL-6为炎症介质，其异常高表达会导致炎症级联反应激活、炎症失控。研究结果显示，试验组治疗后各项炎症相关指标水平均低于对照组，炎症反应在脓毒症发生发展过程中具有核心地位，本研究中的中西医联合疗法较单独应用血液净化疗法抑制炎症反应效果更佳，在血液净化清除内毒素和炎症因子时，血必净中赤芍总苷、阿魏素等成分拮抗、减少内毒素，抑制炎症因子释放[32]，加大抗炎功效，两者联合使用可抑制炎症反应方面相互补充、协同增效。对PCT和IL-6两项指标按血必净每次用量（血必净50 mL组和血必净100 mL组）进行亚组分析，提示试验组PCT和IL-6水平均低于对照组，血必净100 mL组较血必净50 mL组表现出了更大降幅，但亚组间差异均未达统计学意义，故其增大血必净剂量是否能够增强抑制炎症反应的效果仍需进一步探讨。
在血流动力学方面，选用心脏指数和MAP两项指标。心脏指数用于评估心脏泵血能力，MAP用于评估器官灌注情况、血管情况，反映心脏功能。研究结果显示，试验组治疗后的心脏指数和MAP均高于对照组。血必净中赤芍总苷等成分可保护心肌细胞，增强心肌收缩力[34]，在血液净化稳定血流动力学的基础上，进一步提升心脏功能，减少器官功能障碍；川芎嗪、丹参酮等成分可改善微循环、增加血流灌注量[32]，改善血液净化导致的凝血障碍。
在肾功能方面，选用BUN和Scr两项指标。BUN和Scr主要反映肾实质损伤情况。研究结果显示，试验组治疗后的BUN、Scr指标水平均低于对照组。血液净化联合血必净注射液改善血流灌注、抑制炎症因子释放，进而减轻肾损伤。
对于中西医联合疗法的安全性，研究结果显示试验组与对照组两组相比差异无统计学意义，提示血液净化联合血必净注射液并未增加不良反应，安全性良好。
本研究中存在多项指标异质性较高，已逐个进行敏感性分析，敏感性分析结果显示各结果尚稳健，较为稳定可信。本研究发表偏倚可能与纳入研究数量不足、存在小样本效应有关。此外标本研究还存在很多局限之处。如纳入研究质量较差，外文文献数量不足等，都提示需要在临床中进一步开展大样本多中心设计严谨的试验；不同研究中血液净化和血必净注射液的具体使用方式/剂量/疗程等均无统一标准，降低疗效评价的可信度，提示需根据临床进一步明确该中西医结合诊疗方案的规范要求。
4 结论综上所述，血液净化联合血必净注射液作为一种中西医结合的治疗策略，对于脓毒症患者具有显著的临床疗效，能够降低机体内炎症因子释放，改善血流动力学、肾功能，从而改善APACHE Ⅱ评分、SOFA评分，降低病死率，且安全性良好。建议临床医师将此中西医结合治疗方案纳入脓毒症的临床治疗中，进一步完善治疗方案，提升治疗效果。
| [1] |
JIEYA W, BAOGUO S, LI H, et al. Prospective: Evolution of Chinese medicine to treat COVID-19 patients in China[J]. Frontiers in Pharmacology, 2021, 11: 615287. DOI:10.3389/fphar.2020.615287 |
| [2] |
YING F, JIN-YU P, ZHIYONG P. Blood purification in sepsis and systemic inflammation[J]. Current Opinion in Critical Care, 2021, 27(6): 582-586. DOI:10.1097/MCC.0000000000000890 |
| [3] |
GONG Z T, YANG H X, ZHU B B, et al. Clinical efficacy of Xuebijing Injection for the treatment of sepsis: A retrospective cohort study[J]. Journal of Integrative Medicine, 2024, 22(6): 645-651. DOI:10.1016/j.joim.2024.08.006 |
| [4] |
刘艺, 吴彩军, 李春盛. 中西医结合临床治疗脓毒症的一点思考[J]. 中国医师杂志, 2022, 24(4): 481-485. |
| [5] |
GUO C, HUANG A, YANG S, et al. Analysis of the effect of continuous blood purification combined with Xuebijing in the treatment of sepsis and its impact on inflammatory factors and hemodynamic indicators in patients[J]. Panminerva Medica, 2024, 65(1): 1-5. |
| [6] |
陈兴, 敖丹. 血必净联合持续床旁血液滤过对严重脓毒症的疗效[J]. 安徽医专学报, 2023, 22(2): 26-28. |
| [7] |
代静静, 薛娇, 王兆. 血必净联合持续血液净化治疗脓毒症并急性肾损伤患者疗效观察[J]. 中文科技期刊数据库(全文版)医药卫生, 2022, 10(1): 29-31. |
| [8] |
郭镕杰, 蔡玲玲, 杨淑贞. 血必净联合血液净化对脓毒性休克患者血清APN、PCT、Lac水平的影响[J]. 华夏医学, 2021, 34(4): 47-50. |
| [9] |
洪晓阳, 裴海鹏, 陈红超, 等. 连续性血液净化联合血必净治疗脓毒血症的效果及对患者炎性因子水平、血流动力学指标的影响[J]. 临床医学研究与实践, 2021, 6(18): 78-80. |
| [10] |
黄智. 血必净联合连续性血液净化对脓毒症患者心肌保护作用的研究[J]. 当代医药论丛, 2024, 22(2): 147-149. |
| [11] |
李暾, 沈金蓉. 血必净注射液联合持续血液净化治疗严重脓毒症患者的疗效观察[J]. 检验医学与临床, 2017, 14(19): 2885-2886, 2889. |
| [12] |
李楠. 血必净注射液联合持续血液净化治疗严重脓毒症患者的效果[J]. 中国民康医学, 2020, 32(24): 45-47. |
| [13] |
凌寿福. 重症脓毒症的血必净结合连续性血液净化治疗效果[J]. 中文科技期刊数据库(引文版)医药卫生, 2024, 12(5): 50-53. |
| [14] |
刘明利. 高流量持续血液净化联合血必净对重症脓毒症患者凝血功能及炎性因子的影响[J]. 航空航天医学杂志, 2020, 31(1): 18-20. |
| [15] |
刘英杰, 谭旭宏, 吴琴琴, 等. 静脉血液滤过模式血液净化联合血必净对脓毒症患者免疫功能和炎症因子的干预研究[J]. 中医临床研究, 2022, 14(4): 66-69. |
| [16] |
彭旸. 血必净联合连续性静脉-静脉血液滤过+血液灌流治疗严重脓毒症的效果[J]. 医学理论与实践, 2024, 37(18): 3119-3122. |
| [17] |
冉国敬. 重症脓毒症患者应用血必净注射液联合持续血液净化治疗的临床效果分析[J]. 健康必读, 2021, 29(22): 61. |
| [18] |
任路辉. 血必净注射液联合持续血液净化治疗重症脓毒症的效果[J]. 中文科技期刊数据库(引文版)医药卫生, 2023, 11(6): 23-26. |
| [19] |
宋永娜, 任彩红, 李要辉, 等. 血必净注射液联合CRRT治疗脓毒症合并AKI的效果及对NGAL、TIMP-1的影响[J]. 深圳中西医结合杂志, 2022, 32(7): 25-28. |
| [20] |
孙曼, 刘崎. 床旁高流量CBP联合血必净治疗重症脓毒症的效果及对凝血纤溶系统和血清PCT、NT-proBNP、cTnⅠ水平的影响[J]. 中国急救复苏与灾害医学杂志, 2024, 19(11): 1487-1490. |
| [21] |
吴昊. 连续血液净化联合血必净治疗脓毒症伴多器官衰竭的疗效观察[J]. 医学理论与实践, 2022, 35(7): 1136-1138. |
| [22] |
薛小兰. 血必净注射液联合血液净化治疗重症脓毒血症的临床效果及对炎症反应的影响[J]. 中外医疗, 2023, 42(25): 72-75. |
| [23] |
赵文鹏, 杨新娟, 水文雅, 等. 血必净联合血液净化治疗脓毒性休克疗效分析[J]. 深圳中西医结合杂志, 2019, 29(2): 28-30. |
| [24] |
钟景兴, 许春燕, 彭锦. 连续血液净化联合血必净注射液治疗脓毒症休克患者临床观察[J]. 内科, 2019, 14(3): 361-363. |
| [25] |
周观娇, 邓泽群, 吴庆梅. 连续性血液净化联合血必净治疗重症脓毒症的临床效果观察[J]. 蛇志, 2023, 35(3): 353-355, 410. |
| [26] |
陈向坤. 血必净联合血液净化治疗脓毒血症多脏器衰竭的疗效观察[J]. 中国实用医药, 2024, 19(19): 112-115. |
| [27] |
夏邱圆, 刘国跃, 陈淼. 血液净化在治疗脓毒症中的应用进展[J]. 中国中西医结合急救杂志, 2024, 31(6): 746-750. |
| [28] |
中国研究型医院学会. 脓毒症诊断与治疗规范: T/CRHA 022-2023[S]. 北京, 2023.
|
| [29] |
中国重症血液吸附专家指导意见(2025年)[J]. 中国急救医学, 2025, 45(6): 471-475.
|
| [30] |
赵紫楠, 张碧华, 李可欣, 等. 血必净注射液的快速卫生技术评估[J]. 中国合理用药探索, 2020, 17(9): 6-14. |
| [31] |
马毓聪, 朱惠众, 张晨瑶, 等. 血必净注射液治疗脓毒症的药效研究: 动物实验系统评价/Meta分析[J]. 天津中医药, 2025, 42(5): 591-600. |
| [32] |
梁群, 关迪新, 车思桦. 血必净注射液治疗脓毒症的研究进展[J]. 天津中医药, 2019, 36(7): 641-644. |
| [33] |
陈杰. 持续肾脏替代联合血必净治疗对脓毒症炎症介质和免疫指标影响的系统性分析[J]. 实用中西医结合临床, 2021, 21(13): 1-4. |
| [34] |
沈贤, 莫晓燕, 杜晓阳. 赤芍总苷对大鼠缺血损伤心肌细胞凋亡的保护作用[J]. 中国药理学通报, 2007, 23(10): 1300-1305. |
2. Institute of Sepsis, Beijing University of Chinese Medicine, Beijing 100700, China