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据世界卫生组织最新数据，截至2023年3月7日，全球已报告新型冠状病毒肺炎（COVID-19）确诊病例约7.6亿例，死亡超过686万例[1]。目前，抗病毒治疗可以抑制病毒复制，加快病毒清除，减轻炎症及免疫反应等，被认为是降低COVID-19重症率、住院率及死亡率的重要手段之一[2]。2021年12月，美国食品药品监督管理局批准奈玛特韦片/利托那韦片组合包装（Paxlovid）的紧急使用授权申请，使其成为治疗COVID-19的新型口服药物。2022年2月，国家药品监督管理局附条件批准Paxlovid进口注册[3]，用于成人伴有进展为重症高风险因素的轻至中度COVID-19患者。国外多项研究已经证实，Paxlovid能显著降低COVID-19患者的病毒载量、全因住院率、重症率和死亡率等[4-5]。然而，目前罕见报道中国人群使用Paxlovid的疗效等相关数据。鉴于人种差异及病毒变异，开展此类研究十分必要。本研究旨在探索中国人群中Paxlovid对COVID-19患者早期预后不良的危险因素，并构建预测模型，以期为提高该类患者的救治效果提供参考。
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回顾性分析2023年1月至2023年3月于闽南地区3家军队三甲医院（第九〇九医院、第九一〇医院和陆军第七十三集团军医院）使用Paxlovid的COVID-19住院患者。纳入标准：①COVID-19患者，诊断及临床分型符合《新型冠状病毒感染诊疗方案（试行第10版）》的标准[6]；②年龄≥18岁；③用药时间≥3 d。排除标准：①未使用Paxlovid的患者；②Paxlovid停药28 d内失访的患者；③合并心、肺、肝、肾等重要器官严重损害者；④联合与Paxlovid存在严重相互作用的药物；⑤资料不全者等。本研究经牵头单位第九〇九医院伦理委员会批准通过。
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收集患者的一般资料（性别、年龄、体重）、发病天数、Paxlovid疗程，合用药及辅助治疗情况、用药前的检查指标[血氧饱和度、核酸检测阈值循环数（CT值）、淋巴细胞计数、估算的肾小球滤过率（eGFR）、丙氨酸氨基转移酶（ALT）、天门冬氨酸氨基转移酶（AST）、三酰甘油（TG）、胆固醇（TC）、低密度脂蛋白（LDL-C）、高密度脂蛋白（HDL-C）、肌酸激酶（CK）、C反应蛋白（CRP）、降钙素原（PCT）、D-二聚体等]、合并疾病[高血压、动脉粥样硬化性心血管疾病（ASCVD）、慢性肺病等]；结局指标[6]：Paxlovid停药28 d内若出现死亡或进展为重型、危重型COVID-19者则定义为早期预后不良；若Paxlovid停药28 d内出现COVID-19中型、轻型或痊愈者以及停药超过28 d出现死亡或进展为重型、危重型COVID-19者则定义为非早期预后不良。发病天数定义为患者首次出现临床症状或获得核酸检测阳性结果至第一次使用Paxlovid的日期。
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运用SPSS 21.0软件进行统计分析，连续变量符合正态性分布的数据，采用（
$ \bar{x} $ ±s）表示，组间采用独立Student’s t检验；不符合正态性分布的数据采用中位数（四分位数间距）表示，组间采用Man-Whitney U检验；二分类变量以例数表示，采用χ2检验。单因素分析中P<0.05的变量，以向后LR法进入二元Logistic回归分析。采用受试者工作特征曲线（ROC）计算曲线下面积（AUC）评估模型的预测效能。P<0.05表示差异具有统计学意义。 -
2023年1月至2023年3月于闽南地区3家军队三甲医院使用Paxlovid治疗的COVID-19住院患者共129例，经筛选最终纳入92例进行分析。其中，男69例（75.00%），女23例（25.00%），平均年龄（76.26±15.81）岁，体重（62.86±10.69）kg，发病天数（8.60±5.94）d，核酸检测CT值（27.84±5.52）。
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92例Paxlovid治疗的COVID-19患者中，早期预后不良者有31例（33.70%），其中，死亡11例（35.48%），危重型17例（54.84%），重型3例（9.68%）。
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比较早期预后不良组与非早期预后不良组的患者一般资料、发病天数、检查指标、合并疾病、合用药及辅助治疗等情况，结果显示两组在发病天数、淋巴细胞计数、AST、CRP、PCT、D-二聚体等12项临床指标有相关性（P<0.05)，见表1。
表 1 两组患者临床资料的单因素分析
项目 非早期预后不良组（n=61） 早期预后不良组（n=31） 统计量 P值 年龄（岁，$ \bar{x} $±s） 77.16±16.47 74.42±14.52 0.785 0.434 性别[女，n（%）] 16（26.23） 7（22.58） 0.146 0.702 体重（m/kg，$ \bar{x} $±s） 63.99±10.09 60.63±11.63 1.430 0.156 发病天数（t/d，$ \bar{x} $±s） 7.72±5.46 12.48±6.56 −3.693 <0.001 血氧饱和度（%，$ \bar{x} $±s） 94.01±4.97 90.91±10.76 1.894 0.061 核酸检测CT值（$ \bar{x} $±s） 28.31±5.64 26.90±5.24 1.158 0.250 淋巴细胞计数（×109/L，$ \bar{x} $±s） 0.98±0.59 0.62±0.44 2.992 0.040 eGFR[ml/（min·1.73 m2），$ \bar{x} $±s] 68.29±30.56 57.20±38.44 1.505 0.136 ALT[U/L，M（P25,P75）] 22.90（9.00，121.00） 23.00（6.00，237.20） −0.450 0.653a AST[U/L，M（P25,P75）] 31.00（13.50，88.00） 37.40（21.00，306.20） 2.747 0.006a TG（mmol/L，$ \bar{x} $±s） 1.36±0.87 1.50±0.76 −0.782 0.436 TC（mmol/L，$ \bar{x} $±s） 3.95±0.94 3.59±1.19 1.555 0.123 LDL-C（mmol/L，$ \bar{x} $±s） 2.19±0.69 2.01±0.97 0.998 0.321 HDL-C（mmol/L，$ \bar{x} $±s） 1.14±0.32 1.00±0.44 1.664 0.100 CK（U/L，$ \bar{x} $±s） 145.23±253.51 148.21±107.09 −0.062 0.950 CRP（mg/L，$ \bar{x} $±s） 52.41±46.71 118.72±82.74 −4.918 <0.001 PCT[ng/ml，M（P25,P75）] 0.07（0.01，27.60） 1.40（0.01，42.95） 4.366 <0.001a D−二聚体[μg/ml，M（P25,P75）] 0.79（0.19，11.39） 2.17（0.36，41.83） 4.254 <0.001a 用药前已使用其他抗新冠病毒药物治疗[n（%）] 1（1.64） 5（16.13） 7.079 0.008 用药前已行呼吸机辅助通气[n（%）] 10（16.39） 19（61.29） 19.194 <0.001 合并疾病 高血压[n（%）] 39（63.93） 20（64.52） 0.003 0.956 糖尿病[n（%）] 16（26.23） 14（45.16） 3.352 0.067 ASCVD[n（%）] 29（47.54） 15（48.39） 0.006 0.939 慢性肺病[n（%）] 19（31.15） 5（16.13） 2.404 0.121 治疗方案 Paxlovid疗程（t/d，$ \bar{x} $±s） 4.74±0.68 5.26±2.05 −1.805 0.074 联合免疫抑制剂[n（%）] 42（68.85） 29（93.55） 7.116 0.008 联合抗凝药[n（%）] 36（59.02） 29（93.55） 11.821 0.001 联合抗菌药物[n（%）] 46（75.41） 30（96.77） 6.530 0.011 联合俯卧位治疗[n（%）] 8（13.11） 9（29.03） 3.457 0.088 联合呼吸机辅助通气[n（%）] 11（18.03） 25（80.65） 33.831 <0.001 注：a表示Mann-Whitney U检验。 -
采用二元Logistic回归分析，结果显示其中发病天数、淋巴细胞计数、AST、CRP和联合呼吸机辅助通气等5项临床指标是Paxlovid早期预后不良的独立危险因素，见表2。上述5项独立危险因素构建Logistic模型方程，Logit（P）=−8.371+0.126X发病天数+2.019X淋巴细胞计数+0.023XAST+0.016XCRP+3.528X联合呼吸机辅助通气。采用H-L法（Hosmerand-Lemeshow test）对模型的拟合度进行检验，结果显示模型拟合良好（χ2值=10.480，P=0.233），模型的理论准确度为89.10%。
表 2 Paxlovid早期预后不良多因素logistic分析
项目 回归系数B 标准误S.E 卡方值Waldχ2 自由度df 比值比OR 95%CI置信区间 P值 发病天数(t/d) 0.126 0.061 4.237 1 1.135 1.006~1.279 0.040 淋巴细胞计数 2.019 0.892 5.126 1 7.527 1.311~43.208 0.024 AST 0.023 0.009 6.578 1 1.023 1.005~1.041 0.010 CRP 0.016 0.007 5.744 1 1.016 1.003~1.029 0.017 联合呼吸机辅助通气 3.528 1.054 11.194 1 34.051 4.311~268.936 0.001 常量 −8.371 2.080 16.195 1 <0.001 -
将上述回归方程转换后得出联合预测因子的计算公式，Y联合预测因子=7.875X发病天数+126.188X淋巴细胞计数+1.438XAST+XCRP+220.500X联合呼吸机辅助通气，计算92例患者的Y联合预测因子值，绘制ROC曲线，见图1。分别计算发病天数、淋巴细胞计数、AST、CRP和联合呼吸机辅助通气和联合预测因子AUC，其中联合预测因子AUC最大为0.939（P<0.001），预测价值最优。取约登（Youden）指数最大时即0.756，最佳临界值447.920，敏感度0.903，特异性0.852，见表3。
图 1 各独立危险因素及联合预测因子的ROC曲线
表 3 各危险因素对Paxlovid早期预后不良的预测价值
项目 最佳临界值 敏感度 特异性 约登指数 AUC（95%CI） P值 发病天数（t/d） 14.500 0.387 0.951 0.338 0.722（0.614~0.831） 0.001 淋巴细胞计数 1.685 0.355 0.934 0.289 0.582（0.449~0.715） 0.202 AST 31.950 0.839 0.557 0.396 0.676（0.566~0.786） 0.006 CRP 104.500 0.548 0.869 0.417 0.772（0.672~0.871） <0.001 联合呼吸机辅助通气 0.500 0.806 0.820 0.626 0.813（0.715~0.911） <0.001 联合预测因子 447.920 0.903 0.852 0.756 0.939（0.885~0.993） <0.001 -
Paxlovid是奈玛特韦片150 mg和利托那韦片100 mg组成的组合包装。奈玛特韦是一种SARS-CoV-2主要蛋白酶Mpro3C-样蛋白酶（3CLpro）的拟肽类抑制剂，能抑制病毒复制。利托那韦是HIV-1蛋白酶抑制剂，对新冠病毒SARS-CoV-2 Mpro无活性，但可以通过抑制肝药酶CYP3A介导的奈玛特韦代谢，升高奈玛特韦血药浓度，而发挥协同作用[7]。本研究中，33.70%使用Paxlovid治疗的COVID-19患者出现早期预后不良，其原因可能与药物特点和患者因素有关。据文献报道[8]，大量Mpro突变可能诱导对Paxlovid的抗药性，从而导致治疗失败影响患者预后，但另有研究表明，在对731份样本进行分析后，并未发现Mpro突变和Paxlovid治疗失败之间存在显著的联系[9]。同时，有文献报道Paxlovid治疗后7 d和30 d的COVID-19复发率分别为3.53%和5.40%[10]，通常患者的病情较轻，但仍有1.35%的患者出现呼吸衰竭需入住ICU[11]。
患者的发病天数是影响Paxlovid早期预后不良的独立危险因素之一。《新型冠状病毒感染诊疗方案（试行第10版）》推荐Paxlovid用于发病5 d以内的轻、中型且伴有进展为重症高风险因素的成年患者[6]。有文献报道发病时间超过5 d，核酸检测CT值<30者也可使用Paxlovid[12]。但在变异毒株奥密克戎感染的情况下，绝大多数二次传播发生在症状出现后5 d之内，在症状出现后8 d未检测到传染性病毒[13-14]。因此，Paxlovid治疗发病5 d后患者的有效性和安全性目前尚不明确。本研究结果显示，患者发病时间越长，Paxlovid治疗的预后越差。
一项针对国内125例COVID-19住院患者临床特征的研究显示，1/3的患者出现淋巴细胞计数降低，约20%患者存在不同程度的ALT和AST升高，70.4%患者的CRP高于正常范围，且与非危重患者相比，危重患者的淋巴细胞水平更低，CRP、IL-6等炎症指标更高，差异具有统计学意义（P<0.05）[15]。从本研究结果同样可以看出，较低的淋巴细胞计数和较高的AST、CRP均提示COVID-19患者进展为危重型的风险高，故使用Paxlovid治疗的预后效果较差。
联合呼吸机辅助通气仅适用于出现呼吸衰竭的危重型COVID-19患者。本研究结果显示，Paxlovid联合呼吸机辅助通气治疗时早期预后不良的风险高，推测可能与重型、危重型COVID-19患者使用Paxlovid抗病毒治疗效果不佳有关。Paxlovid说明书及第10版诊疗方案仅推荐Paxlovid用于有重症高风险因素的轻至中度COVID-19患者。Paxlovid在国外获批上市主要基于一项EPIC-HR研究，该研究纳入的人群同样是重症高风险因素、轻至中度成年的COVID-19患者[9]。因此，对于重型、危重型COVID-19患者使用Paxlovid的循证依据不足。
目前仍缺乏构建预测模型以评估Paxlovid治疗后早期预后不良的风险。根据本研究所构建方程发现，当Y联合预测因子值大于447.920时，提示Paxlovid治疗后早期预后不良的风险高，建议采取更积极的治疗措施包括联合其他抗COVID-19药物等。本研究可能存在不足之处，未来可通过大规模的临床应用和更多临床研究数据提供足够的循证依据。
Risk factors of poor early prognosis in the treatment of COVID-19 with nematevir and ritonavir tablets and the establishment of prediction model
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摘要:
目的 探讨奈玛特韦片/利托那韦片（Paxlovid）对新型冠状病毒肺炎（COVID-19）患者早期预后不良的危险因素并构建预测模型，以期为提高该类患者的救治效果提供参考。 方法 回顾性分析2023年1月至2023年3月于闽南地区3家军队三甲医院使用Paxlovid治疗的COVID-19住院患者92例，收集临床指标进行单因素和多因素分析，筛选出Paxlovid早期预后不良的独立危险因素，对Logistic模型方程进行转换建立联合预测因子，采用ROC曲线确定联合预测因子的曲线下面积（AUC）及最佳临界值。 结果 92例患者中，早期预后不良者31例（33.70%），其中，死亡11例（35.48%），危重型17例（54.84%），重型3例（9.68%）。多因素Logistic回归分析结果显示，发病天数、淋巴细胞计数、天门冬氨酸氨基转移酶（AST）、C反应蛋白（CRP）和联合呼吸机辅助通气是使用Paxlovid早期预后不良的独立危险因素。以上述独立危险因素构建联合预测因子（Y）的计算公式，Y联合预测因子=7.875X发病天数+126.188X淋巴细胞计数+1.438XAST+XCRP+220.500X联合呼吸机辅助通气，绘制ROC曲线，联合预测因子的ROC曲线下面积最大为0.939，预测价值最优，约登指数（Youden）最大时（0.756）对应ROC曲线最佳临界值为447.920，模型的理论准确度为89.10%。 结论 发病天数、淋巴细胞计数、AST、CRP和联合呼吸机辅助通气是使用Paxlovid早期预后不良的独立危险因素，用药前可通过上述各危险因素计算联合预测因子，当预测结果大于447.920时，应采取更积极的治疗措施包括联合其他抗COVID-19药物等，以提高患者的救治效果。 Abstract:Objective To explore risk factors of poor early prognosis in the treatment of COVID-19 by nematevir and ritonavir tablets Paxlovid and establish the prediction model to provide reference for improving the effect of such patients. Methods 92 inpatients of COVID-19 treated with Paxlovid in three military tertiary hospital in southern Fujian from January 2023 to March 2023 were retrospectively analyzed. The clinical indicators of 92 inpatients were collected for univariate and multivariate analysis by single factor and multiple factors and the independent risk factors of poor early prognosis in Paxlovid were screened out. Logistic model equation was transformed to construct the combined predictors, and ROC curve was used to determine the area under the curve (AUC) and the optimal critical value of the combined predictors. Results Among 92 patients, 31 (33.70%) developed poor early prognosis, including 11 deaths (35.48%), 17 critical cases (54.84%) and 3 severe cases (9.68%). Multi-factor Logistic regression analysis showed that the disease days, lymphocyte count, aspartate aminotransferase(AST), C reactive protein(CRP) and ventilator-assisted ventilation were independent risk factors for poor early prognosis in Paxlovid. A formula for calculating the combined predictors (Y) was established as Ycombinedpredictors=7.875Xdisease days+126.188Xlymphocyte count+1.438XAST+XCRP+220.500Xventilator-assisted ventilation based on the above independent risk factors, and the ROC curve was drawn. With the maximum area under the ROC curve of the combined predictors being 0.939, the prediction value was best, and the optimal critical value of the ROC curve corresponding to the maximum Youden index (0.756) was 447.920.Theoretical accuracy of the model was 89.10%. Conclusion The disease days, lymphocyte count, AST, CRP and ventilator-assisted ventilation were independent risk factors for poor early prognosis in Paxlovid. Combined predictors could be calculated by the above risk factors before medication. The efficiency should be improved by taking more active treatment, including combining with other anti-COVID-19 drugs when the prediction result exceeds 447.920. -
Key words:
- Naimatwe/Litonavir /
- COVID-19 /
- poor prognosis /
- risk factor /
- prediction model
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白蔹为葡萄科蛇葡萄属植物白蔹的干燥块根，首载于《神农本草经》。白蔹是最早用于疮痈、烫伤[1]治疗的药物，具有解毒、生肌的功效。资料显示，白蔹在皮肤创伤治疗中的使用频率较高。随着白蔹药理研究的不断深入，发现白蔹还具有抗菌、抗病毒[2-6]、免疫调节及促进溃疡快速愈合等作用。
在2015版《中国药典》中，白蔹的质量标准只有定性分析而无定量分析。白蔹成分检测中发现其含大黄素等蒽醌类活性成分[7]，且白蔹中大黄素的定量测定方法文献资料[8-9]较少。本实验采用反相高效液相色谱法，建立白蔹药材中大黄素含量测定方法，为白蔹的质量控制标准提供方法和依据。
1. 试药与仪器
1.1 试药
大黄素对照品（中国食品药品检定研究院，批号：110756-201512，经面积归一化法计算含量为99.1%）；甲醇（烟台远东精细有限公司，批号：160706）为色谱纯，水为超纯水，磷酸（莱阳市双双化工有限公司，批号：2010246）为分析纯，硫酸（淄博市淄川区张庄化学试剂厂，批号：950626）为分析纯。白蔹饮片（安国市弘发中药材饮片有限公司，批号：131001），经淄博市中医院药品供应科主任魏星教授鉴定为葡萄科蛇葡萄属植物白蔹Ampelopsis japonica(Thunb.) Makino的干燥块根。
1.2 仪器
Lab Alliance PC 3000 高效液相色谱仪（美国科学系统公司），紫外检测器（北京普析通用仪器有限责任公司）；LD310-2R电子天平（沈阳龙腾电子有限公司）；FA/JA系列电子天平（上海上平仪器有限公司）；RE-201D型恒温水浴锅、RE-201D型旋转蒸发器（郑州博科仪器设备有限公司）；766-3型远红外快速干燥箱（江苏省南通县金余电器配件厂）。
2. 方法与结果
2.1 色谱条件
Apollo-C18色谱柱（4.6 mm×250 mm，5 μm）；流动相为甲醇−0.2%磷酸溶液（85:15），流速1.0 ml/min，检测波长220 nm，进样量20 μl。在此条件下，大黄素与相邻色谱峰分离度良好，无干扰，理论塔板数为2 000。对照品与供试品色谱图见图1。
2.2 溶液的配制
2.2.1 对照品溶液的制备
取大黄素对照品（含量为99.1%）约10 mg，精密称定，置于1 000 ml 容量瓶中，加甲醇溶解并稀释至刻度，摇匀，得浓度为9.91 μg /ml 的大黄素对照品储备液，备用。
2.2.2 供试品溶液的制备
取过5目筛的白蔹药材粉末，置烘箱内（70±2）℃，2 h烘干。精密称量30 g，用10倍量质量分数20%的硫酸在50 ℃条件下回流水解2 h。过滤，取滤渣。滤渣用纯化水洗至中性（pH=7），烘干。称其质量，记录。再以8倍量体积的95%乙醇在82 ℃条件下回流提取2次，每次1 h，过滤，合并乙醇提取液，减压蒸馏，浓缩至无醇味，加乙醇溶解并定容于10 ml容量瓶中，即得供试品溶液。
2.3 方法学考察
2.3.1 线性关系考察
分别精密量取“2.2.1”项下制备的大黄素对照品溶液各125、250、500、1 000、2 000、4 000 μl，分别置10 ml容量瓶中，加甲醇稀释至刻度，配制成6种不同浓度的对照品溶液。依次精密吸取对照品溶液各20 μl注入高效液相色谱仪中，记录峰面积。以峰面积Y为纵坐标，对照品溶液浓度X为横坐标，进行线性回归，得回归方程为Y = 53 962X − 966. 46，r = 0.999 7；结果表明大黄素在0.124～3.968 μg/ml浓度范围内线性关系良好。
2.3.2 精密度试验
精密量取对照品溶液20 μl，按“2.1”项下色谱条件连续进样6次，测定峰面积。大黄素峰面积RSD为1.7%。仪器精密度良好，符合要求。
2.3.3 重复性试验
精密称取同一批号样品6份，按“2.2.2”项下方法平行制备样品溶液，在“2.1”项色谱条件下，分别进样，测定大黄素的峰面积，RSD为1.2%（n= 6），结果表明本方法重复性良好。
2.3.4 稳定性试验
按“2.1”项下色谱条件，分别精密量取在室温（10~30 ℃）下放置0、2.5、5、7.5、10、24 h的同一份供试品溶液各20 μl进样测定，记录大黄素的峰面积，6次进样结果表明，供试品溶液在24 h内基本稳定，RSD为1.5%。
2.3.5 加样回收率试验
取同一批次（批号：20170704）已知含量的白蔹药材样品9份，分别按相当于样品溶液中大黄素含量的80%（n=3）、100%（n=3）、120%（n=3）加入“2.3.1”项下制备的对照品溶液，按“2.2”项下色谱条件进行测定。计算回收率，结果见表1。
表 1 白蔹药材样品加样回收率试验结果样品含有量（m/mg） 加样量（m/mg） 测得量（m/mg） 回收率（%） 平均回收率（%） RSD
（%）0.225 0.180 0.399 96.7 99.7 2.5 0.225 0.180 0.403 98.9 0.225 0.180 0.409 102.0 0.225 0.225 0.446 98.2 0.225 0.225 0.458 103.6 0.225 0.225 0.447 98.7 0.225 0.270 0.503 103.0 0.225 0.270 0.494 99.6 0.225 0.270 0.487 97.0 2.3.6 样品测定
取不同批次白蔹药材样品，分别按“2.3.2”项下方法制备样品溶液，按“2.2”项下色谱条件测定峰面积，连续进样3次，以外标法计算含量，测定结果见表2。
表 2 白蔹样品大黄素含量测定结果(n=3)批号 含量（μg/g） RSD（%） 20170622 17.845 1.16 20170626 19.113 2.07 20170704 15.002 2.50 3. 讨论
3.1 色谱条件的选择
3.1.1 检测波长的选择
笔者所查文献[8-10]中，测量大黄素所用波长有254、290 nm等。通过实验发现，不同的波长影响其重现性及灵敏度。通过对大黄素标准品甲醇溶液全波段（200～400 nm）紫外扫描可见:其在220、254、260、272、278 nm处均具有特征吸收。通过综合比较上述波长处大黄素峰的峰形及峰面积，220 nm处波长的峰形较好、干扰少、峰面积较大，故选定220 nm作为白蔹药材中大黄素的测定波长。
3.1.2 流动相的选择
大黄素的化学名为1'3'8-三羟基-6-甲基蒽醌，具有一定的极性和酸性。所查文献中，大黄素含量测定的流动相体系有多种。在实验过程中发现，流动相对色谱峰的保留时间及分离度有较大影响。故本实验在选择流动相时，考察了不同比例的甲醇-水，乙腈-水，甲醇:0.1%磷酸溶液[8-10]，甲醇:0.5%磷酸溶液[11]，甲醇:0.2%磷酸溶液，甲醇:0.02%磷酸溶液，甲醇:1% 冰醋酸[12]等不同溶剂系统，结果表明，相同条件下，甲醇:0.2%磷酸溶液（85:15）为流动相时，可以达到基线分离，出峰时间较短，峰形较好。
3.1.3 流速与进样量的选择
在流动相及波长选定的条件下，考察了不同流速（0.5~2.0 ml/min）对出峰时间的影响，当流速小于1.0 ml/min时，保留时间延长，使流动相的用量增加，会造成试剂的浪费；当流速大于1.0 ml/min时，保留时间缩短，但大黄素的峰会与杂质峰产生重叠，影响分离度及重现性。本实验选择1.0 ml/min作为流速。
在样品浓度一定的条件下，考察了不同进样体积（10～30 μl）的影响。实验结果表明，进样体积小于20 μl时，重现性及灵敏度均下降；大于20 μl时，杂质峰明显。当进样量为20 μl时，峰的对称性得到保证。因此，本实验选择20 μl为进样量。
3.2 样品提取方法的选择
已有文献[8]对白蔹中大黄素的提取方法采用甲醇提取及三氯甲烷萃取法。通过实验发现这种方法稳定性差、步骤烦琐，且所用试剂毒性较大。本实验在上述提取方法的基础上，参照大黄药材中大黄素的提取方法[10]，通过4因素（粒度、溶剂剂量、溶剂浓度、提取时间）3水平的正交设计确定了白蔹中大黄素的提取方法。结果表明，采用过5目筛的白蔹粉末，先用20%的硫酸在50 ℃条件下回流酸水解2 h，滤渣用纯化水洗至中性。再用8倍量体积的95%乙醇，水浴回流2 h能够达到较好的提取效果。白蔹中含大黄素等游离蒽醌，还含有结合型蒽醌[13-14]。先进行酸水解，使结合型蒽醌水解，结果大黄素的含量有所提高。白蔹具有的抗菌性与其中的大黄素[15-16]有关，大黄素是白蔹的活性成分。本提取方法克服了以往相关文献报道方法的不足，分离度好、重现性好、结果准确，因此大黄素作为白蔹药材中指标成分有一定可行性，为完善白蔹药材的质量控制标准提供了方法和依据。新药临床试验的质量是药品上市后安全、有效的保障[17]，所以临床试验过程中的质量控制尤为重要。包括相似性评价（外观检测和观感评估测试）、安全性评价（常规安全性检测）、适用性评价（薄层鉴别、HPLC、指标成分测定和药理实验）和最终制剂的质量标准。临床试验过程中的质量控制所要评价的范围更广、要求更为严格，是为了确保临床数据的真实、准确、完整和可靠，为下一步临床应用提供依据，对提高医疗水平具有重大意义。
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表 1 两组患者临床资料的单因素分析
项目 非早期预后不良组（n=61） 早期预后不良组（n=31） 统计量 P值 年龄（岁， $ \bar{x} $ ±s）77.16±16.47 74.42±14.52 0.785 0.434 性别[女，n（%）] 16（26.23） 7（22.58） 0.146 0.702 体重（m/kg， $ \bar{x} $ ±s）63.99±10.09 60.63±11.63 1.430 0.156 发病天数（t/d， $ \bar{x} $ ±s）7.72±5.46 12.48±6.56 −3.693 <0.001 血氧饱和度（%， $ \bar{x} $ ±s）94.01±4.97 90.91±10.76 1.894 0.061 核酸检测CT值（ $ \bar{x} $ ±s）28.31±5.64 26.90±5.24 1.158 0.250 淋巴细胞计数（×109/L， $ \bar{x} $ ±s）0.98±0.59 0.62±0.44 2.992 0.040 eGFR[ml/（min·1.73 m2）， $ \bar{x} $ ±s]68.29±30.56 57.20±38.44 1.505 0.136 ALT[U/L，M（P25,P75）] 22.90（9.00，121.00） 23.00（6.00，237.20） −0.450 0.653a AST[U/L，M（P25,P75）] 31.00（13.50，88.00） 37.40（21.00，306.20） 2.747 0.006a TG（mmol/L， $ \bar{x} $ ±s）1.36±0.87 1.50±0.76 −0.782 0.436 TC（mmol/L， $ \bar{x} $ ±s）3.95±0.94 3.59±1.19 1.555 0.123 LDL-C（mmol/L， $ \bar{x} $ ±s）2.19±0.69 2.01±0.97 0.998 0.321 HDL-C（mmol/L， $ \bar{x} $ ±s）1.14±0.32 1.00±0.44 1.664 0.100 CK（U/L， $ \bar{x} $ ±s）145.23±253.51 148.21±107.09 −0.062 0.950 CRP（mg/L， $ \bar{x} $ ±s）52.41±46.71 118.72±82.74 −4.918 <0.001 PCT[ng/ml，M（P25,P75）] 0.07（0.01，27.60） 1.40（0.01，42.95） 4.366 <0.001a D−二聚体[μg/ml，M（P25,P75）] 0.79（0.19，11.39） 2.17（0.36，41.83） 4.254 <0.001a 用药前已使用其他抗新冠病毒药物治疗[n（%）] 1（1.64） 5（16.13） 7.079 0.008 用药前已行呼吸机辅助通气[n（%）] 10（16.39） 19（61.29） 19.194 <0.001 合并疾病 高血压[n（%）] 39（63.93） 20（64.52） 0.003 0.956 糖尿病[n（%）] 16（26.23） 14（45.16） 3.352 0.067 ASCVD[n（%）] 29（47.54） 15（48.39） 0.006 0.939 慢性肺病[n（%）] 19（31.15） 5（16.13） 2.404 0.121 治疗方案 Paxlovid疗程（t/d， $ \bar{x} $ ±s）4.74±0.68 5.26±2.05 −1.805 0.074 联合免疫抑制剂[n（%）] 42（68.85） 29（93.55） 7.116 0.008 联合抗凝药[n（%）] 36（59.02） 29（93.55） 11.821 0.001 联合抗菌药物[n（%）] 46（75.41） 30（96.77） 6.530 0.011 联合俯卧位治疗[n（%）] 8（13.11） 9（29.03） 3.457 0.088 联合呼吸机辅助通气[n（%）] 11（18.03） 25（80.65） 33.831 <0.001 注：a表示Mann-Whitney U检验。 
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表 2 Paxlovid早期预后不良多因素logistic分析
项目 回归系数B 标准误S.E 卡方值Waldχ2 自由度df 比值比OR 95%CI置信区间 P值 发病天数(t/d) 0.126 0.061 4.237 1 1.135 1.006~1.279 0.040 淋巴细胞计数 2.019 0.892 5.126 1 7.527 1.311~43.208 0.024 AST 0.023 0.009 6.578 1 1.023 1.005~1.041 0.010 CRP 0.016 0.007 5.744 1 1.016 1.003~1.029 0.017 联合呼吸机辅助通气 3.528 1.054 11.194 1 34.051 4.311~268.936 0.001 常量 −8.371 2.080 16.195 1 <0.001
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表 3 各危险因素对Paxlovid早期预后不良的预测价值
项目 最佳临界值 敏感度 特异性 约登指数 AUC（95%CI） P值 发病天数（t/d） 14.500 0.387 0.951 0.338 0.722（0.614~0.831） 0.001 淋巴细胞计数 1.685 0.355 0.934 0.289 0.582（0.449~0.715） 0.202 AST 31.950 0.839 0.557 0.396 0.676（0.566~0.786） 0.006 CRP 104.500 0.548 0.869 0.417 0.772（0.672~0.871） <0.001 联合呼吸机辅助通气 0.500 0.806 0.820 0.626 0.813（0.715~0.911） <0.001 联合预测因子 447.920 0.903 0.852 0.756 0.939（0.885~0.993） <0.001
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