温胆汤加减治疗失眠症疗效及对PSQI评分影响的Meta分析

郑超 罗竖莹

(1 北京市昌平区兴寿社区卫生服务中心，北京，102212； 2 北京市昌平区北七家社区卫生服务中心，北京，102209)

1 资料与方法

1.1 文献来源 检索国家知识基础设施数据库(CNKI)、中国学术期刊数据库(CSPD)、中文科技期刊数据库(CCD)中所有已发表的期刊、会议论文集、学位毕业论文。检索日期均截止到2021年4月。

1.2 检索策略 检索方式采用高级检索模式，检索词为失眠、不寐、少寐、睡眠障碍、温胆汤、随机。以万方数据库为例，检索式为：(关键词=失眠OR关键词=失眠症)OR(关键词=不寐OR关键词=不寐病)OR(关键词=少寐)OR(关键词=睡眠障碍)OR(关键词=入睡和睡眠障碍)OR(关键词=睡眠困难)AND(关键词=温胆汤)AND(摘要=随机)。

1.3 文献纳入标准 1)研究对象：西医诊断参考《中国精神障碍分类与诊断标准》第三版(CCMD-3)[2]诊断为失眠症的人群，性别、年龄不限。中医证型符合痰热内扰证，主症表现为入睡困难，睡而易醒，醒后不能再睡，睡眠时间短。次症表现为心烦懊恼，胸脘痞闷，头晕目眩，口苦。舌脉：舌苔黄腻，脉滑。符合主症1项，次症2项，参照舌脉，辨证为痰热内扰证。2)研究类型：所有温胆汤加减治疗失眠症的随机对照试验。3)干预措施：观察组为口服温胆汤加减(剂型不限)，对照组为口服镇静催眠药。4)具有能体现疗效及安全性的结局指标，如总有效率、PSQI评分、不良反应率等。5)基线具有可比性。

1.4 文献排除标准 1)继发性失眠的患者；2)观察组为温胆汤加减配合口服西药、中成药、针灸、认知疗法、音乐疗法等其他治疗方法；3)资料不全的文献。

1.5 文献质量评价 采用Cochrane偏倚风险评估工具对纳入研究进行风险偏倚评估，评估内容为：1)随机序列产生；2)分配隐藏；3)对研究者和受试者施盲；4)对结果评价者施盲；5)结果数据的完整性；6)选择性报道研究结果；7)其他偏倚来源。按以上7个项目将每项研究评定为“低风险”“不清楚”“高风险”[3]。由2位评价者独立进行质量评分，再相互核对，若有分歧则由两人共同讨论决定。

1.6 统计学分析 运用Cochrane提供的RevMan5.4统计软件进行Meta分析。二分类变量采用比值比(OR)或相对危险度(RR)作为效应指标，连续性变量采用均数差(MD)或标准化均数差(SMD)作为效应指标，置信区间均为95%Cl，P≤0.05为差异有统计学意义。若各研究存在异质性，可根据不同临床特征进行亚组分析，并进行敏感性分析，最后绘制漏斗图对发表性偏倚进行分析[3]。

2 结果

2.1 文献筛选结果 按照上述检索策略，共检索出412篇文献，运用文献管理软件NoteExpress查重后剩余187篇。通过阅读题目、摘要等信息，去除动物实验、病案报道、综述及明显不符合纳入标准的文献124篇，剩余63篇文献。阅读全文并严格按照文献纳入标准进行二次筛选，最终纳入18篇文献进行Meta分析。其中包括4篇硕博学位论文[4-7]、1篇会议论文集[8]和13篇期刊文献[9-21]，共涉及研究对象1 582例，其中观察组804例，对照组778例。文献筛选流程见图1。

图1 文献筛选流程图

2.2 纳入文献的质量评价 纳入的18篇文献中，11篇[4-9,11-12,16-17,21]提到了随机数字表法，其余只提及随机，纳入文献中2篇[6,20]提及信封盲法进行随机分配隐藏，其余未提及；纳入文献中有2篇[5,20]提及对研究者实施单盲，其余未提及盲法；纳入文献中有5篇[5-6,10,12,20]提及失访和脱落病例，其余未提及；纳入文献中有1篇[13]存在选择性报告研究结果；所有文献均不清楚是否存在其他偏倚风险。见图2～3。

图2 偏移风险评估图

图3 偏移风险评估表

2.3 Meta分析结果

2.3.1 总有效率分析 纳入的18篇文献[4-21]均报告了观察组和对照组的总有效率(有效人数之和/各组总人数)[3]，因此将总有效率作为主要结局指标。分析显示各研究之间无明显异质性(P=0.26，I2=16%)，选用固定效应模型，结果显示OR值大于1(OR=2.45，95%CI为1.87～3.20)，说明观察组的总有效率高于对照组，在提高临床疗效方面观察组优于对照组，且差异有统计学意义(P<0.01)。然后进行敏感性分析，依次排除各篇文献，未发现引起总体异质性的文献。通过进行敏感性分析，说明这一结论稳定可靠。见图4。

图4 总有效率森林图

2.3.2 不良反应发生率 纳入文献中，有12篇[5-7,9,10,12-17,21]报道了不良反应，其中4项研究[7,15,16,21]的观察组和对照组不良反应病例数均为0，其余8项研究出现了不良反应事件，但因症状较轻，均未影响研究的进行。异质性检验显示这些研究之间无明显异质性(P=0.65，I2=0%)，采用固定效应模型，结果显示OR值小于1(OR=0.18，95%CI为0.10～0.33)，说明观察组的不良反应发生率低于对照组，且差异有统计学意义(P<0.01)。见图5。

图5 不良反应发生率森林图

敏感性分析，依次排除各篇文献，未发现引起总体异质性的文献。将4篇未发生不良反应的文献全部删除后再次分析，并未对分析结果产生影响。敏感性分析说明这一结论的稳定可靠。

2.3.3 PSQI总分分析 15篇[4-14,16,18,20,21]研究对观察组和对照组治疗前后进行了PSQI量表评分，并报告PSQI总分，将治疗后PSQI总分作为次要结局指标进行数据合并。异质性检验显示各研究间存在明显异质性(P<0.01，I2=84%)，选用随机效应模型，结果显示MD值小于0(MD=-1.52，95%CI为-2.14～-0.90)，说明观察组治疗后的PSQI总分均值低于对照组，在降低PSQI量表评分总分方面，观察组比对照组有效(P<0.01)。见图6。

图6 PSQI总分森林图

敏感性分析依次排除各篇文献，未发现引起总体异质性的文献。考虑到各研究的疗程不同，可能是异质性产生的原因，需以疗程作为指标进行亚组分析。

2.3.4 PSQI总分亚组分析 纳入文献中，2篇[5,8]以2周为疗程，1篇[12]以20天为疗程，由于文献数量较少并为2、3周组；10篇[5-7,10,13-14,16,18,20-21]以4周为疗程，1篇[9]以30天为疗程，合并为3周组；1篇[4]以8周为疗程，1篇[11]以60天为疗程，合并为8周组。其中1篇分别在2周和4周进行疗效评估观察，因此分别纳入2组。共分为3组进行亚组分析。结果显示疗程为4周时，观察组在改善PSQI总分方面优于对照组，差异有统计学意义。疗程为2或3周以及8周时，观察组和对照组在改善PSQI总分方面的作用相近。见图7。

图7 PSQI总分亚组分析森林图

2.3.5 PSQI各因子指标评分 7篇研究[4,6,14,17-20]报道了PSQI量表中六项指标的单项评分，包括睡眠质量、入睡时间、睡眠时间、睡眠障碍、睡眠效率、日间功能。1篇研究[15]报道了PSQI量表中五项指标的单项评分，无日间功能一项。将各结局指标的Meta分析结果进行汇总，具体见表1。结果显示，在改善睡眠质量、入睡时间、睡眠效率、日间功能评分方面，观察组优于对照组(P<0.05)；在改善睡眠时间、睡眠障碍评分方面，观察组与对照组效果相似，无明显优势。

表1 PSQI各因子评分结局指标Meta分析结果

2.3.6 发表偏倚漏斗 以总有效率为指标，OR值作为横坐标，SE(log[OR])值作为纵坐标，绘制漏斗图。结果显示有1篇研究[3]位于95%可信区间外，漏斗图形状不完全对称，表明可能存在发表偏倚。见图8。

图8 发表偏移漏斗图

3 讨论

本研究采用循证医学的方法，对近年来温胆汤加减治疗失眠症随机对照试验的疗效、安全性进行系统评价，为临床提供客观的数据支持。

这项Meta分析的不足之处包括纳入研究的18篇文献质量总体偏低，评价指标不一致，可能会对分析结果造成一定的影响。

综上所述，与镇静催眠药比较，使用温胆汤加减治疗失眠症可以提高临床疗效、改善临床症状，有更高的安全性。但基于以前的不足，Meta分析的结果具有一定的局限性，应当制定统一的疗效评价标准，需要更多高质量的大样本随机对照试验进一步验证，为临床提供更客观有效的证据。