2025, Vol. 44文章信息
- 李虽然, 刘维, 王怡文, 张嘉珉, 唐卓, 王文
- LI Suiran, LIU Wei, WANG Yiwen, ZHANG Jiamin, TANG Zhuo, WANG Wen
- “从毒论治”治疗痛风的有效性与安全性系统评价
- Systematic review on efficacy and safety of treating gout based on the theory of "managing toxin pathogenesis"
- 天津中医药大学学报, 2025, 44(10): 919-929
- Journal of Tianjin University of Traditional Chinese Medicine, 2025, 44(10): 919-929
- http://dx.doi.org/10.11656/j.issn.1673-9043.2025.10.08
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文章历史
收稿日期: 2025-05-12
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
2. National Clinical Research Center for Chinese Medicine Acupuncture and Moxibustion, Tianjin 300381, China;
3. Tianjin University of Traditional Chinese Medicine, Tianjin 301617, China
痛风是一种常见代谢障碍性疾病，主要因尿酸排泄减少和（或）嘌呤代谢紊乱，导致尿酸盐沉积于关节及周围组织，进而诱发局部炎症反应[1]。随着生活水平提升和膳食结构变化，全球痛风患病率不断上升，已达1%~4%，且男性患病率约为女性3倍以上。该病常与高血压病等心血管疾病、慢性肾脏病以及代谢综合征共病，显著增加了整体疾病负担[2]，并带来显著的医疗和经济压力[3]。虽然西医对痛风的发病机制已有较为深入的认识，并且形成了规范的诊疗策略，主要采用降尿酸药物及非甾体抗炎药等进行治疗，但患者对疾病认知不足以及长期用药带来的不良反应，仍然在很大程度上影响了治疗依从性。
在中医理论中，痛风又称“白虎”“历节”“脚气”等[4]，《备急千金要方》云：“热毒流入四肢，历节肿痛。”《外台秘要方》亦载：“白虎病者，大都是风寒暑湿之毒。”反映出“毒邪”是痛风发生与发展的重要病机。在治疗方面，“从毒论治”即运用解毒的中医治法，消散毒邪。随着西医发展，越来越多的中药或其提取物被证实具有降低尿酸、抗炎镇痛功效[5]。当前，汤剂、中成药、针灸及穴位贴敷等中医治法已经广泛用于痛风临床，在改善症状与提高生活质量方面具有良好效果[1]。中医理论体系中，“毒”既是病理产物与致病因素，常壅滞经络关节，导致气血壅滞、痰瘀胶结，最终累及筋骨、关节及脏腑[6]。其病机多属湿热瘀毒阻滞经络，故临床实践中多以“清热、利湿、活血、解毒”紧扣“毒”邪论治急性痛风[6-7]。同时该法作为“毒痹论”的核心治则[6]，此法在临床中应用广泛，但目前尚且缺乏对该治法系统性疗效与安全性的循证证据。本系统评价旨在基于“从毒论治”原则，通过分析相关随机对照试验（RCT），综合评价中药治疗痛风的疗效与安全性。
1 资料与方法 1.1 文献来源为获取有关运用“清热、利湿、活血、解毒”法从毒论治痛风的RCT文献，检索在以下数据库中进行：PubMed、维普数据库（VIP）、万方数据知识服务平台（Wanfang）、中国知网（CNKI），检索时间均设定为建库至2024年12月1日。
1.2 文献检索策略本研究结合主题词与自由词进行检索，以避免漏检，确保全面获取以“清热、利湿、活血、解毒”为法的“从毒论治”痛风文献。中文检索词包括：“痛风”（#1）、“痛风性关节炎”（#2）、“清利活血解毒”（#3）、“活血解毒”（#4）、“解毒”（#5）、“随机”（#6）、“随机对照”（#7）、“RCT”（#8）等，检索式为（#1 OR #2）AND（#3 OR #4 OR #5）AND（#6 OR #7 OR #8）。英文检索词主要包括“Gout”“Gouts”“Medicine，Chinese Traditional”“Traditional Medicine，Chinese”“Chinese Traditional Medicine”“Chinese Medicine，Traditional”“Randomized Controlled Trial”“Controlled Clinical Trial”“Randomized”“RCT”等。PubMed检索策略如下：#1Gout（MeSH Terms）OR Gouts（Title/Abstract）OR Gouty Arthritis（Title/Abstract），#2[Medicine，Chinese Traditional（MeSH Terms）] OR[Traditional Medicine，Chinese（Title/Abstract）] OR[Chinese Traditional Medicine（Title/Abstract）] OR[Chinese Medicine，Traditional（Title/Abstract）]，#3[Randomized Controlled Trial（MeSH Terms）] OR[Controlled Clinical Trial（Title/Abstract）] OR[Randomized（Title/Abstract）] OR[RCT（Title/Abstract）]，检索式为：#1 AND #2 AND #3。
1.3 纳入标准 1.3.1 研究类型纳入的研究设计类型为RCT。设盲状态不限，语种限制为中文或英文。
1.3.2 研究对象研究对象为经临床确诊的痛风患者，不限制性别、年龄、民族及病情严重程度。
1.3.3 干预措施采用基于“从毒论治”理论的中药汤剂治疗，必须同时满足以下条件：处方中包含明确具有解毒功效的中药（如黄柏、蒲公英、虎杖等）；治疗组干预遵循“清热、利湿、活血、解毒”原则；采用中药汤剂形式给药，可以为单用中药或在对照组治疗基础上联合使用。对照组采用常规西药治疗，如降尿酸药、秋水仙碱、非甾体抗炎药[包括非选择性与选择性环氧合酶-2（COX-2）抑制剂]，对药物剂量、服用方法及疗程均未作特殊限制。
1.3.4 结局指标主要结局指标：临床总有效率；次要结局指标：中医症状积分、关节疼痛评分、关节活动受限评分、血尿酸水平、红细胞沉降率（ESR）、C反应蛋白（CRP）、肿瘤坏死因子-α（TNF-α）、白细胞介素-6（IL-6）及不良反应发生率。
1.4 排除标准1）研究对象非痛风患者。2）重复发表文献。3）不符合“从毒论治”全部条件的中药干预研究，具体包括：①方剂中未含解毒类中药；②治法中未明确提及“清利活血解毒”的从毒论治痛风的核心治则。4）干预措施涉及非汤剂形式的中药（如中成药、针灸、外治法如穴位贴敷等）单独使用，或与对照组治疗联用。5）未报告本研究关注的任何1项结局指标的研究。
1.5 文献筛选文献筛选与数据提取由2名研究者独立进行，并交叉核对。意见不一致时，由第3位研究者进行仲裁。使用Endnote X9进行文献管理，通过逐层阅读标题、摘要及全文以确定最终纳入文献。
1.6 数据提取所提取的数据涵盖文献基本信息（如第一作者、发表年份、患者基线特征、样本量等）、干预与对照措施、疗程、结局指标及不良反应事件。所有数据均由2名研究者独立提取并交叉核对。
1.7 质量评价采用Cochrane偏倚风险评估工具[8]评价纳入研究的方法学质量，评估项目涵盖随机分配、分配隐藏、盲法实施、结局数据完整性、失访与病例脱落、选择性报告及其他偏倚来源。由2名研究者独立完成评价并交叉核对，分歧通过第3位研究者协商解决，最终结果以图表形式呈现。
1.8 GEADE证据质量等级评价运用GRADE pro GDT工具对结局指标进行证据质量分级，从偏倚风险、不一致性、间接性、不精确性及发表偏倚5个方面进行评价。证据起始等级为“高”，并根据评估结果逐级下调，最终分为高、中、低、极低4个等级。该过程由2名研究者独立完成并交叉核对，分歧由第3位研究者仲裁。
1.9 统计学分析使用RevMan 5.4软件进行Meta分析，二分类变量采用相对危险度（RR）作为效应量进行分析；对于连续型变量（如尿酸、ESR、CRP等），当所有研究使用完全相同的方法或单位时，宜选用均数差（MD），不一致时宜选用标准化均数差（SMD），均以95%置信区间（CI）表示。通过异质性检验（以P ≥ 0.1或I2 ≤ 50%为低异质性）选择效应模型：低异质性使用固定效应模型；高异质性时探讨其来源，经敏感性或亚组分析排除临床异质性后，采用随机效应模型；若异质性过高且无法溯源，则仅进行描述性分析。
2 结果 2.1 文献筛选及结果初步检索获得中外文献297篇，剔除重复文献后剩余151篇。经逐层筛选（标题、摘要及全文），最终共纳入10项符合要求的RCT [7, 9-17]，文献筛选流程见图 1。
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| 图 1 文献筛选流程 |
所纳入的10项RCT[7, 9-17]总样本量为960例，试验组与对照组分别为496例和464例，样本量60~126例。所有研究均于2016—2024年以中文发表，受试者年龄为18~76岁，病程1~10年。其中，1项研究[12]未明确报告纳入对象的平均年龄与平均病程，另有2项研究[13, 17]仅报告平均年龄而未提及平均病程。干预时间在3~14 d，所有研究均未详细描述随访时间安排。纳入研究的基本特征汇总见表 1。
| 纳入文献 | 随机方法 | 年龄（x±s，岁） | 病程（x±s，年） | 样本量（C/T，例） | 性别（男/女，例） | ||||
| C | T | C | T | C | T | ||||
| 傅科上2018[10] | 随机数字表 | 55.00±12.10 | 53.30±11.90 | 5.10±2.70 | 2.30±0.90 | 55/55 | 51/ 4 | 49/ 6 | |
| 华扬斌2021[11] | 随机 | 48.35± 6.56 | 48.66± 6.48 | 1.69±0.60 | 1.72±0.58 | 30/30 | 18/12 | 19/11 | |
| 宋洁婵2021[14] | 随机数字表 | 51.24±13.27 | 51.84±12.91 | 5.57±1.31 | 5.45±1.21 | 35/36 | 21/14 | 23/13 | |
| 余家远2022[16] | 随机数字表 | 53.03± 3.14 | 52.91± 3.89 | 4.08±0.73 | 4.12±0.69 | 45/45 | 38/ 7 | 36/ 9 | |
| 王磊2019[15] | 随机数字表 | 48.82± 6.52 | 48.68± 6.37 | 1.71±0.59 | 1.63±0.54 | 50/50 | 36/14 | 35/15 | |
| 吕心蕊2022[13] | 随机数字表 | 70.55± 6.48 | 70.43± 6.64 | - | - | 63/63 | 34/29 | 32/31 | |
| 刘燊仡2022[12] | 随机数字表 | - | - | - | - | 48/48 | 26/22 | 28/20 | |
| 范斌2020[9] | 随机抽签 | 45.92± 7.26 | 46.58± 7.43 | 4.64±1.17 | 4.25±1.06 | 60/60 | 35/25 | 34/26 | |
| 黄国利2024[17] | 随机 | 41.75±10.27 | 41.81±10.30 | - | - | 48/49 | 33/15 | 35/14 | |
| 王宏莉2016[7] | 随机数字表 | 39.79±13.62 | 40.46±14.06 | 6.40±4.10 | 6.80±4.20 | 30/60 | 29/ 1 | 59/ 1 | |
| 纳入文献 | 干预措施 | 疗程（d） | 结局指标 | ||||||
| C | T | ||||||||
| 傅科上2018[10] | 二氟尼柳 | 清利活血解毒汤+二氟尼柳片 | 14 | ①③④⑤⑥⑦⑧⑨ | |||||
| 华扬斌2021[11] | 秋水仙碱 | 清利活血解毒汤+秋水仙碱 | 7 | ⑦⑧⑨⑩ | |||||
| 宋洁婵2021[14] | 双氯芬酸钠双释放肠溶胶囊 | 清利活血解毒汤+双氯芬酸钠双释放肠溶胶囊 | 15 | ①⑤⑥⑦⑩ | |||||
| 余家远2022[16] | 洛索洛芬钠片 | 清利活血解毒汤+洛索洛芬钠片 | 14 | ①②⑤ | |||||
| 王磊2019[15] | 秋水仙碱 | 清利活血解毒汤+秋水仙碱 | 7 | ①②③⑦⑧⑨⑩ | |||||
| 吕心蕊2022[13] | 双氯芬酸钠缓释片 | 清利活血解毒方+双氯芬酸钠缓释片 | 3 | ①③④⑤⑥⑦⑩ | |||||
| 刘燊仡2022[12] | 双氯芬酸钠缓释片 | 清利活血解毒汤+双氯芬酸钠缓释片 | 7 | ①③⑤⑥⑦⑨⑩ | |||||
| 范斌2020[9] | 洛索洛芬钠片 | 清利活血解毒汤+洛索洛芬钠片 | 14 | ①③④⑤⑥⑦⑧⑨⑩ | |||||
| 黄国利2024[17] | 秋水仙碱 | 清利活血解毒汤+秋水仙碱 | 7 | ①③⑨ | |||||
| 王宏莉2016[7] | 洛索洛芬钠片 | 清利活血解毒汤+洛索洛芬钠片 | 14 | ①⑤⑥⑦⑩ | |||||
| 注：C，对照组；T，治疗组。“-”表示未提及。①总有效率；②中医症状积分；③关节疼痛评分；④关节活动受限评分；⑤尿酸；⑥ESR；⑦CRP；⑧TNF-α；⑨IL-6；⑩不良反应发生率。 | |||||||||
由2名研究者使用Cochrane风险偏倚评估工具Risk of Bias 2对纳入的10篇文献的偏倚风险进行了全面评估，评估结果显示：1）在随机化过程方面的偏倚。2项研究[11, 17]虽然报告采用随机分组，但未说明随机序列的产生与分配隐藏方案，故评定为“存在部分偏倚风险”，其余研究明确报告了随机序列的产生方法，如随机数字表法等，评定为“低风险”。2）偏离既定干预措施的偏倚。因所有研究均未明确说明是否实施盲法，同样被评估为“存在一些偏倚风险”。3）在结局数据缺失的偏倚。纳入的10项研究均完整报道了结果数据，评估为“低风险”。4）结局测量的偏倚。纳入的10项研究采用客观的结局测量方法，且结局评估者可能不知晓分组信息或知晓分组信息对最终结局测量无明显影响，因此被评估为“低风险”。5）选择性报告结果的偏倚。10项研究均未详细说明选择这些方法的依据及无法完全排除可能存在选择性报告某些有利结果的情况，因此评价为“存在一些偏倚风险”。总体而言，纳入研究的偏倚风险等级均为“存在一些偏倚风险”。结果见图 2、图 3、表 1。
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| 图 2 偏倚风险分布图 |
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| 图 3 偏倚风险总结图 |
共9项研究[7, 9-10, 12-17]报告了临床总有效率，纳入900例患者（治疗组466例，对照组434例）。各项研究间存在显著异质性（P=0.02，I2=55%），结果为[RR=1.20，95%CI（1.13，1.27），P＜0.000 01]，见图 4。采用逐一剔除研究法进行敏感性分析，排除文献[10]后异质性显著降低（P=0.74，I2=0%），但未发现明显异质性来源，采用固定效应模型进行分析。结果显示：在提高临床总有效率方面，中医药治疗痛风优于单纯西医治疗，差异具有统计学意义[RR=1.22，95%CI（1.15，1.31），P＜0.000 01]，见图 5。
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| 图 4 临床总有效率 |
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| 图 5 临床总有效率敏感性分析 |
共2项研究[15-16]报告了中医症状积分，样本量为190例，治疗组和对照组的样本量各95例。异质性检验未见明显异质性（P＜0.80，I2=0%），采用固定效应模型进行分析。结果表明：在改善痛风患者中医症状方面，中医药治疗优于单纯西医治疗，差异具有统计学意义[SMD=-1.55，95%CI（-1.87，-1.22），P＜0.000 01]，见图 6。
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| 图 6 中医症状积分 |
共7项研究[7, 9-10, 12-13, 15, 17]报告了治疗前后关节疼痛评分情况，总样本量为739例，其中治疗组385例，对照组354例。由于采用的评分方法不同，运用SMD合并效应量，各研究间异质性较高（P＜0.000 01，I2=93%），结果为[SMD=-1.05，95%CI（-1.21，-0.89），P < 0.000 01]，见图 7。采用逐一剔除研究法进行敏感性分析，剔除文献[17]后异质性明显降低（P=0.32，I2=15%）。通过阅读全文寻找异质性来源，发现关节疼痛评分的异质性较大可能与疼痛评分方式不同有关[17]，采用固定效应模型进行分析。结果显示：在镇痛方面，中医药治疗优于单纯西医治疗，差异具有统计学意义[SMD=-0.89，95%CI（-1.05，-0.72），P < 0.000 01]，见图 8。
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| 图 7 关节疼痛评分 |
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| 图 8 关节疼痛评分敏感性分析 |
共3项研究[9-10, 13]报告了治疗前后痛风关节功能活动受限的评分情况，总样本量为356例，其中治疗组和对照组样本量各178例。由于评分方式差异，采用SMD合并效应量，各研究间异质性显著（P＜0.000 01，I2=95%），结果为[SMD=-0.95，95%CI（-1.17，-0.72），P < 0.000 01]，见图 9。采用逐一剔除研究法进行敏感性分析，剔除文献[9]后异质性明显降低（P=0.66，I2=0%）。通过阅读全文寻找异质性来源，发现关节活动受限评分的异质性较大可能与受试者年龄较大、病程较长有关[9]，采用固定效应模型进行分析。结果显示：在缓解痛风患者关节活动受限方面，中医药治疗优于单纯西医治疗，差异具有统计学意义[SMD=-0.54，95%CI（-0.80，-0.28），P < 0.000 1]，见图 10。
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| 图 9 关节活动受限评分 |
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| 图 10 关节活动受限评分敏感性分析 |
共7项研究[7, 9-10, 12-14, 16]报道了尿酸，样本量703例，其中治疗组367例，对照组336例。各研究间异质性较高（P＜0.000 01，I2=84%），结果为[MD=-48.73，95%CI（-55.63，-41.83），P < 0.000 01]，见图 11。采用逐一剔除研究法进行敏感性分析，剔除文献[12]后异质性明显降低（P=0.77，I2=0%）。通过阅读全文寻找异质性来源，发现尿酸水平异质性较大可能与受试者年龄、病程差距较大有关[12]，采用固定效应模型进行分析。结果显示：在降低尿酸水平方面，中医药治疗优于单纯西医治疗，差异具有统计学意义[MD=-63.31，95%CI（-71.76，-54.85），P < 0.000 01]，见图 12。
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| 图 11 尿酸水平 |
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| 图 12 尿酸水平敏感性分析 |
共6项研究[7, 9-10, 12-14]报道了痛风患者治疗前后的ESR数据，包括613例患者，其中治疗组322例，对照组291例。异质性检验分析显示纳入的所有文献之间无明显统计学异质性（P=0.46，I2=0%），采用固定效应模型进行分析。结果显示：在降低ESR方面，中医药治疗优于单纯西医治疗，差异具有统计学意义[MD=-4.75，95%CI（-5.28，-4.22），P < 0.000 01]，见图 13。
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| 图 13 ESR水平 |
共7项研究[7, 9-10, 12-15]报道了治疗前后痛风患者的CRP水平，包括713例样本，其中治疗组372例，对照组341例。异质性检验分析显示纳入的所有文献之间无明显统计学异质性（P=0.36，I2=9%），采用固定效应模型进行分析。结果显示：在降低CRP方面，中医药治疗优于单纯西医治疗，差异具有统计学意义[MD=-6.24，95%CI（-6.73，-5.75），P < 0.000 01]，见图 14。
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| 图 14 CRP水平 |
共4项研究[9-11, 15]收集了治疗前后痛风患者TNF-α数据，总样本量390例，其中治疗组和对照组样本量各195例，异质性检验分析显示纳入的所有文献之间无明显统计学异质性（P=0.75，I2=0%），采用固定效应模型进行分析。结果显示：在降低TNF-α方面，中医药治疗优于单纯西医治疗，差异具有统计学意义[MD=-7.22，95%CI（-8.48，-5.96），P < 0.000 01]，见图 15。
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| 图 15 TNF-α水平 |
共5项研究[7, 9-12]分析了治疗前后痛风患者炎性介质IL-6水平，包括476例患者，其中治疗组253例，对照组223例，经分析各项研究间异质性显著（P=0.004，I2=74%），结果为[MD=-4.45，95%CI（-5.31，-3.59），P < 0.000 01]，见图 16。采用逐一剔除研究法进行敏感性分析，剔除文献[12]后异质性明显降低（P=0.64，I2=0%）。通过阅读全文寻找异质性来源，发现IL-6水平异质性较大可能与受试者年龄、病程差距较大有关[12]，采用固定效应模型进行分析。结果显示：在降低IL-6方面，中医药治疗优于单纯西医治疗，差异具有统计学意义[MD=-6.18，95%CI（-7.44，-4.92），P < 0.000 01]，见图 17。
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| 图 16 IL-6水平 |
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| 图 17 IL-6水平敏感性分析 |
共6项研究[9, 11-15]报告了不良反应率，样本量为573例，其中治疗组287例，对照组286例，异质性检验分析显示纳入的所有文献之间无明显统计学异质性（P=0.65，I2=0%），采用固定效应模型进行分析。结果显示：中医药治疗痛风的安全性优于单纯西医治疗，差异具有统计学意义[RR=0.59，95%CI（0.35，0.99），P=0.05]，见图 18。尽管P值处于统计学意义的传统边界（α=0.05），但RR的点估计值为0.59，表明中医药组的不良反应风险更低，且其95%CI的上限为0.99（＜1），进一步支持了这一获益趋势的可靠性。具体不良反应情况汇总见表 2。
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| 图 18 不良反应Meta分析 |
| 文献来源 | 对照组 | 治疗组 |
| 华扬斌2021[11] | 皮疹1例、腹泻1例、电解质紊乱1例 | 皮疹1例、腹泻1例 |
| 宋洁婵2021[14] | 肝肾功能损害1例、恶心呕吐1例、皮疹2例、浮肿1例 | 肝肾功能损害1例、恶心呕吐1例 |
| 范斌2020[9] | 恶心2例、呕吐1例、浮肿2例、皮疹1例 | 恶心1例、呕吐1例、浮肿1例 |
| 刘燊仡2022[12] | 恶心1例、胃烧灼感2例、便秘3例、失眠3例、其他1例 | 胃烧灼感1例、其他2例 |
| 吕心蕊2022[13] | 腹胀1例、腹泻1例、胃烧灼感1例、恶心1例、头痛2例 | 腹胀2例、腹泻1例、胃烧灼感1例、恶心1例、头痛1例 |
| 王磊2019[15] | 腹泻2例、电解质紊乱1例、皮疹1例 | 腹泻1例、皮疹1例 |
临床总有效率结局指标纳入10组数据，研究数量≥ 10项时，采用漏斗图评价发表偏倚。如图 19所示，漏斗图两侧不对称，可能存在一定发表偏倚。
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| 图 19 发表偏倚 |
采用GRADE pro GDT系统进行证据质量评价发现：其中4项结局指标（ESR、CRP、TNF-α及不良反应）证据质量分级为中；6项结局指标（临床总有效率、中医症状积分、关节疼痛评分、关节活动受限评分、尿酸及IL-6）证据质量分级为低。偏倚风险是导致降级的最主要因素，纳入研究均未明确描述盲法实施细节，导致10项结局指标偏倚风险均降一级为严重。一致性方面显示，中医症状积分、ESR、CRP、TNF-α、不良反应因异质性低评价为不严重，其余结局指标亚组间差异显著评价为严重，这可能是原始文献中低质量文献较多导致；在不精确性方面，中医症状积分的样本量较小故降一级为严重。见表 3。
| 结局指标 | 文献数量（篇） | 证据质量评价 | 样本量（C/T，例） | 效应量（95%CI） | 证据质量 | ||||
| 偏倚风险 | 不一致性 | 间接性 | 不精确性 | 发表偏倚 | |||||
| 临床总有效率 | 9 | 严重a | 严重b | 不严重 | 不严重 | 未发现 | 434/466 | RR= 1.20（1.13，1.27） | 低 |
| 中医症状积分 | 2 | 严重a | 不严重 | 不严重 | 严重c | 未发现 | 95/ 95 | SMD= -1.55（-1.87，-1.22） | 低 |
| 关节疼痛评分 | 7 | 严重a | 严重b | 不严重 | 不严重 | 未发现 | 354/385 | SMD= -1.05（-1.21，-0.89） | 低 |
| 关节活动受限评分 | 3 | 严重a | 严重b | 不严重 | 不严重 | 未发现 | 178/178 | SMD= -0.95（-1.17，-0.72） | 低 |
| 尿酸 | 7 | 严重a | 严重b | 不严重 | 不严重 | 未发现 | 336/367 | MD=-48.73（-55.63，-41.83） | 低 |
| ESR | 6 | 严重a | 不严重 | 不严重 | 不严重 | 未发现 | 291/322 | MD= -4.75（-5.28，-4.22） | 中 |
| CRP | 7 | 严重a | 不严重 | 不严重 | 不严重 | 未发现 | 341/372 | MD= -6.24（-6.73，-5.75） | 中 |
| TNF-α | 4 | 严重a | 不严重 | 不严重 | 不严重 | 未发现 | 195/195 | MD= -7.22（-8.48，-5.96） | 中 |
| IL-6 | 5 | 严重a | 严重b | 不严重 | 不严重 | 未发现 | 223/253 | MD= -4.45（-5.31，-3.59） | 低 |
| 不良反应 | 6 | 严重a | 不严重 | 不严重 | 不严重 | 未发现 | 286/287 | RR= 0.59（0.35，0.99） | 中 |
| 注：C，对照组；T，治疗组。a，未提及分配隐藏方法、盲法；b，I2≥50%；c，结局指标样本量小。 | |||||||||
随着痛风患病率持续攀升且发病呈现年轻化趋势[1]，探索更加有效的治疗方法成为临床研究的重点。中医药作为中医的伟大宝库，中药内服、针灸、推拿、拔罐、熏洗、外敷等在治疗痛风方面均显示出良好疗效[18]。《诸病源候论》言“正谷不化反浊秽为毒”，“毒”作为贯穿痛风的主要病因，解毒为其重要治法，“从毒论治”对痛风具有重要意义[19]。毒邪留滞之处，通则血气流行，筋脉疏解，肿消痛散，关节得以屈伸，脏腑无毒以戕害，四肢毒邪以散[6]。本研究结果显示，“清热利湿活血解毒”法在提高临床疗效、降低不良反应、改善关节疼痛与活动功能、调节尿酸及炎症指标（ESR、CRP、TNF-α、IL-6）方面均优于单纯西药治疗，表明“从毒论治”可以有效缓解症状并减少西药不良反应，发挥中西医结合治疗优势，为痛风患者提供更加全面的治疗方案。
西医研究表明，痛风是嘌呤代谢紊乱或尿酸排泄障碍导致血尿酸升高，单钠尿酸盐结晶沉积于关节和结缔组织，引发局部炎性反应与组织损伤的疾病[5]。若不及时干预，可能导致痛风石形成、关节结构破坏及其他并发症[20-21]。
《金匮要略心典》曰：“毒者，邪气蕴蓄不解之谓。”风、寒、暑、湿、燥、火等邪气蕴结不解可谓“毒”[6]。毒滞经络，留于关节四末，塞于血脉，阴阳升降失司，气血运行不畅而发为痛风。随着饮食生活结构改变，脾胃内蕴，浊气更易化毒，留滞体内，正如《万病回春》道：“一切痛风肢体痛者，痛属火，肿属湿……所以膏粱之人多食煎炒、炙博、酒肉，热物蒸脏腑，所以患痛风，恶疮痈疽者最多。”因此痛风多以湿、热、瘀、毒互结于关节而致气血痹阻，不通则痛。
除基础西医疗法外，解毒中药在抗炎、降尿酸等方面也发挥重要作用。如土茯苓解毒、除湿、利关节，其有效成分落新妇苷具有抗炎和抗氧化活性，黄酮类成分能够抑制黄嘌呤氧化酶，抑制尿酸生成[22-24]。忍冬藤清利湿热、解毒、通络止痛，《本草纲目》言其“治一切风湿气及诸肿毒”，其所含的成分木犀草素，可以降低促炎细胞因子产生，发挥抗炎作用，减轻痛风炎症反应[24-26]。黄柏清热解毒、燥湿泻火，其中富含的小檗碱可以通过抑制炎症介质和调控核因子E2相关因子2（Nrf2）抗氧化途径、核苷酸结合寡聚化结构域样受体蛋白3（NLRP3）炎性体、Toll样受体（TLRs）信号通路等治疗痛风性关节炎[24, 27-28]。金银花清热解毒，可以通过抑制尿酸合成关键酶活性，减少尿酸合成[29-30]。以上现代研究从侧面印证从毒论治痛风的临床价值，具体而言，“清热、利湿、活血、解毒”4种治法共同从毒论治痛风，实现标本同调。
本Meta分析结果表明：1）“从毒论治”痛风可以有效改善患者临床疗效，缓解关节疼痛，改善关节活动障碍，降低尿酸、CRP、TNF-α及IL-6水平，减轻患者症状。“从毒论治”痛风较单纯西药治疗具有更好疗效，更具临床价值。2）“从毒论治”痛风较单纯应用西药治疗体现出更高的安全性。
然而，本研究仍然存在一定局限性：1）纳入部分研究质量较低，未明确表述分配隐藏、盲法的具体操作，部分未具体说明随机方法及随机序列的产生方法，RCT设计不够严谨，导致研究质量较低，影响证据质量。所有结局证据质量均为低至中等，结论可信度有限。2）纳入的研究异质性较大，可能受到中药复方配伍差距较大、剂量、解毒中药占比及干预时间不同的影响，对最终疗效也有影响；也可能受到受试者性别、年龄、病程、发病时间等多因素对最终效果产生影响。3）纳入的文献所属国家均为中国，存在一定限制，不能明确“从毒论治”对其他国家的影响。4）由于“从毒论治”治疗痛风的治法具有广泛多变性，本研究主要纳入其核心治则及临床应用广泛的“清利活血解毒”为其代表治法，因文献数量限制对其他从毒论治痛风的治法未进行具体分析。
临床在辨证论治痛风过程中，有望将“从毒论治”治疗痛风更多地应用于临床，以获得更佳疗效。有望开展更多相关的高质量、随机、双盲、多中心、大样本临床RCT，对其质量进行把控，以论证上述结论，充分发挥中医药诊疗特色与优势。
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