艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)的系統(tǒng)綜述*

王東軍 ，張穎 ，孫璇 ，關(guān)媛媛 ，田之魁 ，王泓午

（1.天津中醫(yī)藥大學(xué)健康科學(xué)與工程學(xué)院，天津 301617；2.河北省唐山市豐南區(qū)中醫(yī)醫(yī)院，唐山 063000）

亞健康狀態(tài)主要表現(xiàn)為生理機(jī)能和適應(yīng)能力下降，或出現(xiàn)一些疾病的前驅(qū)癥狀，處于病前狀態(tài)[1]。研究表明中國(guó)亞健康狀態(tài)人群占70%[2]，陽(yáng)虛質(zhì)為亞健康狀態(tài)常見(jiàn)體質(zhì)，在亞健康偏頗體質(zhì)中占6.2%～23.1%[3]。王琦院士[4]提出陽(yáng)虛質(zhì)特征為面色白，畏寒肢涼，雙目無(wú)神，毛發(fā)易脫落，大便稀薄，小便清長(zhǎng)，肌肉松軟，精神萎靡，眠差嗜睡，口唇色淡，體型白胖，自覺(jué)乏力疲勞，舌淡胖嫩，邊有齒痕、苔潤(rùn)，脈象沉遲。陽(yáng)虛質(zhì)辨證多屬肺氣虛、脾陽(yáng)虛、腎陽(yáng)虛，易伴有痰飲、水腫、泄瀉等，以上臨床表現(xiàn)大多也與亞健康表現(xiàn)相符合。艾灸具有溫經(jīng)散寒、補(bǔ)益陽(yáng)氣、溫養(yǎng)臟腑作用，可有效緩解亞健康患者陽(yáng)虛質(zhì)，糾正人體陽(yáng)氣偏衰的體質(zhì)偏頗狀態(tài)。艾灸可以有效緩解亞健康陽(yáng)虛質(zhì)人群的臨床癥狀，防止由亞健康病前狀態(tài)向疾病轉(zhuǎn)化。艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)療效好、不良反應(yīng)少，但尚無(wú)研究對(duì)艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)進(jìn)行系統(tǒng)評(píng)價(jià)與Meta分析。本研究采用循證醫(yī)學(xué)方法，系統(tǒng)評(píng)價(jià)艾灸治療亞健康陽(yáng)虛質(zhì)的有效性與安全性，以期為臨床應(yīng)用艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)提供證據(jù)。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn) 1）納入文獻(xiàn)為2011年1月1日—2019年12月31日，中國(guó)知網(wǎng)（CNKI）、維普數(shù)據(jù)庫(kù)（VIP）、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)（WANFANG DATA）、中國(guó)生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)服務(wù)系統(tǒng)（SinoMed）4個(gè)中文數(shù)據(jù)庫(kù)刊載的臨床隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)（RCT）研究。2）亞健康狀態(tài)標(biāo)準(zhǔn)參照《亞健康中醫(yī)臨床指南》[5]，經(jīng)系統(tǒng)檢查排除重大疾病，當(dāng)軀體癥狀、精神心理癥狀、社會(huì)適應(yīng)能力任何1條下降持續(xù)發(fā)作3個(gè)月以上，可判定為亞健康狀態(tài)。3）中醫(yī)證候分型標(biāo)準(zhǔn)參照2009年版《中醫(yī)體質(zhì)分類與判定》[6]中醫(yī)體質(zhì)類型辨證分型標(biāo)準(zhǔn)。陽(yáng)虛質(zhì)量表轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)≥40分判定為陽(yáng)虛質(zhì)。4）干預(yù)措施：試驗(yàn)組選用艾灸進(jìn)行干預(yù)，對(duì)照組采用金匱腎氣丸（或桂附地黃丸，下文均簡(jiǎn)稱腎氣丸）進(jìn)行干預(yù)。5）臨床療效指標(biāo)：總有效率、健康測(cè)量量表各維度評(píng)分、體質(zhì)轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)。6）組間年齡、性別、病程，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）。

1.2 文獻(xiàn)排除標(biāo)準(zhǔn) 1）非RCT。2）綜述、科普類文獻(xiàn)。3）重復(fù)發(fā)表文獻(xiàn)。4）對(duì)照組干預(yù)藥物非腎氣丸研究的文獻(xiàn)。5）體質(zhì)辨識(shí)非陽(yáng)虛質(zhì)或兼夾其他體質(zhì)。

1.3 文獻(xiàn)檢索方法及策略 在CNKI、VIP、WANFANG DATA、SinoMed數(shù)據(jù)庫(kù)以主題詞“中醫(yī)”“亞健康”“健康”“體質(zhì)”進(jìn)行檢索，檢索時(shí)間為2011年1月1日—2019年12月31日。檢索式為：主題詞“亞健康”and主題詞“陽(yáng)虛質(zhì)”and主題詞“臨床”。

1.4 文獻(xiàn)篩選與數(shù)據(jù)提取 2名研究者獨(dú)立篩選文獻(xiàn)，出現(xiàn)分歧時(shí)由第3名研究者進(jìn)行判斷。通過(guò)NoteExpress軟件自帶的剔重功能，結(jié)合人工篩選剔除重復(fù)文獻(xiàn)。根據(jù)納排標(biāo)準(zhǔn)剔除不合格文獻(xiàn)，制定提取表完成數(shù)據(jù)提取。主要研究?jī)?nèi)容包括：1）發(fā)表年份及作者信息。2）患者一般資料。3）樣本量。4）干預(yù)措施。5）結(jié)局指標(biāo)：總有效率、健康測(cè)量量表各維度評(píng)分（總體健康評(píng)分、活力評(píng)分、身體機(jī)能評(píng)分、軀體疼痛評(píng)分）、陽(yáng)虛質(zhì)轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)、陽(yáng)虛證評(píng)分等。

1.5 風(fēng)險(xiǎn)偏倚評(píng)估 對(duì)納入的RCT研究進(jìn)行偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估，根據(jù)Cochrane評(píng)價(jià)手冊(cè)5.0[7]評(píng)估偏倚風(fēng)險(xiǎn)。評(píng)估內(nèi)容包括：1）隨機(jī)分配產(chǎn)生的方式。2）分配方案是否隱藏。3）是否采用盲法。4）報(bào)道結(jié)果數(shù)據(jù)是否完整。5）研究是否存在選擇性報(bào)告的內(nèi)容。6）其他偏倚來(lái)源。對(duì)以上報(bào)告的條目進(jìn)行評(píng)估，“不清楚”代表偏倚風(fēng)險(xiǎn)不確定，“否”代表存在高偏倚風(fēng)險(xiǎn)，“是”代表存在低偏倚風(fēng)險(xiǎn)。

1.6 干預(yù)措施 對(duì)照組采用腎氣丸治療，試驗(yàn)組采用艾灸治療，艾灸所作用的皮部、經(jīng)絡(luò)、穴位及艾灸方式、療程不限。

1.7 結(jié)局指標(biāo) 主要結(jié)局指標(biāo)為總有效率、健康測(cè)量量表（SF-36）各維度評(píng)分，次要結(jié)局指標(biāo)為陽(yáng)虛質(zhì)轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)。

1.8 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 應(yīng)用RevMan 5.3軟件對(duì)納入研究進(jìn)行系統(tǒng)評(píng)價(jià)與Meta分析。以風(fēng)險(xiǎn)比（RR）和95%可信區(qū)間（CI）分析分類變量資料，以均數(shù)差（MD）和95%CI為效應(yīng)分析連續(xù)變量資料。納入數(shù)據(jù)的異質(zhì)性分析采用卡方檢驗(yàn)，若P＞0.1且I2＜50%，研究間不存在異質(zhì)性，選用固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)值；若P≤0.1或I2＞50%，表明研究間存在異質(zhì)性，選用隨機(jī)效應(yīng)模型合并效應(yīng)值，并通過(guò)逐一排除納入的研究分析可能產(chǎn)生異質(zhì)性的原因。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果 共檢索到文獻(xiàn)192篇，其中CNKI 74篇、WANFANG DATA 85篇、VIP 6篇、SinoMed 27篇，查重排除93篇，根據(jù)納入及排除標(biāo)準(zhǔn)，排除與研究主題不符的文獻(xiàn)82篇，納入11項(xiàng)研究[8-18]，共743例患者。具體流程見(jiàn)開(kāi)放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）。

2.2 納入研究的基本特征 通過(guò)閱讀摘要與全文，本研究納入的11項(xiàng)艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)RCT設(shè)計(jì)均為單中心研究。11項(xiàng)研究共納入743例患者，研究地點(diǎn)均為中國(guó)，納入人群均為成年人。主要結(jié)局指標(biāo)為臨床總有效率，其他次要結(jié)局指標(biāo)為SF-36各維度評(píng)分、陽(yáng)虛質(zhì)轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)。納入RCT研究臨床干預(yù)時(shí)間最短為1個(gè)月，最長(zhǎng)為3個(gè)月。7項(xiàng)研究[9，11-14，16，18]診斷標(biāo)準(zhǔn)為中醫(yī)體質(zhì)分類標(biāo)準(zhǔn)，4 項(xiàng)研究[10，13，15，17]診斷標(biāo)準(zhǔn)為亞健康中醫(yī)臨床指南，1 項(xiàng)研究[8]采用的診斷標(biāo)準(zhǔn)為中醫(yī)證候鑒別診斷學(xué)。2項(xiàng)研究[13，15]描述了病例脫落情況。見(jiàn)表1。治療組干預(yù)措施以艾灸為治療方法，納入11項(xiàng)研究的對(duì)照組干預(yù)措施均為腎氣丸。各研究干預(yù)措施的治療療程上存在差異，最短療程為 1 個(gè)月[17-18]，最長(zhǎng)為 3 個(gè)月[9-10，14-16]。試驗(yàn)組受試者通過(guò)口服腎氣丸干預(yù)陽(yáng)虛質(zhì)，服用劑量為水蜜丸4～5 g/次，每日3次。1項(xiàng)研究[8]觀察了免疫球蛋白A（IgA）變化，1項(xiàng)研究[11]觀察了血清促腎上腺皮質(zhì)激素（ACTH）含量，1項(xiàng)研究[12]觀察了血清環(huán)磷酸腺苷（cAMP）與環(huán)磷酸鳥(niǎo)苷（cGMP）變化，1項(xiàng)研究[16]觀察了溫針灸干預(yù)圍絕經(jīng)期陽(yáng)虛質(zhì)人群Kupperman指數(shù)變化。

表1 納入研究的基本情況

2.3 納入研究的風(fēng)險(xiǎn)偏倚評(píng)價(jià) 通過(guò)Cochrane手冊(cè)中的偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)納入的RCT進(jìn)行偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估。隨機(jī)分配序列的生成方面，有8項(xiàng)研究[8，10-13，15，17-18]采用了隨機(jī)數(shù)字表法判斷為低偏倚；3項(xiàng)研究[9，14，16]只提到了隨機(jī)字樣，未說(shuō)明具體的隨機(jī)序列生成方法，因此判斷為不清楚。分配隱藏方面，1個(gè)研究[11]采用了信封密封進(jìn)行分配隱藏，判斷為低風(fēng)險(xiǎn)，其余10項(xiàng)研究[8-10，12-18]判斷為不清楚。盲法實(shí)施方面，沒(méi)有研究報(bào)道采用盲法，均判斷為不清楚。其他偏倚方面，所有研究均未提及，沒(méi)有充分的信息判斷是否存在其他偏倚，判斷為不清楚。其中8項(xiàng)研究為低度偏倚（A級(jí)），3項(xiàng)為中度偏倚（B級(jí)）。詳細(xì)信息見(jiàn)表2。根據(jù)納入研究的偏倚評(píng)價(jià)繪制偏倚風(fēng)險(xiǎn)圖，見(jiàn)OSID。

表2 納入研究的風(fēng)險(xiǎn)偏倚評(píng)價(jià)

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1 兩組臨床總有效率比較 7項(xiàng)研究[10-12，14，16-18]報(bào)告了臨床總有效率，共納入440例亞健康陽(yáng)虛質(zhì)受試者，其中艾灸組220例，腎氣丸組220例，均采用《中藥新藥臨床研究指導(dǎo)原則》中規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)。通過(guò)對(duì)7項(xiàng)RCT進(jìn)行分析，異質(zhì)性檢驗(yàn)P=0.62，I2=0%，表明納入的7項(xiàng)RCT同質(zhì)性較好，不存在異質(zhì)性，因此采用固定效應(yīng)模型。Meta分析結(jié)果顯示，艾灸組干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)臨床總有效率高于腎氣丸組，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[RR=1.37，95%CI（1.21，1.54），P<0.000 01]。見(jiàn)圖 1。

圖1 艾灸與腎氣丸干預(yù)陽(yáng)虛質(zhì)總有效率比較

2.4.2 陽(yáng)虛質(zhì)轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù) 3項(xiàng)研究[9，11-12]報(bào)告了陽(yáng)虛質(zhì)轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)，共納入231例亞健康陽(yáng)虛質(zhì)受試者，其中艾灸組119例，腎氣丸組112例。異質(zhì)性檢驗(yàn)P=0.10，I2=57%，表明3項(xiàng)RCT存在中度異質(zhì)性，因此選擇隨機(jī)效應(yīng)模型合并效應(yīng)量。Meta分析結(jié)果顯示，艾灸組陽(yáng)虛質(zhì)轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)優(yōu)于腎氣丸組，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=-0.72，95%CI（-1.00，-0.45），P＜0.000 01]。見(jiàn)圖2A。轉(zhuǎn)換為固定效應(yīng)模型，對(duì)3項(xiàng)研究重新進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，顯示合并效應(yīng)量、可信區(qū)間、結(jié)論沒(méi)有差異。通過(guò)逐一剔除每項(xiàng)研究后，分別進(jìn)行新的Meta分析，在剔除“陳菁2016[12]”研究后剩余的2項(xiàng)研究異質(zhì)性檢驗(yàn)無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（P=0.56，I2=0%），提示“陳菁2016[12]”是造成異質(zhì)性的主要原因。見(jiàn)圖2B。

圖2 亞健康陽(yáng)虛質(zhì)轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)

2.4.3 SF-36各維度評(píng)分

2.4.3.1 總體健康評(píng)分 納入3項(xiàng)研究[8，13，15]，206例亞健康陽(yáng)虛質(zhì)受試者，其中艾灸組111例，腎氣丸組95例。異質(zhì)性檢驗(yàn)I2=91%，P＜0.000 01，提示異質(zhì)性較高，因此采用隨機(jī)效應(yīng)模型。Meta分析結(jié)果顯示，艾灸在提高受試者SF-36總體健康評(píng)分方面優(yōu)勢(shì)明顯，艾灸組總體健康評(píng)分優(yōu)于腎氣丸組，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=1.23，95%CI（0.17，2.29），P=0.002]。見(jiàn)圖3A。選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果提示合并效應(yīng)量、可信區(qū)間、結(jié)論沒(méi)有差異。逐一剔除每項(xiàng)試驗(yàn)進(jìn)行新的Meta分析，在剔除“祝曉忠2019[13]”研究后，剩余2項(xiàng)研究進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果提示無(wú)異質(zhì)性（P=0.33，I2=0%），表明異質(zhì)性來(lái)源為“祝曉忠2019[13]”。見(jiàn)圖3B。

圖3 總體健康評(píng)分

2.4.3.2 活力評(píng)分 納入 3項(xiàng)研究[8，13，15]，206例亞健康陽(yáng)虛質(zhì)受試者，其中艾灸組111例，腎氣丸組95例。異質(zhì)性檢驗(yàn)P=0.85，I2=0%，提示納入的RCT無(wú)異質(zhì)性，因此選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，艾灸組在提高亞健康陽(yáng)虛質(zhì)人群SF-36活力評(píng)分方面優(yōu)勢(shì)明顯，艾灸組活力評(píng)分優(yōu)于腎氣丸組，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[MD=9.37，95%CI（6.87，11.87），P＜0.000 01]。見(jiàn)圖 4。

圖4 活力評(píng)分

2.4.3.3 生理機(jī)能評(píng)分 共納入3項(xiàng)研究[8，13，15]，206例亞健康陽(yáng)虛質(zhì)受試者，其中艾灸組111例，腎氣丸組95例。異質(zhì)性檢驗(yàn)I2=56%，P=0.10，表明納入的RCT研究異質(zhì)性中等，因此選用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，艾灸組在提高亞健康陽(yáng)虛質(zhì)受試者SF-36生理機(jī)能評(píng)分方面優(yōu)勢(shì)明顯，艾灸組生理機(jī)能評(píng)分優(yōu)于腎氣丸組，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=0.90，95%CI（0.45，1.34），P＜0.000 1]。見(jiàn)圖5A。轉(zhuǎn)換為固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果顯示合并效應(yīng)量、可信區(qū)間及結(jié)論無(wú)差異。逐一對(duì)每項(xiàng)研究進(jìn)行剔除，分別進(jìn)行新的Meta分析，在剔除“王進(jìn)東2015[15]”研究后剩余2項(xiàng)研究的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果提示無(wú)異質(zhì)性（P=0.47，I2=0%），表明“王進(jìn)東2015[15]”研究為異質(zhì)性來(lái)源。見(jiàn)圖5B。

圖5 生理機(jī)能評(píng)分

2.4.3.4 軀體疼痛評(píng)分 共納入3項(xiàng)研究[8，13，15]，206例亞健康陽(yáng)虛質(zhì)人群，其中艾灸組111例，腎氣丸組95例。異質(zhì)性檢驗(yàn)I2=82%，P=0.004，提示納入研究存在高度異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，艾灸在提高受試者SF-36軀體疼痛評(píng)分方面優(yōu)勢(shì)明顯，艾灸組軀體疼痛評(píng)分優(yōu)于腎氣丸組，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=0.75，95%CI（0.06，1.44），P＜0.05]。見(jiàn)圖6A。轉(zhuǎn)換為固定效應(yīng)模型對(duì)納入研究進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果顯示合并效應(yīng)量、可信區(qū)間及結(jié)論無(wú)差異。逐一剔除每項(xiàng)研究后分別進(jìn)行新的Meta分析，在剔除“劉驍2018[15]”研究后剩余的2項(xiàng)RCT進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果提示無(wú)異質(zhì)性（P=0.25，I2=23%），表明異質(zhì)性來(lái)源為“劉驍 2018[15]”。見(jiàn)圖6B。

圖6 軀體疼痛評(píng)分

2.4.4 陽(yáng)虛證評(píng)分比較 共納入 3項(xiàng)研究[8，13，15]，214例亞健康陽(yáng)虛質(zhì)受試者，其中艾灸組111例，腎氣丸組103例。異質(zhì)性檢驗(yàn)I2=43%，P＜0.000 01，提示異質(zhì)性中等，因此采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，艾灸在干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)人群陽(yáng)虛證評(píng)分方面優(yōu)勢(shì)明顯，艾灸組改善陽(yáng)虛證優(yōu)于腎氣丸組，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=0.55，95%CI（0.18，0.92），P=0.004]。見(jiàn)圖7A。運(yùn)用Revman 5.3軟件將其轉(zhuǎn)換為固定效應(yīng)模型，對(duì)納入研究重新進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果顯示合并效應(yīng)量、可信區(qū)間及結(jié)論無(wú)差異。逐一對(duì)每項(xiàng)研究進(jìn)行剔除，分別進(jìn)行新的Meta分析，在剔除“祝曉忠2019[13]”研究后剩余2項(xiàng)研究的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果提示無(wú)異質(zhì)性（P=0.53，I2=0%），表明“祝曉忠2019[13]”研究為異質(zhì)性來(lái)源。見(jiàn)圖7B。

圖7 陽(yáng)虛證評(píng)分比較

2.4.5 不良反應(yīng) 納入的RCT研究均未報(bào)告不良反應(yīng)，因此無(wú)法比較艾灸組和腎氣丸組的不良反應(yīng)發(fā)生率。

3 討論

本研究采用Meta分析方法對(duì)國(guó)內(nèi)艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)RCT進(jìn)行定量合并總體有效率、陽(yáng)虛質(zhì)轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)、陽(yáng)虛證評(píng)分分析，并對(duì)SF-36各維度評(píng)分進(jìn)行分別合并分析，即合并總體健康評(píng)分、活力評(píng)分、生理機(jī)能評(píng)分。艾灸能有效改善亞健康陽(yáng)虛質(zhì)人群的總體健康、精神健康狀況，改善生理機(jī)能、社會(huì)職能和活力。艾灸可以顯著改善陽(yáng)虛證評(píng)分，明顯改善陽(yáng)虛質(zhì)。從結(jié)果不難看出，艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)效果優(yōu)于中藥腎氣丸。本次研究納入的11項(xiàng)RCT，證據(jù)質(zhì)量為中等。高偏倚風(fēng)險(xiǎn)主要集中在隨機(jī)化分組方法、盲法、分配隱藏等方面，納入研究文獻(xiàn)未報(bào)告分配隱藏，納入試驗(yàn)均未采用盲法，可能導(dǎo)致此次研究的結(jié)果被過(guò)高估計(jì)。

4 研究的局限性

納入試驗(yàn)中有大多數(shù)未報(bào)道失訪率，結(jié)果可靠性有待進(jìn)一步驗(yàn)證。研究沒(méi)有納入英文文獻(xiàn)，僅納入中文文獻(xiàn)，從其基本特征可以看出，本次納入RCT的研究人群為中國(guó)人，均為國(guó)內(nèi)開(kāi)展的臨床研究，現(xiàn)有證據(jù)表明其研究結(jié)果僅適用于國(guó)內(nèi)。艾灸的取穴和干預(yù)療程長(zhǎng)短各不相同，這表明在今后推廣艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)受試者時(shí)應(yīng)明確取穴及療程。納入此次研究的樣本量整體較少，均為單中心、小樣本的臨床試驗(yàn)，造成研究結(jié)果質(zhì)量不高，試驗(yàn)在實(shí)施的過(guò)程中未能嚴(yán)格采用盲法。研究?jī)H對(duì)中文數(shù)據(jù)庫(kù)中的文獻(xiàn)進(jìn)行檢索，未檢索灰色文獻(xiàn)，可能存在檢索不全的情況。納入研究中診斷和結(jié)局指標(biāo)統(tǒng)一度不高，可能會(huì)導(dǎo)致各研究結(jié)果間的異質(zhì)性。納入研究大部分未報(bào)道復(fù)發(fā)率及不良反應(yīng)，無(wú)法對(duì)復(fù)發(fā)率及不良反應(yīng)進(jìn)行合并分析。

5 啟示與展望

艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)研究設(shè)計(jì)整體缺乏嚴(yán)謹(jǐn)性，缺乏特異性國(guó)際測(cè)量指標(biāo)，本次系統(tǒng)評(píng)價(jià)僅納入了國(guó)際通用測(cè)量量表SF-36。目前西方國(guó)家在應(yīng)用艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)方面的研究較少，未來(lái)可以開(kāi)展國(guó)際多中心研究，應(yīng)加強(qiáng)艾灸長(zhǎng)期干預(yù)類RCT研究，進(jìn)一步證實(shí)艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)的臨床療效。后續(xù)研究可以加強(qiáng)受試者的生理、生化、血常規(guī)、尿常規(guī)等實(shí)驗(yàn)室指標(biāo)檢查，為艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)臨床應(yīng)用提供更多高質(zhì)量證據(jù)。本系統(tǒng)評(píng)價(jià)并未考慮具體艾灸部位、作用時(shí)間、經(jīng)絡(luò)穴位等，這些均可能對(duì)試驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生影響，這可能是結(jié)果存在異質(zhì)性的重要因素。建議今后在采取艾灸進(jìn)行亞健康陽(yáng)虛質(zhì)干預(yù)研究時(shí)，對(duì)艾灸的治療時(shí)間、皮部、經(jīng)絡(luò)、穴位進(jìn)行規(guī)范，深入研究艾灸的干預(yù)時(shí)間、經(jīng)絡(luò)穴位、補(bǔ)瀉手法等對(duì)臨床療效的影響，便于將來(lái)對(duì)艾灸干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)進(jìn)行更深入的系統(tǒng)評(píng)價(jià)，使臨床干預(yù)亞健康陽(yáng)虛質(zhì)有據(jù)可循。