陽中明 李 進

國內關于度洛西汀治療軀體形式障礙的對照研究陸續(xù)有報道，研究結果也不盡一致。為了更全面、直觀、正確的評價和比較度洛西汀與其他抗抑郁藥治療軀體形式障礙的療效，我們對此進行了Meta分析，報道如下:

1 資料和方法

1.1 資料 搜集的論文載體為2010年1月～2010年12月全國公開發(fā)行的精神科、心理及康復醫(yī)學等方面雜志(不含增刊);內容為度洛西汀與其他抗抑郁藥的對照研究，療程為6～8 周，均單一用藥，治療前兩組一般資料差異無顯著性;兩組資料齊全，具有可比性;均以HAMD 評定療效;對重復發(fā)表的論文或臨床數(shù)據(jù)只選1 篇文獻;排除伴發(fā)器質性疾病的論文。共搜集論文4 篇［1－4］(見附表)。

1.2 方法 應用Meta分析中連續(xù)變量(均數(shù))及分類變量方法［5，6］。

1.2.1 連續(xù)變量(均數(shù))Meta分析方法包括3 方面①異質性檢驗(Q):應用卡方檢驗，若P＞0.05，則表明各研究間同質，支持固定效應模型分析;若P＜0.05，則表明各研究間異質，支持隨機效應模型分析。②求效應大小:對于固定效應模型計算合并效應(y合并);對于隨機效應模型計算加權平均效應d即可。本文應用標準化均數(shù)差值(SMD)求效應。③計算效應:95%可信區(qū)間(CI)并做統(tǒng)計推斷，當95%CI 不包括零時效應大小才具有統(tǒng)計學意義。

附表 原始資料一覽表()

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1.2.2 分類變量的Meta分析方法 ①異質性檢驗:若P＞0.05，支持固定效應模型;若P＜0.05，支持隨機效應模型。②合并比值(OR)計算。③計算比值(OR)的95%CI。④合并比值的綜合性檢驗χ2=［∑(αi－Ei)］2/∑Vi。⑤歸因分析:EF 暴露因素=(OR－1)/OR，EF 總體=［∑a/(∑a +∑b)］·EF 暴露因素。

應用Excel 軟件和Cochrane 協(xié)作網(wǎng)中Review Manager 4.2 Meta分析專用軟件處理。

2 結 果

2.1 度洛西汀治療前后的自身對照 共152例，Q=25.42，v=3(v 為自由度，等于研究項數(shù)減1)，P＜0.01，支持隨機效應模型分析，d=－3.67，95%CI(－4.80，－2.55)，表明度洛西汀治療軀體形式障礙療效顯著，差異有統(tǒng)計學意義。

2.2 度洛西汀與對照組治療結束時的組間比較度洛西汀組152例，對照組158例。Q=2.04，v=3，P＞0.05，支持固定效應模型分析，y合并=－0.52，95%CI(－1.55，0.52)，提示治療后兩組療效相當，差異無統(tǒng)計學意義。

2.3 治療第2 周末組間比較 度洛西汀152例，對照組158例。Q=24.96，v=3，P＜0.05，支持隨機效應模型分析，d=－0.12，95%CI(－0.80，0.56)，差異無統(tǒng)計學意義，提示度洛西汀起效與對照組相當。

3 討 論

本文4項研究證實度洛西汀治療軀體形式障礙療效好，與對照藥比較無顯著性差異。本文應用Meta分析進一步支持上述之觀點，更進一步證實度洛西汀治療軀體形式障礙療效顯著，與對照藥比較無顯著差異。另外，本文兩組第2 周末HAMD 評分進行Meta分析顯示，差異亦無統(tǒng)計學意義，說明度洛西汀顯效時間與對照藥相當。

本研究由于條件所限，未能搜集到未發(fā)表的文章，加上目前國內的實驗研究很難做到真正的隨機雙盲對照，故結論可能存在一定的偏倚，并且導致這種差異的原因未能分析，除了與藥物特征有關外，藥物劑量也是重要相關因素。本文未能針對這一問題進行探討，另外，本研究樣本量較少，有望進一步研究。

1 李剛，王秀梅.度洛西汀與阿米替林治療軀體形式障礙的比較分析［J］.四川精神衛(wèi)生，2010，23(4):223～225.

2 陳香，陳仁德，劉霞.度洛西汀與文拉法辛治療軀體形式障礙的療效比較［J］.四川精神衛(wèi)生，2010，23(3):150～151.

3 丁寧，崔明玉，張健.度洛西汀與西酞普蘭治療軀體形式障礙臨床分析［J］.中國民康醫(yī)學，2010，22(24):3215.

4 安穎奇.鹽酸度洛西汀治療持續(xù)性軀體形式疼痛障礙的對照研究［J］.中國健康心理學雜志，2010，18(12):1414～1415.

5 方吉乾，陸盈.現(xiàn)代醫(yī)學統(tǒng)計學［M］.北京:人民衛(wèi)生出版社，2002:150～209.

6 王家良.循證醫(yī)學［M］.北京:人民衛(wèi)生出版社，2005:60～72.