黃連制劑治療大鼠代謝綜合征的Meta分析

何冰 林建鵬 陳冠霖 杜文基 謝建輝 蘇子仁 陳遠(yuǎn)彬 符麗

95%CI（-14.99，-0.89），P=0.03，I2=84%]、甘油三酯[MD=-0.40，95%CI（-0.72，-0.07），P=0.02，I2=94%]、高密度脂蛋白膽固醇[MD=0.21，95%CI（0.02，0.40），P=0.03，I2=65%]和空腹血糖[MD=-1.20，95%CI（-1.80，-0.61），P<0.000 1，I2=70%]方面均優(yōu)于對(duì)照組，證據(jù)質(zhì)量為“極低”;降低Lee’s指數(shù)的療效優(yōu)于對(duì)照組[MD=-14.97，95%CI（-24.99，-4.95），P=0.003，I2=31%]，為“低”質(zhì)量證據(jù)。黃連素在改善體質(zhì)量[MD=-52.06，95%CI（-95.56，-8.56），P=0.02，I2=94%]、收縮壓[MD=-6.41，95%CI（-11.90，-0.92），P=0.02，I2=54%]、甘油三酯[MD=-0.37，95%CI（-0.64，-0.10），P=0.007，I2=82%]方面優(yōu)于對(duì)照組，證據(jù)質(zhì)量為“極低”。結(jié)論：黃連為君藥的中藥復(fù)方和黃連素有效改善代謝綜合征大鼠的肥胖和高血壓，中藥復(fù)方對(duì)血脂紊亂和高血糖的改善優(yōu)于黃連素，受限于納入研究方法學(xué)和證據(jù)的質(zhì)量，黃連制劑仍需謹(jǐn)慎應(yīng)用。

【關(guān)鍵詞】 代謝綜合征 黃連 大鼠 Meta分析 GRADE

[Abstract] Objective： To evaluate the effects ofHuanglianpreparation on body weight， blood pressure， blood glucose and blood lipid in rats with metabolic syndrome. Method： CNKI， VIP， CBM， Wangfang， PubMed and EMBASE databases were searched to collect experimental studies of Huanglian preparations in the treatment of metabolic syndrome in rats. RevMan 5.3 software was used for meta-analysis， Cochrane risk bias assessment tool was used to evaluate the quality of methodology， and GRADE system was used to evaluate the quality of evidence. Result： Nine studies involving 165 rats were included. The results showed that Huanglian as the core of Chinese herbal compound could improve body mass [MD=-64.55， 95%CI（-124.33， -4.77）， P=0.03， I2=94%]， systolic blood pressure [MD=-7.94， 95%CI（-14.99， -0.89）， P=0.03， I2=84%]， triglyceride?[MD=-0.40， 95%CI（-0.72， -0.07）， P=0.02， I2=94%]， high density lipoprotein cholesterol [MD=0.21， 95%CI（0.02， 0.40）， P=0.03， I2=65%] and fasting blood glucose [MD=-1.20， 95%CI（-1.80，-0.61）， P&lt;0.000 1， I2=70%]， and the quality of evidence was very low. The treatment group was better than the control group in reducing Lee’s index [MD=-14.97， 95%CI（-24.99， -4.95）， P=0.003， I2=31%]， which was low quality evidence. Berberine was superior to the control group in improving body mass [MD=-52.06， 95%CI（-95.56， -8.56）， P=0.02， I2=94%]， systolic blood pressure [MD=-6.41， 95%CI（-11.90， -0.92）， P=0.02， I2=54%]， triglyceride [MD=-0.37， 95%CI（-0.64， -0.10）， P=0.007， I2=82%]， and the quality of evidence was very low. Conclusion： Chinese herbal compound and berberine are effective in improving obesity and hypertension in rats with metabolic syndrome. Chinese herbal compound is better than berberine in improving dyslipidemia and hyperglycemia. Due to the limitations of the included research methodology and the quality of evidence， Huanglian preparations still need to be cautious. application.

[Key words] Metabolic syndrome Huanglian Rats Meta-analysis GRADE

First-author’s address： Guangzhou Liwan District Hospital of Chinese Medicine， Guangzhou 510405， China

doi：10.3969/j.issn.1674-4985.2021.18.041

代謝綜合征是一組以肥胖、高血糖（糖尿病或糖調(diào)節(jié)受損）、血脂異常（高TG血癥和/或低HDL-C血癥）以及高血壓等聚集發(fā)病、嚴(yán)重影響機(jī)體健康的臨床癥候群，是一組在代謝上相互關(guān)聯(lián)的危險(xiǎn)因素的組合[1]。代謝綜合征嚴(yán)重威脅人類的健康，可以直接促進(jìn)動(dòng)脈粥樣硬化性心血管疾病的發(fā)生，并增加了2型糖尿病的發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)[2]。

中醫(yī)藥治療代謝綜合征在臨床上得到廣泛應(yīng)用，尤其是中藥復(fù)方黃連溫膽湯、黃連解毒湯等，現(xiàn)代研究已證實(shí)其藥理作用包括降糖、降脂、抗炎等[3]。中藥單體小檗堿，又稱為黃連素，具有降血糖、調(diào)節(jié)脂質(zhì)代謝、抗炎、免疫抑制等作用，對(duì)代謝綜合征有較好的療效[4]。盡管已有不少黃連制劑對(duì)大鼠代謝綜合征療效的相關(guān)研究，但目前尚未見相關(guān)的系統(tǒng)評(píng)價(jià)或Meta分析。本研究擬納入黃連制劑治療大鼠代謝綜合征的實(shí)驗(yàn)研究進(jìn)行Meta分析，以期為后續(xù)的臨床研究提供參考依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 納入標(biāo)準(zhǔn)與排除標(biāo)準(zhǔn) （1）納入標(biāo)準(zhǔn)：①動(dòng)物實(shí)驗(yàn)研究，采用隨機(jī)安置實(shí)驗(yàn)動(dòng)物的方式;②研究對(duì)象為大鼠，品種不限;③代謝綜合征大鼠模型由膳食飼料誘導(dǎo)所致;④實(shí)驗(yàn)組的干預(yù)措施為黃連制劑（以黃連為君藥的中藥復(fù)方、單味黃連、黃連的主要有效成分），對(duì)照組為生理鹽水、無菌水、蒸餾水或空白治療;⑤結(jié)局指標(biāo)包括體質(zhì)量、Lee’s指數(shù)、收縮壓、甘油三酯、低密度脂蛋白膽固醇（LDL-C）、高密度脂蛋白膽固醇（HDL-C）、空腹血糖、空腹胰島素。（2）排除標(biāo)準(zhǔn)：①重復(fù)發(fā)表的研究;②干預(yù)周期過短，小于3周;③數(shù)據(jù)缺失或報(bào)道不全，經(jīng)聯(lián)系后仍無法獲得;④研究未報(bào)告相關(guān)的結(jié)局指標(biāo)。

1.2 文獻(xiàn)檢索 計(jì)算機(jī)檢索中文數(shù)據(jù)庫(kù)包括CNKI、VIP、CBM、萬方數(shù)據(jù)庫(kù)，英文數(shù)據(jù)庫(kù)包括PubMed和Embase。檢索時(shí)限從各數(shù)據(jù)庫(kù)建庫(kù)至2021年2月28日，檢索方法采用主題詞與自由詞相結(jié)合的方法。

1.3 文獻(xiàn)篩選與提取 將數(shù)據(jù)庫(kù)檢索到的文獻(xiàn)題錄導(dǎo)入到EndNote X8，排除重復(fù)文獻(xiàn)。兩位研究員根據(jù)納入標(biāo)準(zhǔn)與排除標(biāo)準(zhǔn)分別進(jìn)行通過閱讀標(biāo)題、摘要和全文等方式獨(dú)立篩選和提取相關(guān)的數(shù)據(jù)。如遇分歧，通過討論解決或交由第三位研究員協(xié)助裁定。采用EXCE提取表整理數(shù)據(jù)，提取研究基本信息、研究特征、干預(yù)措施、結(jié)局指標(biāo)等。

1.4 文獻(xiàn)偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估 采用Cochrane“偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具”評(píng)價(jià)納入研究的證據(jù)質(zhì)量[5]，評(píng)估內(nèi)容包括隨機(jī)序列的產(chǎn)生方式、分配隱藏、盲法實(shí)施、結(jié)果的完整性、選擇性報(bào)道研究結(jié)果、其他偏倚。針對(duì)每一項(xiàng)的研究結(jié)果，判斷其偏倚風(fēng)險(xiǎn)的高低。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理 Meta分析采用Cochrane協(xié)作網(wǎng)提供的RevMan 5.3軟件。計(jì)數(shù)資料采用相對(duì)危險(xiǎn)度（RR），計(jì)量資料采用均數(shù)差（MD）分析統(tǒng)計(jì)，各效應(yīng)量均以95%可信區(qū)間（CI）表示。各研究間的異質(zhì)性采用卡方檢驗(yàn)P值和I2指數(shù)進(jìn)行判定：若P>0.1，I2≤50%，表示各研究間異質(zhì)性小，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析;若P≤0.1，I2>50%，表示各研究間異質(zhì)性大，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，并通過亞組分析或敏感性分析尋找異質(zhì)性來源。證據(jù)評(píng)價(jià)方法采用推薦分級(jí)的評(píng)估、制定與評(píng)價(jià)（GRADE）分級(jí)系統(tǒng)[6]。

2 結(jié)果

2.1 檢索結(jié)果 共檢出642篇相關(guān)文獻(xiàn)，通過查重、閱讀標(biāo)題和摘要排除文獻(xiàn)553篇，剩余89篇通過閱讀全文后排除80篇，最終納入9項(xiàng)研究[7-15]。文獻(xiàn)篩選流程見圖1。

2.2 納入研究的基本特征 納入文獻(xiàn)的基本特征，見表1。

2.3 納入研究的偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估 納入研究中僅有3個(gè)研究[12-13，15]報(bào)告了隨機(jī)序列產(chǎn)生的方式，如隨機(jī)數(shù)字表。所有研究均未描述有關(guān)分配隱藏、盲法實(shí)施和結(jié)果數(shù)據(jù)完整性的細(xì)節(jié)。偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估的結(jié)果，見圖2。

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1 體質(zhì)量 共納入9個(gè)研究[7-15]。5個(gè)研究比較黃連為君藥的中藥復(fù)方組與對(duì)照組治療代謝綜合征的體質(zhì)量變化，隨機(jī)效應(yīng)模型的Meta分析結(jié)果顯示，治療組的體質(zhì)量輕于對(duì)照組[MD=-64.55，95%CI（-124.33，-4.77），P=0.03]。4個(gè)研究比較黃連素組與對(duì)照組治療代謝綜合征的體質(zhì)量變化，結(jié)果顯示，治療組的體質(zhì)量明顯輕于對(duì)照組[MD=-52.06，95%CI（-95.56，-8.56），P=0.02]。見圖3。

2.4.2 收縮壓 納入8個(gè)研究[7-12，14-15]。5個(gè)研究比較中藥復(fù)方組與對(duì)照組治療代謝綜合征的收縮壓變化，隨機(jī)效應(yīng)模型的Meta分析結(jié)果顯示，治療組的收縮壓小于對(duì)照組[MD=-7.94，95%CI（-14.99，-0.89），P=0.03]。3個(gè)研究比較黃連素組與對(duì)照組對(duì)收縮壓的影響，結(jié)果顯示，治療組的收縮壓小于對(duì)照組[MD=-6.41，95%CI（-11.90，-0.92），P=0.02]，見圖4。

-4.95），P=0.003]，見圖5。

2.4.4 甘油三酯 納入7個(gè)研究[8-9，11-15]。4個(gè)研究比較中藥復(fù)方組與對(duì)照組治療代謝綜合征的甘油三酯變化，隨機(jī)效應(yīng)模型的Meta分析結(jié)果顯示，治療組的甘油三酯水平低于對(duì)照組[MD=-0.40，95%CI（-0.72，-0.07），P=0.02]。3個(gè)研究比較黃連素組與對(duì)照組對(duì)甘油三酯的影響，結(jié)果顯示，治療組的甘油三酯水平低于對(duì)照組[MD=-0.37，95%CI（-0.64，-0.10），P=0.007]，見圖6。

2.4.5 LDL-C 納入4個(gè)研究[9，11，13-14]。2個(gè)研究比較中藥復(fù)方組與對(duì)照組治療代謝綜合征的LDL變化，隨機(jī)效應(yīng)模型的Meta分析結(jié)果顯示，治療組LDL-C水平與對(duì)照組比較差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[MD=-0.48，95%CI（-1.18，0.21），P=0.17]。同樣的情況也發(fā)生在黃連素組與對(duì)照組的比較[MD=-0.50，95%CI（-1.34，0.34），P=0.24]，見圖7。

2.4.6 HDL-C 納入4個(gè)研究[9，13-15]。2個(gè)研究比較中藥復(fù)方組與對(duì)照組治療代謝綜合征的HDL-C變化，隨機(jī)效應(yīng)模型的Meta分析結(jié)果顯示，治療組的HDL-C水平高于對(duì)照組[MD=0.21，95%CI（0.02，0.40），P=0.03]。2個(gè)研究比較黃連素組與對(duì)照組對(duì)HDL-C的影響，結(jié)果顯示，兩組差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[MD=0.03，95%CI（-0.09，0.16），P=0.60]，見圖8。

2.4.7 空腹血糖 納入8個(gè)研究[7-8，10-15]，5個(gè)研究比較中藥復(fù)方組與對(duì)照組治療代謝綜合征的空腹血糖變化，隨機(jī)效應(yīng)模型的Meta分析結(jié)果顯示，治療組的空腹血糖水平低于對(duì)照組[MD=-1.20，95%CI（-1.80，-0.61），P<0.000 1]。3個(gè)研究比較黃連素組與對(duì)照組對(duì)空腹血糖的影響，結(jié)果顯示，兩組的差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[MD=-0.82，95%CI（-2.13，0.50），P=0.22]，見圖9。

2.5 GRADE證據(jù)級(jí)別評(píng)價(jià)結(jié)果 納入研究普遍存在顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性、樣本量不足，以及隨機(jī)序列的產(chǎn)生和分配隱藏不明確等方法學(xué)質(zhì)量問題。就“Lee’s指數(shù)”指標(biāo)而言，其在偏倚風(fēng)險(xiǎn)、不精確性方面需降級(jí)，證據(jù)質(zhì)量評(píng)級(jí)為“低”，而其他指標(biāo)在偏倚風(fēng)險(xiǎn)、不一致性、不精確性方面需降級(jí)，證據(jù)質(zhì)量評(píng)級(jí)為“極低”。

3 討論

目前西醫(yī)指南關(guān)于代謝綜合征防治的基本原則是先啟動(dòng)生活方式進(jìn)行干預(yù)，如果不能達(dá)到目標(biāo)，建議針對(duì)各個(gè)組分（如糖尿病或糖調(diào)節(jié)受損、高血壓以及肥胖等）采取相應(yīng)藥物治療[1]。代謝綜合征當(dāng)屬中醫(yī)“肥滿”“脾癉”的范疇，其病機(jī)為濕熱內(nèi)蘊(yùn)，濕盛之質(zhì)為本，濕郁化熱為標(biāo)，治則常以清化濕熱為主，濕去熱清則諸癥皆除[16]。中醫(yī)認(rèn)為，黃連具有清熱解毒燥濕的功效，善治中焦?jié)駸?。中醫(yī)名方如黃連溫膽湯，主治中焦?jié)駸岵∽C，具有清熱燥濕、理氣化痰、和胃利膽的功效。因此，以黃連為核心的中藥復(fù)方及其提取物黃連素治療常應(yīng)用于治療代謝綜合征，并取得較好的臨床療效[3，17]。

本研究結(jié)果顯示，與對(duì)照組比較，黃連為君藥的中藥復(fù)方治療組對(duì)大鼠代謝綜合征的體質(zhì)量、Lee’s指數(shù)、收縮壓、甘油三酯、HDL-C和空腹血糖均有明顯的改善作用，但對(duì)LDL-C的改善不明顯。而黃連素是黃連、黃柏等中草藥中分離的一種異喹啉類生物堿，在改善體質(zhì)量、Lee’s指數(shù)、收縮壓和甘油三酯方面，顯示出較好的療效，但在改善LDL-C、HDL-C和空腹血糖方面，與對(duì)照組比較差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。研究結(jié)果證實(shí)了中藥復(fù)方如黃連溫膽湯、黃連解毒湯治療在抑制肥胖、控制血壓方面具有較大的優(yōu)勢(shì)，在控制血糖和增加HDL-C水平方面，中藥復(fù)方的療效優(yōu)于黃連素。研究并未證實(shí)黃連素在改善空腹血糖、調(diào)節(jié)HDL-C和LDL-C等代謝性指標(biāo)方面的潛力，考慮與納入的黃連素治療代謝綜合征的研究數(shù)量較少、不同研究的黃連素使用劑量不一致、納入研究的方法學(xué)質(zhì)量不高有關(guān)，未來需納入更多類似的研究進(jìn)一步深入分析。

本研究的局限性如下：（1）納入研究存在較大偏倚風(fēng)險(xiǎn)。僅3個(gè)研究提及采用隨機(jī)數(shù)字表產(chǎn)生隨機(jī)序列，其他研究只提及隨機(jī)而未描述具體的方法，所有研究均未提及分配方案的隱匿和是否實(shí)施盲法，選擇性偏倚和實(shí)施偏倚的風(fēng)險(xiǎn)不確定。（2）納入研究的樣本量均較少（每組6～11只），可能導(dǎo)致檢驗(yàn)效能降低。（3）Meta分析提示，研究間普遍存在顯著的異質(zhì)性，盡管已對(duì)干預(yù)措施根據(jù)中藥復(fù)方和單體進(jìn)行亞組分析，但組內(nèi)的異質(zhì)性仍然較大。異質(zhì)性的來源考慮與中藥復(fù)方包含了不同中藥方劑、干預(yù)措施的劑量和周期不一致，以及方法學(xué)的異質(zhì)性有關(guān)。（4）本研究的實(shí)驗(yàn)對(duì)象為大鼠，并非人類受試者，因此研究結(jié)果只能為臨床提供間接的證據(jù)。

動(dòng)物實(shí)驗(yàn)的系統(tǒng)評(píng)價(jià)證據(jù)體的分級(jí)評(píng)價(jià)，有助于提高動(dòng)物實(shí)驗(yàn)結(jié)果向臨床試驗(yàn)和臨床實(shí)踐轉(zhuǎn)化的可行性[18]。本研究引入GRADE系統(tǒng)對(duì)Meta分析的結(jié)果進(jìn)行證據(jù)評(píng)價(jià)和質(zhì)量分級(jí)，結(jié)果提示中藥復(fù)方改善代謝性綜合征Lee’s指數(shù)的療效優(yōu)于對(duì)照組，證據(jù)質(zhì)量級(jí)別為“低”，其他Meta分析的結(jié)果均為“極低”級(jí)別的證據(jù)質(zhì)量。在此次評(píng)價(jià)過程中，對(duì)于GRADE不精確性的計(jì)算、不一致性的定義以及間接性的規(guī)范方面，在實(shí)際操作過程中仍存在不夠清晰和需要探討、改進(jìn)的地方。GRADE在動(dòng)物實(shí)驗(yàn)系統(tǒng)評(píng)價(jià)中應(yīng)用的原理、方法和實(shí)踐仍面臨不小的挑戰(zhàn)，建議針對(duì)臨床前干預(yù)性動(dòng)物研究構(gòu)建相應(yīng)的GRADE分級(jí)框架。

綜上所述，當(dāng)前證據(jù)表明以黃連為君藥的中藥復(fù)方和黃連素有效改善代謝綜合征的肥胖和高血壓，中藥復(fù)方對(duì)血脂紊亂和高血糖的改善優(yōu)于黃連素，為進(jìn)一步開展相關(guān)的臨床研究提供了間接證據(jù)。但是，受限于納入研究方法學(xué)和證據(jù)的質(zhì)量，黃連制劑仍需謹(jǐn)慎應(yīng)用，尚需更多高質(zhì)量的實(shí)驗(yàn)研究予以驗(yàn)證。

參考文獻(xiàn)

[1]中華醫(yī)學(xué)會(huì)糖尿病學(xué)分會(huì).中國(guó)2型糖尿病防治指南（2017年版）[J].中華糖尿病雜志，2018，10（1）：4-67.

[2]中華醫(yī)學(xué)會(huì)糖尿病學(xué)分會(huì).中國(guó)2型糖尿病防治指南（2013年版）[J].中華糖尿病雜志，2014，6（7）：447-498.

[3]劉莉，李衛(wèi)忠，鄒國(guó)良，等.黃連溫膽湯治療代謝綜合征研究進(jìn)展[J].中國(guó)實(shí)驗(yàn)方劑學(xué)雜志，2020，26（17）：190-196.

[4]邢宇，劉鑫，林園，等.小檗堿藥理作用及其臨床應(yīng)用研究進(jìn)展[J].中國(guó)藥理學(xué)與毒理學(xué)雜志，2017，31（6）：491-502.

[5] Higgins J P T，Green S.Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions Version 5.3.3（updated 2016）.Cochrane Collaboration website. http：//training.cochrane.org/handbook.

[6] Guyatt G H，Oxman A D，Vist G E，et al.GRADE：an emerging consensus on rating quality of evidence and strength of recommendations[J].BMJ，2008，336（7650）：924-926.

[7] Li X X，Li C B，Xiao J，et al.Berberine Attenuates Vascular Remodeling and Inflammation in a Rat Model of Metabolic Syndrome[J].Biol Pharm Bull，2015，38（6）：862-868

[8]陳小青，王晴，王麗萍，等.黃連煎劑對(duì)代謝綜合征大鼠代謝指標(biāo)和腎臟保護(hù)作用的研究[J].解放軍醫(yī)學(xué)雜志，2017，42（11）：968-973.

[9]喬琳琳，黃飛，閆小光，等.黃連煎劑對(duì)代謝綜合征大鼠模型骨骼肌AMPK表達(dá)的影響[J].中華中醫(yī)藥雜志，2010，25（1）：145-148.

[10]李曉星，包成梅，李傳保，等.黃連解毒湯對(duì)代謝綜合征大鼠心肌的保護(hù)作用及對(duì)胰島素信號(hào)轉(zhuǎn)導(dǎo)的影響[J].中國(guó)老年學(xué)雜志，2012，32（21）：4675-4677.

[11]劉莉，隋艷波.黃連溫膽湯加減對(duì)代謝綜合征大鼠胰島素抵抗及脂肪細(xì)胞因子的影響[J].遼寧中醫(yī)雜志，2011，38（3）：385-387.

[12]馬育軒，于國(guó)強(qiáng)，張洪財(cái)，等.針刺配合黃連溫膽湯加減對(duì)代謝綜合征大鼠胰島素抵抗及脂肪細(xì)胞因子的影響[J].中醫(yī)藥信息，2017，34（2）：71-74.

[13]張宏，方濤，田鳳石，等.小檗堿改善代謝綜合征大鼠骨骼肌內(nèi)質(zhì)網(wǎng)應(yīng)激及胰島素抵抗的作用及其機(jī)制探討[J].中華老年醫(yī)學(xué)雜志，2019，38（8）：924-928.

[14]龐琳蓉，李賽美.黃連溫膽湯改善代謝綜合征大鼠糖脂代謝的作用及機(jī)制研究[J].廣州中醫(yī)藥大學(xué)學(xué)報(bào)，2019，36（5）：714-718.

[15]姜楠，張冰冰，蒲紀(jì)，等.糖代謝異常代謝綜合征大鼠中醫(yī)證型的以方測(cè)證法研究（Ⅰ）[J].中國(guó)實(shí)驗(yàn)方劑學(xué)雜志，2013，19（17）：211-216.

[16]陳小青，王麗萍.黃連素在代謝綜合征及相關(guān)疾病中的研究進(jìn)展[J].中國(guó)中西醫(yī)結(jié)合腎病雜志，2015，16（1）：88-91.

[17]吳林根，王燕，朱崢，等.黃連素干預(yù)對(duì)代謝綜合征及心腦血管疾病影響[J].心臟雜志，2015，27（3）：348-352.

[18]張婷，王歡，邢丹，等.GRADE在動(dòng)物實(shí)驗(yàn)系統(tǒng)評(píng)價(jià)中的應(yīng)用與挑戰(zhàn)[J].中國(guó)循證醫(yī)學(xué)雜志，2019，19（2）：248-252.

（收稿日期：2021-04-02） （本文編輯：程旭然）