2025, Vol. 42文章信息
- 李建斌, 刘维.
- LI Jianbin, LIU Wei.
- 从毒论治干燥综合征疗效及安全性的系统评价
- A systematic review and Meta-analysis of efficacy and safety of "toxic theory-based treatment" for Sjögren's syndrome
- 天津中医药, 2025, 42(9): 1137-1148
- Tianjin Journal of Traditional Chinese Medicine, 2025, 42(9): 1137-1148
- http://dx.doi.org/10.11656/j.issn.1672-1519.2025.09.09
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文章历史
- 收稿日期: 2025-04-27
引用本文 |
2. 国家中医针灸临床医学研究中心，天津 300381;
3. 天津中医药大学，天津 301617
干燥综合征（SS）是一种慢性、全身性自身免疫性疾病，其特征为外分泌腺功能受损，主要表现为口干、眼干，并常伴随关节疼痛、皮肤干燥等多系统症状[1]。当前治疗以免疫抑制剂和抗炎药物为主，但长期使用可能带来显著不良反应及安全性问题[2]，因此寻找安全有效的替代或补充治疗方法具有重要临床意义。
“从毒论治”理论由刘维教授提出，是中医治疗风湿免疫性疾病的重要理论之一[3-4]。该理论认为，干燥综合征归属于“燥痹”范畴，其病机核心为“阴虚燥热、瘀毒互结”，具体表现为“阴虚为本、毒邪为标、瘀血为次”。其中，“阴虚”导致津液耗损、燥热内生，“瘀血”加重病情，而“毒邪”则贯穿疾病的发生、发展和转归[5]。通过清热解毒、滋阴润燥、活血化瘀，“从毒论治”能够调节阴阳平衡、疏通气血，从整体上改善患者症状并延缓疾病进程。
尽管“从毒论治”已在临床实践中展现出一定疗效，但针对其疗效与安全性的系统性评价仍较少。基于此，本研究通过系统评价和Meta分析，整合现有相关临床研究，评估其在干燥综合征治疗中的疗效及安全性，为中医药在风湿免疫性疾病领域的进一步应用提供循证依据。
1 方法 1.1 文献检索本研究通过多个文献数据库系统检索自建库至2024年12月1日的相关文献，包括中国知网（CNKI）、万方数据库（Wanfang）、维普网（VIP）、中国生物医学文献数据库（CBM）、PubMed、Cochrane Library、Embase和Web of Science。检索策略结合主题词与自由词，确保全面收集关于“从毒论治干燥综合征”的随机对照试验（RCT）文献。中文检索策略包括以下关键词组合：“从毒论治”“解毒”“祛毒”“虚瘀毒论”“干燥综合征”“干燥综合征患者”“原发干燥综合征”“干燥综合征（SS）”“干燥综合征（pSS）”“随机对照试验”“RCT”等。英文检索策略采用以下关键词组合：“Toxic treatment theory” “Detoxification therapy” “Sjögren’s syndrome” “Primary Sjögren’s syndrome（pSS）” “Xerostomia” “Traditional Chinese Medicine”“Chinese Medicine” “Acupuncture” “Immunosuppressive Therapy” “Randomized Controlled Trials（RCTs）” “Efficacy” “Safety” “Clinical Trials”。检索过程中，为减少无关文献干扰，关键词之间通过布尔逻辑运算符“AND”和“OR”进行组合，并结合数据库的高级检索功能优化检索结果。此外，为确保检索结果的全面性与科学性，所有文献均通过Endnote X9软件进行去重与管理，剔除重复文献及不符合纳入标准的研究，以保证文献筛选过程的严谨性。
1.2 纳入标准本研究的纳入标准严格设定如下。1）研究对象。纳入确诊为干燥综合征的患者，诊断标准依据国际权威指南或专家共识，包括但不限于2012年美国风湿病学会/欧洲抗风湿病联盟（ACR/EULAR）分类标准[6]，或其他被广泛认可的诊断标准[7]。本研究不对患者年龄、性别、疾病严重程度等进行限制。关于干燥综合征的分型：本研究主要针对原发性干燥综合征（pSS），排除继发性干燥综合征（sSS），即合并其他自身免疫性疾病（如系统性红斑狼疮、类风湿关节炎）的干燥综合征患者。
2）研究设计。本研究仅纳入RCT，包括单盲、双盲或非盲设计。纳入RCT的依据：RCT作为临床研究的“金标准”，其严格的随机化方法能够有效减少选择偏倚和混杂因素的影响，确保干预措施的因果关系推断。因此，本研究排除了观察性研究、回顾性研究及病例报告，以提高Meta分析结果的可靠性。纳入的研究语言限定为中文和英文，以保证数据质量和可比性。
3）干预措施。试验组接受基于“从毒论治”理论的中医治疗方法，包括但不限于清热解毒、滋阴润燥、活血化瘀等综合治疗方案。允许与其他治疗手段联合使用。
4）对照组。对照组的干预措施可以包括安慰剂（如不含有效成分的模拟药物）、药物治疗（包括人工泪液、唾液替代物以及西药治疗，如糖皮质激素和羟氯喹、常规护理（如生活方式干预或对症支持治疗）、针刺治疗以及不干预（未提供任何治疗干预）或联合治疗。这些干预措施的多样性旨在提供多层次的对照参考，以全面评估“从毒论治”疗法的相对优势和有效性。
5）结局指标。本研究区分主要结局指标和次要结局指标，以综合评估干燥综合征患者的症状改善及病情控制情况。主要结局指标包括临床疗效、欧洲干燥综合征疾病活动度指数（ESSDAI）以及中医证候积分，这些指标能够直接反映患者的临床症状缓解、疾病活动状态的变化以及中医治疗的效果。次要结局指标包括唾液流率、泪膜破裂时间（BUT）、免疫球蛋白A（IgA）和免疫球蛋白G（IgG）、C-反应蛋白（CRP）和红细胞沉降率（ESR）。这些次要结局指标有助于进一步分析患者的免疫反应、炎症水平及生理变化，为深入了解干燥综合征的病理机制提供补充数据。通过这些综合性的结局指标，本研究力求全面评估“从毒论治”治疗在干燥综合征中的疗效和安全性。
1.3 排除标准本研究的排除标准包括以下几种类型的文献：无法获取全文或数据不完整的文献；研究对象不符合干燥综合征诊断标准，或为继发性干燥综合征患者的研究；重复发表的文献，即数据或研究结果已在其他文献中发表；仅涉及临床经验总结、理论分析或个案报告的文献；系统性综述、Meta分析、数据挖掘以及机制研究等类型的文献；未经过同行评审的会议论文、学位论文、动物实验、护理相关研究及回顾性研究；样本量少于或等于10例的研究；以及所有非RCT或干预措施与研究目的不符的研究。这些排除标准确保纳入的研究符合高质量要求，增强研究结论的科学性和有效性。
1.4 文献筛选与数据提取两名独立研究者根据预设标准进行文献筛选和数据提取，提取的信息包括：作者、发表年份、样本量、干预措施、对照措施、随访时间、主要结局指标、不良反应等。如遇分歧，由第3名研究者参与讨论并裁定。
1.5 研究质量评价研究质量通过Cochrane协作网的偏倚风险评估工具（RoB2）进行评价。评估内容包括随机化过程、干预措施的偏离、结局数据的完整性、测量偏倚和选择性报告偏倚等。每个项目根据“低偏倚风险”“不清楚”或“高偏倚风险”进行分类。
1.6 统计学方法数据分析通过RevMan 5.4软件进行。连续变量采用标准化均数差（SMD）或均数差（MD）进行合并分析；二分类变量使用优势比（OR）作为效应量，并计算95%置信区间（CI）。
异质性检验：通过I2统计量评估研究间的异质性，I2 > 50%视为存在较高异质性。当异质性较小（I2≤50%），采用固定效应模型；当异质性较大（I2 > 50%），则采用随机效应模型。若异质性显著，考虑进行亚组分析或敏感性分析，以探讨异质性来源。统计学显著性水平设定为P < 0.05。
2 结果 2.1 文献筛选结果通过数据库共检索到77篇文献，其中中文文献69篇，外文文献8篇。使用Endnote X9软件进行管理，通过删除重复文献，根据纳入和排除标准层层筛选，最终纳入Meta分析的文献共25篇[8-32]，筛选流程见图 1。25篇文献共涉及2 274例患者，纳入文献中干预组与对照组患者的基线资料基本一致，具有可比性。
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| 图 1 文献筛选流程 Fig. 1 Flowchart of literature screening |
本研究共纳入25项基于从毒论治理论治疗干燥综合征患者的RCT，总计2 274例患者，其中治疗组1 145例，对照组1 129例。最大样本量为100例，最小样本量为30例。
治疗组采用基于“从毒论治”理论的中医治疗方法，而对照组则接受多种干预措施，包括西药治疗、针刺、单纯中药或联合治疗，具体干预措施的类型根据各研究设计有所不同。有关纳入研究的干预措施、诊断标准、观察对象及结局指标的具体信息详见表 1。
| 作者 | 方法 | 观察对象 | 诊断标准 | 干预措施治疗组 | 干预措施对照组 | 疗程 | 结局指标 |
| 王丹[8] | 随机双盲对照试验 | 治疗组30例，对照组30例 | 2012年美国风湿病学会发布的干燥综合征标准 | 解毒通络生津方 | 安慰剂（桑珠滋阴口服液） | 12周 | 临床疗效、ESSDAI、唾液流率、泪膜破裂时间、中医证候积分、IgA和IgG |
| 宣磊[9] | 随机对照试验 | 治疗组50例，对照组25例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 甘露饮合升降散治疗 | 硫酸羟氯喹 | 12周 | ESSDAI、中医证候积分、ESR、CRP、IgG和IgA |
| 翟建丽[10] | 随机对照试验 | 治疗组43例，对照组43例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 化瘀解毒汤联合西药 | 针刺治疗 | 4周 | 临床疗效、中医证候积分、唾液流率、泪膜破裂时间、IgG、IgA、CRP等 |
| 韦尼[11] | 随机对照试验 | 治疗组45例，对照组45例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 活血解毒方 | 白芍总苷胶囊治疗 | 12周 | 临床疗效、泪膜破裂时间、唾液流率、ESR、CRP、IgG和IgA |
| 马蕊[12] | 随机对照试验 | 治疗组100例，对照组100例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 活血解毒方+甲氨蝶呤 | 甲氨蝶呤+硫酸羟氯喹治疗 | 12周 | IgG、IgA、ESR、CRP和唾液流率 |
| 霍晓萌[13] | 随机对照试验 | 治疗组43例，对照组43例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 活血解毒方+硫酸羟氯喹+白芍总苷胶囊 | 硫酸羟氯喹+白芍总苷胶囊 | 12周 | 临床疗效 |
| 朱跃兰[14] | 随机对照试验 | 治疗组32例，对照组31例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 活血解毒方 | 雷公藤多苷片 | 12周 | 临床疗效、泪膜破裂时间、ESR和CRP |
| 韦尼[15] | 随机对照试验 | 治疗组36例，对照组32例 | 中华医学会风湿病学分会2010年制定的《干燥综合征诊断及治疗指南》 | 活血解毒方口服联合玻璃酸钠滴眼液滴眼 | 玻璃酸钠滴眼液滴眼 | 4周 | 临床疗效、ESR、CRP和泪膜破裂时间 |
| 强建红[16] | 随机对照试验 | 治疗组38例，对照组37例 | 干燥综合征国际分类标准 | 活血解毒方 | 雷公藤多苷片 | 12周 | 临床疗效、ESR、CRP、IgG、IgA、泪膜破裂时间和唾液流率 |
| 谢向良[17] | 随机对照试验 | 治疗组51例，对照组66例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 解毒化瘀中药汤剂+硫酸羟氯喹+白芍总苷胶囊 | 硫酸羟氯喹+白芍总苷胶囊 | 12周 | 临床疗效、ESR、CRP、IgG和IgA |
| 袁镯[18] | 随机对照试验 | 治疗组30例，对照组30例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 解毒润燥汤+硫酸羟氯喹片+白芍总苷胶囊 | 硫酸羟氯喹片+白芍总苷胶囊 | 12周 | 临床疗效、ESR、CRP、IgG、唾液流率和泪膜破裂时间 |
| 李奔[19] | 随机双盲对照试验 | 治疗组43例，对照组43例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 解毒通络化湿方+硫酸羟氯喹片 | 硫酸羟氯喹片+安慰剂 | 12周 | 临床疗效、中医证候积分、ESSDAI、唾液流率、泪膜破裂时间和IgG |
| 胡建东[20] | 随机对照试验 | 治疗组69例，对照组69例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 解毒通络生津方+溴己新片+硫酸羟氯喹片 | 溴己新片+硫酸羟氯喹片 | 24周 | 临床疗效、唾液流率、ESR、CRP和IgG |
| 王丹[21] | 随机对照试验 | 治疗组30例，对照组30例 | 干燥综合征国际分类（诊断）标准 | 醋酸泼尼松+硫酸羟氯喹片+解毒通络生津方 | 醋酸泼尼松+硫酸羟氯喹片 | 12周 | 中医证候积分和ESSDAI |
| 侯佳奇[22] | 随机对照试验 | 治疗组36例，对照组36例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 解毒通络生津方+硫酸羟氯喹 | 醋酸泼尼松+硫酸羟氯喹片 | 12周 | 中医证候积分、IgG、IgA、ESR和CRP |
| 朴雪梅[23] | 随机对照试验 | 治疗组45例，对照组45例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 解毒通络生津方 | 硫酸羟氯喹片 | 12周 | ESR、CRP和ESSDAI |
| 刘维[24] | 随机对照试验 | 治疗组30例，对照组30例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 清燥方 | 醋酸泼尼松 | 12周 | 临床疗效、ESR、CRP和唾液流率 |
| 王翔宇[25] | 随机对照试验 | 观察组86例，对照组86例 | 干燥综合征国际分类标准 | 养阴润燥活血解毒汤 | 硫酸羟氯喹片 | 12周 | 临床疗效、IgG、ESR和唾液流率 |
| 薛鸾[26] | 随机对照试验 | 治疗组80例，对照组80例 | 2002年干燥综合征国际标准 | 养阴生津解毒方 | 养阴生津方 | 24周 | 临床疗效、中医症候积分、泪膜破裂时间、IgG、ESR和CRP |
| 刘维[27] | 随机对照试验 | 治疗组60例，对照组60例 | 2002年干燥综合征国际诊断标准 | 清燥解毒针刺疗法 | 醋酸泼尼松 | 12周 | 临床疗效、泪膜破裂时间、唾液流率 |
| 刘晓亚[28] | 随机对照试验 | 治疗组30例，对照组30例 | 2002年干燥综合征国际诊断标准 | 针灸+清燥方 | 清燥方 | 12周 | 临床疗效、IgG、IgA、ESR、CRP、唾液流率 |
| 李奔[29] | 随机对照试验 | 治疗组30例，对照组30例 | 2002年干燥综合征国际诊断标准 | 针灸和解毒通络生津方 | 硫酸羟氯喹片 | 12周 | 临床疗效、中医证候积分、ESSDAI、ESR、CRP、IgG、唾液流率和泪膜破裂时间 |
| 国生[30] | 平行随机对照试验 | 观察组30例，对照组30例 | 2002年干燥综合征国际诊断标准 | 活血解毒方联合振腹治疗 | 活血解毒方 | 8周 | 临床疗效、中医证候积分、ESR、CRP、IgG |
| 宣磊[31] | 随机对照试验 | 观察组48例，对照组48例 | 2002年干燥综合征国际诊断标准 | 甘露饮合柴芩升降散水煎剂 | 硫酸羟氯喹片 | 24周 | 临床疗效、中医证候积分、ESSDAI、ESR、CRP、IgG |
| 王玲[32] | 随机对照试验 | 治疗组30例，对照组30例 | 2002年干燥综合征国际诊断标准 | 润燥解毒汤 | 硫酸羟氯喹片 | 12周 | 临床疗效、ESR、IgG、IgA |
纳入的25篇文献均为RCT，其中25篇文献明确描述了随机方法。然而，在分配隐藏和盲法使用方面，部分研究存在方法学上的局限性。23篇文献未提及是否使用盲法，仅1篇文献采用完全随机设计结合信封法的策略作为分配隐藏方案。分配隐藏和盲法使用的不足可能导致潜在的实施偏倚。关于脱落病例，共有5篇文献提及相关情况。其中，王丹[8]（2018）和李奔[19]（2023）的研究中，治疗组和对照组分别有2例和3例患者因各种原因剔除或脱落。胡建东[20]（2013）的研究中，治疗组有2例患者脱落，其中1例因皮疹，1例因肺部感染终止试验；对照组有4例患者脱落，包括2例皮疹、1例视物模糊及1例因发现胃部肿瘤终止试验。侯佳奇[22]（2016）提到两组在试验过程中各脱落6例，最终每组完成30例治疗，总计60例完成1个疗程。此外，国生[30]（2020）的研究提及观察组和对照组分别有3例和5例患者因病情变化需要服用激素或中药，被作为剔除病例未纳入分析。同时，观察组和对照组分别有2例和1例患者因个人原因（如工作变动、时间冲突）自行退出治疗；对照组有2例患者失联，未能获得最终数据；另有3名患者因依从性差（未按时服药）被剔除，以避免对结果造成偏倚。所有25篇文献中，是否存在选择性报告结果尚不明确，是否存在其他偏倚来源也不清楚。见图 2、图 3。
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| 图 2 纳入文献偏倚风险评价图 Fig. 2 Risk of bias assessment for included studies |
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| 图 3 纳入文献偏倚风险评价概述 Fig. 3 Overview of risk of bias assessment for included studies |
20项研究[8, 10-11, 13-20, 24-32]分别报道了根据从毒论治理论治疗与对照组在干燥综合征治疗中的临床疗效。异质性检验结果显示，各研究间的异质性不显著（I2=0%，P > 0.05），因此采用固定效应模型进行Meta分析。Meta分析结果显示，与对照组相比，依据从毒论治理论治疗干燥综合征的临床疗效显著升高[OR=2.24，95%CI（1.77，2.82），Z=6.82，P < 0.05]，差异具有统计学意义。见图 4。
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| 图 4 总有效率Meta分析森林图 Fig. 4 Forest plot of Meta-analysis for overall effective rate |
11项研究[8, 10-11, 14-16, 18-19, 26-27, 29]分别报道了根据从毒论治理论治疗和对照组在改善干燥综合征患者泪膜破裂时间（BUT）方面的临床疗效。异质性检验结果显示，各研究间的异质性有统计学意义（I2=88.7%，P < 0.05）。笔者进一步进行了亚组分析，将纯中医治疗组[8, 11, 14, 16, 26-27, 29]（仅包含从毒论治治疗）与纯西药治疗组/纯中医非安慰剂对照组[10, 15, 18-19]进行比较。同时，还按照干预方式进行了亚组分析，将药物干预[8, 10-11, 14, 16, 18-19, 26]与非药物干预[15, 27, 29]进行比较。但两组的异质性仍未低于50%。笔者认为异质性可能与研究设计的差异、患者特征的不同以及干预措施的具体实施细节等因素有关，因此采用随机效应模型进行Meta分析。Meta分析结果显示，与对照组相比，根据从毒论治理论治疗显著改善了干燥综合征患者的泪膜破裂时间[SMD=0.80，95%CI（0.37，1.23），Z=3.65，P < 0.05]，差异具有统计学意义。详见开放科学OSID标识码。
2.6 唾液流率13项研究[8, 10-12, 16, 18-20, 24-25, 27-29]评估了从毒论治治疗与对照组在改善干燥综合征患者唾液流率方面的效果。异质性检验结果显示，研究间存在显著的异质性（I2=96.6%，P < 0.05）。笔者进一步进行了亚组分析，将纯中医治疗组[8, 11, 16, 24-25, 27, 29]（仅包含从毒论治治疗）与纯西药治疗组/纯中医非安慰剂对照组[10, 12, 18-20, 28]进行比较。同时，研究还按照干预方式进行了亚组分析，将药物干预[8, 10-12, 16, 18-20, 24-25]与非药物干预[27-29]进行比较。但两组的异质性仍未低于50%。笔者认为异质性可能与研究设计的差异、患者特征的不同，以及干预措施的具体实施细节等因素有关，因此采用随机效应模型进行Meta分析。Meta分析结果显示，从毒论治治疗干燥综合征患者在唾液流率方面的效果显著高于对照组[SMD=1.51，95%CI（0.30，2.73），Z=2.44，P < 0.05]，差异具有统计学意义。详见开放科学OSID标识码。
2.7 中医证候积分10项研究[8-10, 19, 21-22, 26, 29-31]评估了从毒论治治疗与对照组在改善干燥综合征患者中医证候积分方面的效果。异质性检验结果显示，研究间存在显著的异质性（I2=86.3%，P < 0.05）。笔者进一步进行了亚组分析，将纯中医治疗组[8-9, 26, 29, 31]（仅包含从毒论治治疗）与纯西药治疗组/纯中医非安慰剂对照组[10, 19, 21-22, 30]进行比较。但两组的异质性仍未低于50%。笔者认为异质性可能与研究设计的差异、患者特征的不同，以及干预措施的具体实施细节等因素有关，因此采用随机效应模型进行Meta分析。Meta分析结果显示，从毒论治治疗显著降低了干燥综合征患者的中医证候积分[SMD=-0.79，95%CI（-1.22，-0.37），Z=-3.68，P < 0.05]，差异具有统计学意义。见图 5。
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| 图 5 中医证候积分Meta分析及不同干预方式的亚组分析森林图 Fig. 5 Forest plot of Meta-analysis and subgroup analysis of traditional Chinese medicine syndrome score under different interventions |
18项研究[9-12, 14-18, 20, 22-24, 26, 28-31]评估了从毒论治治疗与对照组在改善干燥综合征患者CRP水平方面的效果。异质性检验结果显示，研究间存在显著的异质性（I2=89.8%，P < 0.000 1）。笔者进一步进行了亚组分析，将纯中医治疗组[9, 11, 14, 16, 23-24, 26, 29, 31]（仅包含从毒论治治疗）与纯西药治疗组/纯中医非安慰剂对照组[10, 12, 15, 17-18, 20, 22, 28, 30]进行比较。纯中医治疗组I2=18.2%，因此在该组中不存在异质性，而非纯中医治疗（联合治疗）组I2=89.8%。同时，研究还按照干预方式进行了亚组分析，将药物干预[9-12, 14, 16-18, 20, 22-24, 26, 31]与非药物干预[15, 28, 30]进行比较。但两组的异质性仍未低于50%。笔者认为异质性可能与干预措施的实施细节有关，因此采用随机效应模型进行Meta分析。Meta分析结果显示，从毒论治治疗显著降低了干燥综合征患者的CRP水平[SMD=-0.45，95%CI（-0.79，-0.11），Z=-2.57，P < 0.05]，差异具有统计学意义。详见开放科学OSID标识码。
2.9 ESR19项研究[9, 11-12, 14-18, 20, 22-26, 28-32]评估了从毒论治治疗与对照组在改善干燥综合征患者ESR水平方面的效果。异质性检验结果显示，研究间存在显著的异质性（I2=74.3%，P < 0.05）。敏感性分析提示异质性可能源于马蕊[12]这篇文章，排除此文献后对剩余18篇文献进行异质性检验，发现异质性减小（55.3%），笔者进一步采用了亚组分析，将纯中医治疗组[9, 11, 15-16, 23-26, 29, 31-32]（仅包含从毒论治治疗）与纯西药治疗组/纯中医非安慰剂对照组[12, 14, 17-18, 20, 22, 28, 30]进行比较。纯中医治疗组I2=32.5%，因此在该组中不存在异质性，而非纯中医治疗（联合治疗）组I2=74.3%。同时，还按照干预方式进行了亚组分析，将药物干预[9, 11-12, 14-18, 20, 22-26, 31-32]与非药物干预[28-30]进行比较。但两组的异质性仍未低于50%。笔者认为异质性可能与干预措施的实施细节有关，因此整体采用随机效应模型。Meta分析结果显示，从毒论治治疗显著降低了干燥综合征患者的ESR水平[SMD=-0.29，95%CI（-0.45，-0.14），Z=-3.72，P < 0.05]，差异具有统计学意义。详见开放科学OSID标识码。
2.10 ESSDAI7项研究[8-9, 19, 21, 23, 29, 31]评估了从毒论治治疗与对照组在改善干燥综合征患者ESSDAI方面的效果。异质性检验结果显示，研究间的异质性不显著（I2=16%，P=0.31）。由于异质性较小，因此采用了固定效应模型进行Meta分析。Meta分析结果显示，从毒论治治疗显著降低了干燥综合征患者的ESSDAI评分[MD=-0.26，95%CI（-0.49，-0.02），Z=-2.15，P < 0.05]，差异具有统计学意义。见图 6。
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| 图 6 ESSDAI评分的Meta分析森林图 Fig. 6 Forest plot of Meta-analysis for ESSDAI scores |
10项研究[8-12, 16-17, 22, 28, 32]评估了从毒论治治疗与对照组在改善干燥综合征患者IgA水平方面的效果。异质性检验结果显示，研究间存在显著的异质性（I2=95.0%，P < 0.000 1）。为探讨异质性的来源，研究进行了亚组分析，将纯中医治疗组[9, 11, 16, 32]（仅接受从毒论治治疗）与单独西药或单独中药对照组[8, 10, 12, 17, 22, 28]进行比较。然而，即便在亚组分析中，异质性仍未降至50%以下，这可能与研究设计的差异、患者特征的不均衡以及干预措施的具体实施方式不同等因素有关。因此，采用随机效应模型进行Meta分析。Meta分析结果显示，从毒论治在改善IgA水平方面未显示出统计学上的显著优势[SMD=-0.36，95%CI（-1.10，0.37），Z=-0.98，P=0.327 9]。进一步的亚组分析也未发现纯中医治疗组与对照组（单独西药或单独中药）之间存在显著差异。这一现象可能与治疗后的IgA水平仍处于正常范围内有关，因此难以体现显著性差异。然而，从治疗前后的变化趋势来看，无论是从毒论治组还是对照组，IgA水平均较基线有所下降，且两组间水平无明显差异。这一结果从另一个角度说明，从毒论治治疗在改善干燥综合征患者IgA水平方面的效果与西药或单一中药治疗相当，进一步支持了从毒论治的临床应用价值。见图 7。
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| 图 7 IgA评分的Meta分析及不同干预方式的亚组分析森林图 Fig. 7 Forest plot of Meta-analysis and subgroup analysis of IgA scores under different interventions |
18项研究[8-12, 16-20, 22, 25-26, 28-32]评估了从毒论治治疗与对照组在改善干燥综合征患者IgG水平方面的效果。异质性检验结果显示，研究间存在显著的异质性（I2=88.2%，P < 0.01）。为探讨异质性的来源，研究进行了亚组分析，将纯中医治疗组[9, 11, 16, 25, 31-32]（仅接受从毒论治治疗）与单独西药或单独中药非安慰剂对照组[8, 10, 12, 17-20, 22, 26, 28-30]进行比较。然而，即便在亚组分析中，异质性仍未降至50%以下，笔者认为异质性可能与研究设计的差异、患者特征的不同，以及干预措施的具体实施细节等因素有关，因此采用了随机效应模型进行Meta分析。Meta分析结果显示，从毒论治治疗在降低干燥综合征患者的IgG水平方面的效果接近显著，但未达到统计学意义[SMD=-0.31，95%CI（-0.62，0.00），Z=-1.94，P=0.052 7]。进一步的亚组分析显示，当纯中医治疗组（仅接受从毒论治治疗）与纯西药治疗组/纯中医非安慰剂对照组进行比较时，纯中医治疗在降低IgG水平方面的效果达到统计学显著性[SMD=-0.37，95%CI（-0.71，-0.02），Z=-2.06，P=0.039 3]。这一结果表明，从毒论治治疗可能在降低干燥综合征患者IgG水平方面具有一定的临床优势，进一步支持了其作为治疗干燥综合征的潜在干预措施。见图 8。
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| 图 8 IgG评分的Meta分析及不同干预方式的亚组分析森林图 Fig. 8 Forest plot of Meta-analysis and subgroup analysis of IgG scores under different interventions |
为评估发表偏倚，本研究对临床疗效、泪膜破裂时间、唾液流率、ESSDAI评分、中医证候积分、CRP及ESR进行了Egger或Begg’s检验并绘制漏斗图。见图 9。各指标的检验结果分别为：临床疗效（t=0.31，P=0.759 0）、泪膜破裂时间（Kendall’s tau=-0.018 2，P=1）、唾液流率（Kendall’s tau=0.333 3，P=0.128 9）、中医证候积分（Kendall’s tau=-0.244 4，P=0.380 7）、CRP（Kendall’s tau=0.071 9，P=0.708 9）、ESR（Kendall’s tau=0.019 6，P=0.940 5）及ESSDAI评分（Kendall’s tau=-0.142 9，P=0.772 6）。所有指标均未检测到显著发表偏倚（P > 0.05），漏斗图大体呈对称分布，仅个别点存在小幅度偏离，表明纳入研究的数据具有较好的统计学均衡性。
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| 注：图A为临床疗效；图B为泪膜破裂时间；图C为唾液流率；图D为中医证候积分；图E为CRP；图F为ESR；图G为ESSDAI评分。 图 9 临床疗效、泪膜破裂时间、唾液流率、中医证候积分、CRP、ESR及ESSDAI评分的发表偏倚漏斗图 Fig. 9 Funnel plots for publication bias of clinical efficacy, tear film breakup time, salivary flow rate, TCM syndrome scores, CRP, ESR, and ESSDAI scores |
在纳入的25项研究中，8项（32%）报告了不良反应，其余研究声明“未出现严重不良反应”或未明确提及。治疗组不良反应发生率（3.67%，42/1 145）显著低于对照组（11.16%，126/1 129），差异具有统计学意义[RR=0.33，95%CI（0.24，0.46），P < 0.001]。霍晓萌[13]研究中，治疗组出现1例恶心呕吐和2例腹泻，对照组出现2例恶心呕吐和1例腹泻。谢向良等[17]报告治疗组发生4例胃肠道反应、1例皮疹和1例肝功能异常，对照组发生4例胃肠道反应和2例皮疹。袁镯等[18]研究中，治疗组2例患者出现排便次数增多，经调整中药后症状消失；对照组2例患者出现大便质稀，数日后症状消失。李奔等[19]研究中，治疗组出现头皮皮疹伴瘙痒（1例）、唇周皮肤色黑（1例）、血小板减少（1例）和腹部不适（1例）；对照组出现视物模糊（1例）、皮疹瘙痒（1例）、肝功能异常（1例）和低热（1例）。侯佳奇等[22]研究中，治疗组报告1例感染事件，对照组报告6例感染事件。刘维等[24]研究中，对照组发生向心性肥胖（12例）、空腹血糖升高（2例）、失眠（1例）、血压升高（1例）和继发真菌感染（1例），治疗组未出现不良反应。薛鸾等[26]研究显示两组出现大便溏薄（治疗组12例，对照组9例），均经健脾药加量后缓解。刘维等[27]研究中，对照组出现向心性肥胖（28例）、高血压（6例）、血糖升高（4例）和失眠（4例），治疗组无不良反应。李奔等[29]研究中，治疗组报告1例头皮皮疹，对照组1例视物模糊，均自行恢复。
3 讨论干燥综合征在中医中被归为“燥痹”范畴，《素问》记载“燥胜则干”，强调燥邪致阴液受损，进一步导致体内津液生成不足[33]。刘维教授提出的“虚瘀毒论”指出，阴虚为病之本，燥热和毒邪为标，瘀血为次要伴随病理过程[5]。从毒论治正是基于此病机，将清热解毒、活血化瘀、滋阴润燥等疗法有机结合，实现对疾病核心病机的精准调控[4]。
本研究通过Meta分析验证了从毒论治的理论价值。数据显示，该疗法显著改善了干燥综合征的多项指标，包括泪膜破裂时间、唾液流率、CRP和ESR。此外，该疗法在降低ESSDAI方面也表现出显著效果。这些结果表明，从毒论治通过调节局部腺体功能及系统性炎症反应，不仅能缓解患者症状，还能有效控制疾病活动度，改善全身健康状态。
现代研究证实了从毒论治的药理学基础：清热解毒药物抑制核因子κB信号通路，减少促炎因子分泌[34]；活血化瘀类药物改善血液流变性，减少腺体组织微循环瘀滞[35]；滋阴润燥类药物通过抗氧化作用减轻腺体损伤，促进腺体分泌功能恢复[36]。这些机制为从毒论治在干燥综合征治疗中的应用提供了现代医学佐证。临床疗效和ESSDAI是评估干燥综合征治疗效果的关键指标。本研究表明，从毒论治在干燥综合征患者中的总体临床疗效显著优于常规治疗。患者的ESSDAI评分显著下降，表明从毒论治能够有效降低疾病活动度。这一结果反映出从毒论治不仅在缓解症状层面具有优势，同时也在全身疾病控制上展现出独特作用。此外，患者的泪膜破裂时间延长、唾液流率显著提高，表明该疗法能够有效改善腺体功能。这与滋阴润燥的治疗原则密切相关，通过补充体内阴液，改善腺体分泌环境，有助于缓解干燥症状并促进腺体修复。
CRP和ESR的显著下降进一步说明，从毒论治在全身性炎症调节中的作用良好，这可能是通过清热解毒、活血化瘀法减轻“毒邪”和“瘀血”对机体的负面影响实现的。尽管研究结果显示，从毒论治治疗在改善IgA水平方面差异未见统计学意义（P > 0.05），但该趋势可能反映了治疗后IgA水平仍维持在正常范围内。值得注意的是，治疗前后的变化显示，无论是从毒论治组还是对照组，IgA水平均较基线有所下降，并且两组之间的水平差异并不显著。这一结果从侧面印证了从毒论治治疗在改善干燥综合征患者免疫功能方面的潜力，且其效果与西药或单一中药治疗相当。在IgG方面，Meta分析结果显示，从毒论治治疗在降低IgG水平方面的效果明显，尽管差异未见统计学意义。然而，亚组分析结果表明，纯中医治疗组（仅包含从毒论治治疗）在降低干燥综合征患者IgG水平方面的效果显著。这一发现表明，从毒论治治疗可能对降低IgG水平具有一定优势，进一步支持了其在临床中的应用价值。
本研究证实从毒论治干燥综合征具有显著的安全性优势。治疗组1 145例患者中出现42例不良反应（3.67%），对照组1 129例患者中出现126例不良反应（11.16%），组间差异具有统计学意义。从毒论治的主要不良反应为轻微的胃肠道不适和皮疹，且未观察到严重不良事件，表明其安全性优于常规治疗。本研究中，部分指标表现出较高异质性（I2 > 80%），主要原因可能包括干预措施不统一、患者特征差异以及部分研究设计质量存在不足。这些问题可能影响了结果的稳定性。
尽管本研究表明从毒论治在干燥综合征治疗中具有显著优势，但仍存在一定局限性。纳入研究的随机对照试验质量参差不齐，部分研究的随机化、盲法实施以及随访时间设计不够完善，可能导致偏倚风险。此外，不同研究中干预措施的异质性较高，包括方剂组成、剂量和疗程的差异，以及患者特征如疾病严重程度、病程长短和伴随症状的不同，这些因素可能影响结果的稳定性和普适性。未来研究应通过延长随访时间，进一步评估从毒论治在患者长期症状缓解及复发率控制中的效果；结合分子生物学技术，深入探讨从毒论治在炎症信号通路调控和腺体组织修复中的具体机制；同时根据患者特征如疾病活动度、伴随疾病等进行分层治疗的研究，以实现个性化精准治疗。开展多中心、大样本的高质量随机对照试验，将为从毒论治的临床应用提供更高水平的证据支持，也为其融入国际治疗体系奠定基础。
综上所述，从毒论治基于中医“虚瘀毒论”理论，通过综合治疗策略能够显著改善干燥综合征患者的局部症状、全身炎症状态及疾病活动度评分，并具有较高的安全性。这一疗法在干燥综合征的治疗中展现出独特的理论价值与临床潜力，为现有治疗手段提供了有力补充。
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