實(shí)脾飲治療肝硬變腹水Meta分析

魏益謙，孟靚，孟智睿，華姞安，劉兆蘭，高學(xué)敏，王景霞

北京中醫(yī)藥大學(xué)，北京 100029

實(shí)脾飲又名實(shí)脾散，出自宋代嚴(yán)用和《濟(jì)生方》，為國家中醫(yī)藥管理局發(fā)布的《古代經(jīng)典名方目錄（第一批）》中的方劑之一，具有溫陽健脾、行氣利水之功，多用于治療脾腎陽虛、水停氣滯之陰水，以面色白、畏寒肢冷、腰脊冷痛、納少或便溏為主要癥狀［1］。該方自創(chuàng)制以來沿用至今，療效確切。現(xiàn)代臨床也常用于治療多種疾病引起的水腫，如慢性心力衰竭合并水腫［2］，肝硬變、肝癌腹水［2］，腎病綜合征［2］等等。因此，總結(jié)實(shí)脾飲治療水腫的療效和優(yōu)勢，明確其臨床定位，對于臨床安全有效合理地使用實(shí)脾飲具有重要的指導(dǎo)意義。

肝硬變腹水是一種常見的慢性進(jìn)行性、彌漫性肝病終末期階段的并發(fā)癥，在病毒性肝炎、酒精性肝炎、膽汁淤積性肝病、自身免疫性肝炎、藥物性肝炎、非酒精性脂肪性肝炎、血吸蟲病等肝臟疾病中均可見到［3］。正常人腹腔內(nèi)有少量的液體，當(dāng)腹腔內(nèi)積聚的液體超過200 mL，就稱為腹水［3］。腹水是在多種因素的聯(lián)合作用下產(chǎn)生的，門靜脈高壓是腹水形成的主要原因及始動因素。腎素－血管緊張素－醛固酮系統(tǒng)失衡以及低蛋白血癥也在腹水的形成中發(fā)揮作用［4］。肝硬變腹水患者會出現(xiàn)乏力、食欲減退等，或原有癥狀加重，或新近出現(xiàn)腹脹、雙下肢水腫、少尿等癥狀，查體見腹壁靜脈曲張及腹部膨隆等。約有50%的代償期肝硬變患者在10年內(nèi)可發(fā)生腹水，肝硬變腹水患者1年病死率15%［4－5］，5年病死率約44%～85%［6－8］。目前，臨床上針對該病尚無特效治療方法，常規(guī)西醫(yī)治療以利尿、保肝等對癥支持治療為主，但遠(yuǎn)期療效欠佳。

近年來，多項(xiàng)臨床研究證實(shí)，實(shí)脾飲聯(lián)合利尿劑、限鹽等常規(guī)治療對于肝硬變腹水的療效優(yōu)于單純使用西醫(yī)常規(guī)治療，但尚缺乏相應(yīng)的系統(tǒng)評價(jià)報(bào)道。故本研究通過匯總相關(guān)研究的文獻(xiàn)，納入文獻(xiàn)以實(shí)脾飲聯(lián)合西醫(yī)常規(guī)方法治療肝硬變腹水，對其臨床療效進(jìn)行系統(tǒng)評價(jià)，以期為臨床應(yīng)用提供循證參考。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)來源計(jì)算機(jī)檢索PubMed、The Cochrane Library、EMbase、中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫、維普中文期刊數(shù)據(jù)庫等數(shù)據(jù)庫，以“實(shí)脾散”“實(shí)脾飲”“肝硬變腹水”“鼓脹”“臌脹”為中文檢索詞；以cirrhosis，ascites，Shi Pi Yin，Shi Pi San為英文檢索詞，使用自由詞與主題詞聯(lián)合的方式檢索。中文檢索先將“實(shí)脾散”“實(shí)脾飲”作為主題詞，“肝硬變腹水”“鼓脹”“臌脹”作為自由詞進(jìn)行檢索，再將“肝硬變腹水”“鼓脹”“臌脹”作為主題詞，“實(shí)脾散”“實(shí)脾飲”作為自由詞進(jìn)行檢索，英文檢索使用相同方法。檢索時(shí)間為自建庫起至2020年1月14日。

1.2 文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)

1.2.1 研究類型 實(shí)脾飲治療肝硬變腹水的隨機(jī)對照試驗(yàn)（randomized controlled trial，RCT）。

1.2.2 研究對象 肝硬變腹水患者。

1.2.3 干預(yù)措施 治療組采用實(shí)脾散或?qū)嵠?，?lián)合治療方法不超過兩種，且選擇方劑必須為實(shí)脾飲（散）原方加減，對照組單純使用西藥常規(guī)治療。

1.2.4 結(jié)局指標(biāo) 參照《肝硬變腹水中醫(yī)診療專家共識意見》［3］和《肝硬變腹水及相關(guān)并發(fā)癥的診療指南》［4］確定結(jié)局指標(biāo)。①腹圍、體質(zhì)量；②肝功能［丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶（alanine transaminase，ALT）、間接膽紅素（Indirect bilirubin，IBIL）、天冬氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶（aspartateaminotransferase，AST）、白蛋白（albumin，ALB）］；③臨床療效；④24 h尿量；⑤癥狀積分。5項(xiàng)結(jié)局指標(biāo)中至少包含1項(xiàng)，①②項(xiàng)中包含其中的一個(gè)小指標(biāo)（如①腹圍體質(zhì)量，文獻(xiàn)只含有腹圍）即認(rèn)為擁有此指標(biāo)。

1.3 文獻(xiàn)排除標(biāo)準(zhǔn)會議論文；重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)以數(shù)據(jù)最全的一篇作為納入文獻(xiàn)，數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，或數(shù)據(jù)出現(xiàn)明顯錯(cuò)誤的文獻(xiàn)，如未注明樣本總量或各干預(yù)組樣本人數(shù)加起來與樣本總量不相符的；綜述類、經(jīng)驗(yàn)類等非RCT研究。

1.4 數(shù)據(jù)提取及質(zhì)量評價(jià)將文獻(xiàn)導(dǎo)入NoteExpress查重，剔除重復(fù)文獻(xiàn)后，由兩名研究者分別按照確定的納入排除標(biāo)準(zhǔn)對文獻(xiàn)獨(dú)立進(jìn)行篩選，以確定最終納入的文獻(xiàn)。最終納入的文獻(xiàn)由兩名研究者使用Excel表格分別獨(dú)立提取數(shù)據(jù)，提取內(nèi)容包括文章名稱，文章第一作者，發(fā)表時(shí)間，樣本總量，事件樣本量，結(jié)局指標(biāo)。納入和提取數(shù)據(jù)中存疑部分需要兩位研究者討論決定。

使用Cochrane系統(tǒng)手冊提供的風(fēng)險(xiǎn)偏倚評價(jià)工具進(jìn)行評價(jià)。評價(jià)中存疑部分由兩位研究者討論并最終決定。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法采用Stata14進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，在對二分類變量進(jìn)行分析時(shí)，使用RR（比值比）作為效應(yīng)指標(biāo)，選擇Mantel－Haenszel法，由于各組之間存在聯(lián)合用藥故均采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析；在對連續(xù)變量進(jìn)行分析時(shí)，使用MD（均數(shù)差）的變化值作為效應(yīng)指標(biāo)，選擇Inverse Varince法，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。分析過程中計(jì)算95%可信區(qū)間。由于文獻(xiàn)篩選標(biāo)準(zhǔn)中存在聯(lián)合干預(yù)措施，在數(shù)據(jù)分析的過程中對異質(zhì)性大的數(shù)據(jù)（P≤0.1，I2≥50%）添加敏感性分析，通過Galbraith圖實(shí)現(xiàn)。當(dāng)（P＞0.1，I2＜50%）時(shí)認(rèn)為臨床異質(zhì)性較小，可以直接進(jìn)行分析。當(dāng)異質(zhì)性過大（I2≥90%）且敏感性分析無法排除異質(zhì)性時(shí)不對該數(shù)據(jù)進(jìn)行Meta分析。納入文獻(xiàn)超過10篇，有進(jìn)行發(fā)表偏倚評價(jià)的必要性。

2 結(jié)果

341篇，其中中文文獻(xiàn)341篇，英文文獻(xiàn)0篇。剔除重復(fù)文獻(xiàn)后剩余文獻(xiàn)298篇，按照研究對象干預(yù)措施結(jié)局指標(biāo)研究類型納入排除標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行閱讀全文篩選后，剩余文獻(xiàn)12篇，共1 007例患者，文獻(xiàn)篩選流程圖見圖1。

2.2 納入研究文獻(xiàn)的基本情況納入的12篇文獻(xiàn)，共1 007例患者，納入研究治療組的干預(yù)措施為實(shí)脾飲（散）聯(lián)合其他療法，對照組干預(yù)措施則為單純常規(guī)治療。納入文獻(xiàn)的基本情況見表1。

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果按照檢索策略共檢索得文獻(xiàn)

表1 納入研究文獻(xiàn)的基本情況

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖

2.3 納入文獻(xiàn)質(zhì)量評價(jià)①隨機(jī)序列的生成：在所納入的研究中［9，13，15，20］，7篇說明了所使用的隨機(jī)分組方法，判定為low risk，5篇［14，16－19］未提及使用隨機(jī)分組的方法，僅說明研究為隨機(jī)分組，判定為uclear。②隨機(jī)隱藏：12篇文獻(xiàn)中均未提出采用了隨機(jī)隱藏的方法，均判定為uclear。③患者和工作人員盲法：12篇文獻(xiàn)中都沒有報(bào)道患者和工作人員使用盲法的情況，均判定為uclear。④結(jié)局評價(jià)者盲法：12篇文獻(xiàn)的結(jié)局指標(biāo)均有對照組且不含患者主觀評價(jià)，均判定為low risk。⑤不完整數(shù)據(jù)結(jié)局：納入的12篇文獻(xiàn)中均無樣本脫落情況，故均判定為low risk。⑥選擇性報(bào)告：納入的12篇文獻(xiàn)的研究均無注冊，均判定為uclear。⑦其他偏倚：納入的12篇文獻(xiàn)均未含有其他明顯的偏倚報(bào)告，均判定為uclear。見圖2。

圖2 風(fēng)險(xiǎn)偏倚圓點(diǎn)圖

2.4 M eta分析結(jié)果

2.4.1 臨床有效率 共有9篇［10－11，13－14，16－19］文獻(xiàn)對有效率進(jìn)行比較，對納入數(shù)據(jù)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)得：I2＝0，P＝0.861（P＞0.1，I2＜50%），提示各研究之間無統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性。采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，RR＝1.27，95%CI［1.16，1.38］，Z＝5.51，P＝0.00，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），說明實(shí)脾飲結(jié)合其他療法的臨床療效優(yōu)于對照組。見圖3。

圖3 兩組肝硬變腹水患者有效率森林圖

2.4.2 肝功能 共有5篇［9，12－14，20］文獻(xiàn)對治療前后ALT進(jìn)行比較，進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)得I2＝88.8%，P＝0.00（P＜0.1，I2＞50%）認(rèn)為統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性較大，進(jìn)行敏感性分析。生成Galbraith圖可知，主要異質(zhì)性來源為文獻(xiàn)9，剔除文獻(xiàn)9后進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)得I2＝62.3%，P＝0.047，雖然異質(zhì)性仍較大相比有顯著下降。采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，WMD＝－11.513，95%CI［－14.58，－8.77］，Z＝7.35，P＝0.00，表明實(shí)脾飲結(jié)合其他療法與對照組相比具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。結(jié)果見圖4、圖5。

圖4 ALT異質(zhì)性檢驗(yàn)Galbraith圖

納入文獻(xiàn)中含ALB治療前后指標(biāo)的共有6篇［9，12－15，20］，進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)得I2＝89.6%，P＝0.00（P＜0.1，I2＞50%），認(rèn)為統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性較大，進(jìn)行敏感性分析。生成Galbraith圖可知，異質(zhì)性的主要來源為4篇文獻(xiàn)［12－15］，異質(zhì)性來源較多，無法進(jìn)行剔除，直接使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，WMD＝6.263，95%CI［4.57，7.96］，Z＝7.25，P＝0.00（P＜0.05），表明治療組與對照組相比具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果見圖6、圖7。

圖5 兩組肝硬變腹水患者ALT森林圖

圖6 ALB異質(zhì)性檢驗(yàn)Galbraith圖

納入文獻(xiàn)中含TBIL治療前后指標(biāo)的共有5篇［9，12－14，20］，進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)得I2＝99.6%，P＝0.00（I2＞90）提示統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性過大，進(jìn)行敏感性分析，生成Galbraith圖后可知異質(zhì)性來源過多，故僅做描述性分析。文獻(xiàn)［9，12－14，20］的治療組TBIL變化值均差為 －30.6，－21.6，－60.44，－15.86，－32.67；變化值標(biāo)準(zhǔn)差為12.612 7，4.281 6，5.719 1，4.104 5，10.274 1。對照組TBIL變化值均差為－24.51，－10，－8.75，－11.33，－9.49；變化值標(biāo)準(zhǔn)差 為15.798 8，4.573 7，5.990 7，4.559 2，10.985 7。結(jié)果表明，實(shí)脾飲結(jié)合其他療法在降低TBIL水平的效果上優(yōu)于對照組。結(jié)果見圖8。

納入文獻(xiàn)中含AST治療前后指標(biāo)的共有4篇［12－14，20］，進(jìn) 行 異 質(zhì) 性 檢 驗(yàn) 得I2＝22.4%，P＝0.276（P＞0.1，I2＜50%），提示統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性較小，直接進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，結(jié)果顯示，WMD＝－14.119，95%CI［－16.348，－11.809］，Z＝12.41，P＝0.00（P＜0.05），表明治療組與對照組相比具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果見圖9。

2.4.3 腹圍 納入文獻(xiàn)中含有治療前后腹圍比較共有5篇［9，12－14，20］。異質(zhì)性檢驗(yàn)得I2＝88.2%，P＝0.00，認(rèn)為統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性較大，進(jìn)行敏感性分析。生成Galbraith圖可知，異質(zhì)性來源為文獻(xiàn)［12－14］，無法進(jìn)行剔除，直接采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，WMD＝－9.560，95%CI［－14.17，－4.95］，Z＝4.07，P＝0.00，差異性有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），表明實(shí)脾飲結(jié)合其他療法在減少腹水量方面優(yōu)于對照組。結(jié)果見圖10、圖11。

圖7 兩組肝硬變腹水患者ALB森林圖

圖8 TBIL異質(zhì)性分析Galbraith圖

2.4.4 體質(zhì)量 納入文獻(xiàn)中含有治療前后體質(zhì)量比較 的 共 有4篇［9，12－13，20］。 異 質(zhì) 性 檢 驗(yàn) 得I2＝0.0%，P＝0.532（P＞0.1，I2＜50%），提示無統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性，直接進(jìn)行分析。結(jié)果顯示，WMD ＝－4.969，95%CI［－6.429，－3.509］，Z＝6.67，P＝0.00（P＜0.05），差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。說明實(shí)脾飲結(jié)合其他療法在降低體質(zhì)量方面優(yōu)于對照組。結(jié)果見圖12。

圖9 兩組肝硬變腹水患者AST森林圖

圖10 腹圍異質(zhì)性檢驗(yàn)Galbraith圖

2.4.5 24 h尿量 共有4篇文獻(xiàn)［12－14，20］提及治療前后的24 h尿量情況。進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)得I2＝0.0%，P＝0.904（P＞0.1，I2＜50%），提示無統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性，直接進(jìn)行分析。結(jié)果顯示，WMD ＝397.842，95%CI［382.184，413.449］，Z＝49.80，P＝0.00（P＜0.05），差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。說明實(shí)脾飲結(jié)合其他療法在增加尿量方面優(yōu)于對照組。結(jié)果見圖13。

圖11 兩組肝硬變腹水患者腹圍森林圖

圖12 兩組肝硬變腹水患者體質(zhì)量森林圖

2.4.6 癥狀積分 共有2篇文獻(xiàn)［12－13］提供了治療前后癥狀積分變化情況。進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)得I2＝0.0%，P＝0.576（P＞0.1，I2＜50%），提示無統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性，直接進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。結(jié)果顯示，WMD＝－2.805，95%CI［－3.909，－1.702］，Z＝4.98，P＝0.00（P＜0.05），提示差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。說明實(shí)脾飲結(jié)合其他療法在改善癥狀積分方面優(yōu)于對照組。結(jié)果見圖14。

圖13 兩組肝硬變腹水患者24 h尿量森林圖

圖14 兩組肝硬變腹水患者癥狀積分森林圖

2.5 發(fā)表偏倚檢驗(yàn)以文獻(xiàn)數(shù)據(jù)最多的一項(xiàng)指標(biāo)作為基準(zhǔn)，即有效率為基準(zhǔn)進(jìn)行發(fā)表偏倚檢驗(yàn)，使用begg法檢驗(yàn)，Z＝0.31（Z＜1.96），P＝0.754（P＞0.05），提示不存在發(fā)表偏倚。見圖15。

圖15 發(fā)表偏倚漏斗圖

3 討論

肝硬變腹水屬于中醫(yī)學(xué)“鼓脹”范疇，亦可稱為“臌脹”，為中醫(yī)傳統(tǒng)四大疾病“風(fēng)、勞、臌、膈”之一［21］，以腹部脹大脈絡(luò)暴露，皮色蒼黃為主要臨床表現(xiàn)［22］。鼓脹的臨床常見證型主要有氣滯濕阻型、寒水困脾型、水熱蘊(yùn)結(jié)型、瘀結(jié)水留型、陽虛水盛型、陰虛水停型等。實(shí)脾飲用于治療鼓脹中脾陽不振、濕邪困脾、寒濕內(nèi)停的寒水困脾證?！端貑枴ぶ琳嬉笳摗分刑岢觥爸T濕腫滿，皆屬于脾”，脾主運(yùn)化水濕，脾陽不足，不能溫化水濕是臌脹的發(fā)病原因。張仲景在《金匱要略》中提出“見肝之病，知肝傳脾，當(dāng)先實(shí)脾”，又從五行生克的角度提出了從脾論治肝病的治療思路，均為實(shí)脾飲治療肝硬變腹水提供了理論指導(dǎo)。實(shí)脾飲原方中以附子、干姜作為君藥，附子溫腎陽而助氣化行水，干姜溫脾陽而助運(yùn)化寒水，二藥相合，溫腎暖脾，扶陽抑陰；以茯苓、白術(shù)作為臣藥，取二者健脾利水之性，使水濕從小便去；佐以木瓜除濕醒脾，厚樸、木香、檳榔、草果行氣，氣行則水行，氣化則濕化；大棗、生姜、甘草益脾和中，共為使藥。諸藥合用，重在實(shí)脾利水，寓行氣于溫利之中，治療鼓脹之寒水困脾證效果顯著。

本研究共納入RCT研究12項(xiàng)，共1 007例患者。對各指標(biāo)的分析結(jié)果顯示，實(shí)脾飲治療肝硬變腹水療效較好且優(yōu)于常規(guī)治療，異質(zhì)性較小，提示結(jié)果穩(wěn)定性較高。在減輕腹水癥狀方面，實(shí)脾飲能夠有效降低肝硬變腹水患者的腹圍、體質(zhì)量和癥狀積分，且可增加24 h尿量。在恢復(fù)肝硬變腹水患者肝功能方面，實(shí)脾飲聯(lián)合治療可以有效改善肝功能，升高患者ALB，降低AST、ALT、TBIL水平，且效果均優(yōu)于單純使用西藥常規(guī)治療。因此，實(shí)脾飲治療肝硬變腹水的臨床效果顯著且優(yōu)于常規(guī)治療。

但本研究也存在一定的局限性：①納入文獻(xiàn)質(zhì)量較低，12篇文獻(xiàn)的風(fēng)險(xiǎn)偏倚評價(jià)中隨機(jī)隱藏、患者和工作人員盲法、選擇性報(bào)告三項(xiàng)均未提及，隨機(jī)分組方法中有7篇明確提及了分組方法，5篇僅顯示為隨機(jī)分組，提示中文文獻(xiàn)整體質(zhì)量不高，偏倚較大，且缺少大樣本多中心的實(shí)驗(yàn)，部分文獻(xiàn)發(fā)表時(shí)間久遠(yuǎn)方法學(xué)不嚴(yán)謹(jǐn)。②由于發(fā)表年份不同，引用標(biāo)準(zhǔn)不同的原因，各文獻(xiàn)之間制定的診療標(biāo)準(zhǔn)并不統(tǒng)一，不能保證樣本量完全與臨床一致，造成了一定的偏倚風(fēng)險(xiǎn)。③本研究納入的文獻(xiàn)中未有2篇以上提及實(shí)脾飲治療肝硬變腹水的不良反應(yīng)、并發(fā)癥發(fā)生率或明確相關(guān)指標(biāo)，無法進(jìn)行不良反應(yīng)、并發(fā)癥的分析，研究結(jié)果對指導(dǎo)臨床有一定局限性。

雖然經(jīng)典名方制劑的研發(fā)可免做臨床研究，但是上市后只能作為處方藥供中醫(yī)臨床使用［23］，這并不意味著經(jīng)典名方不需要與現(xiàn)代臨床接軌。明確經(jīng)典名方的臨床定位，挖掘其在現(xiàn)代臨床應(yīng)用中的特點(diǎn)和優(yōu)勢，發(fā)現(xiàn)其潛在的安全風(fēng)險(xiǎn)，才能更加準(zhǔn)確、更加安全、更大限度地發(fā)揮其臨床療效和科學(xué)價(jià)值，所以經(jīng)典名方制劑在上市后進(jìn)行大樣本、多中心的RCT仍然具有重要意義。因此，筆者針對實(shí)脾飲治療肝硬變腹水的臨床研究提出以下幾點(diǎn)建議：①嚴(yán)格執(zhí)行肝硬變腹水患者的納入標(biāo)準(zhǔn)與病例診斷標(biāo)準(zhǔn)，規(guī)范臨床試驗(yàn)步驟，提高RCT試驗(yàn)的質(zhì)量；②結(jié)局指標(biāo)的報(bào)告要全面，如B超腹水量，Child－Pugh評分，并發(fā)癥發(fā)生情況等，避免產(chǎn)生偏倚，影響結(jié)果的判斷；③實(shí)脾飲治療肝硬變腹水的研究中應(yīng)當(dāng)明確寒水內(nèi)停的證型，脫離辨證論治的中醫(yī)應(yīng)用會影響試驗(yàn)效果；④關(guān)注實(shí)脾飲潛在的安全風(fēng)險(xiǎn)，加強(qiáng)不良反應(yīng)的監(jiān)測。