蔡倩 潘夢燕 沈翠珍

尊嚴療法（dignity therapy，DT）是由加拿大馬尼托巴大學Chochinov教授等在提出了臨終患者尊嚴理論模型[1-2]的基礎上創(chuàng)立的一種新型、簡潔的個性化心理干預方法。這種心理療法旨在緩解終末期患者生理、心理及社會方面的困擾，減輕患者的悲傷情緒，挖掘個體自我存在的價值及生命意義，從而改善這些患者的生活質(zhì)量[3]。目前，DT主要應用于臨終老年人和腫瘤終末期患者，其應用仍處于推廣階段。由于臨終患者在生理、心理和社會方面普遍存在尊嚴相關問題，國內(nèi)外關于DT的研究不斷增多，但對于其實際應用效果尚未形成公認的結(jié)論。因此，本研究旨在通過搜集目前國內(nèi)外有關對比DT干預與常規(guī)護理對終末期患者心理狀態(tài)的隨機對照試驗，系統(tǒng)評價DT對終末期患者焦慮、抑郁及希望水平的干預效果，以期為臨終患者尊嚴治療的有效性提供科學依據(jù)。

1 資料和方法

1.1 檢索策略 計算機檢索PubMed、Web of Science、Cochrane Library、Scopus、EMBASE、EBSCO、OVID、中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫（CBM）、中國知網(wǎng)（CNKI）及萬方數(shù)據(jù)知識服務平臺。檢索時限均為建庫至2017年3月，英文檢索詞為“dignity therapy”，中文檢索詞為“尊嚴療法”。此外，采用谷歌學術(shù)等搜索引擎查找有關文獻，并且采用滾雪球法追查已納入文獻的參考文獻并進行手工檢索。

1.2 納入與排除標準 納入標準：（1）研究對象為終末期患者，年齡≥18歲；（2）研究內(nèi)容為DT的干預效果；（3）研究類型為隨機對照試驗（RCT）；（4）結(jié)局指標為反映焦慮、抑郁及希望水平的相關指標；（5）中英文發(fā)表的文獻。排除標準：（1）重復發(fā)表的文獻；（2）綜述文獻；（3）概念性研究的文獻；（4）文獻沒有報道各自干預治療結(jié)局指標的情況，無法判斷療效；（5）只有摘要或無法獲取全文。

1.3 文獻篩選和資料提取 將檢索出的文獻導入EndNoteX7軟件。由2位研究者根據(jù)研究目的、納排標準分別初步對檢索出的文獻進行獨立篩選，所有初篩納入的文獻閱讀全文以進行二次篩查，對納入文獻持不同意見時進行討論協(xié)商以達成共識。對最終納入的文獻形成文獻提取表格，提取資料包括：納入文獻第一作者與發(fā)表年限、研究對象納入與排除標準、分組方法、樣本量、干預與對照措施、干預時間、結(jié)局指標等。

1.4 文獻質(zhì)量評價 根據(jù)Cochrane協(xié)作網(wǎng)在2011年更新的“對干預性研究進行系統(tǒng)評價的Cochrane手冊-5.1.0版”中[4]，提出可從7個方面對隨機對照試驗進行質(zhì)量評價：（1）隨機順序的產(chǎn)生；（2）對隨機方案的分配隱藏；（3）對研究對象及干預實施者采取盲法；（4）對結(jié)果測評者采取盲法；（5）結(jié)局指標數(shù)據(jù)的完整性（失訪情況）；（6）選擇性報道研究結(jié)果的可能性；（7）其他方面的偏倚來源。由2位研究者獨立對每個項目作出“偏倚風險低”、“偏倚風險高”、“不清楚”的判斷。如果對納入文獻的偏倚風險評價存在分歧，2位根據(jù)上述標準對文獻質(zhì)量進行討論，達成共識后決定最終納入還是剔除該文獻。

1.5 統(tǒng)計學處理 采用RevMan5.3統(tǒng)計軟件。因本次Meta分析結(jié)局評價指標（焦慮、抑郁及希望水平）均為連續(xù)性變量資料，且各研究的結(jié)局指標評價量表有差異，故合并分析時若納入研究采用的結(jié)果測量工具相同，則采用均數(shù)差值（MD）及其95%可信區(qū)間（95%CI）為效應指標；若結(jié)局指標評價表不同，則選用標準化均數(shù)差值（SMD）并計算95%CI。采用χ2檢驗分析各研究間的統(tǒng)計學異質(zhì)性，并結(jié)合I2定量判斷異質(zhì)性的大小。若異質(zhì)性檢驗P≥0.1，I2≤50%，認為各研究間具有同質(zhì)性，選用固定效應模型進行Meta分析；如果P＜0.1，I2＞50%，提示研究間存在統(tǒng)計學異質(zhì)性，首先分析異質(zhì)性的來源，并根據(jù)可能導致異質(zhì)性的原因進行亞組分析，在排除臨床異質(zhì)性或方法學異質(zhì)性的影響后，選擇隨機效應模型計算合并量，同時進行敏感性分析。Meta分析的檢驗水準α=0.05。P＜0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結(jié)果

2.1 文獻檢索結(jié)果 數(shù)據(jù)庫初檢出相關文獻686篇，通過追溯主題相關文獻補充2篇。經(jīng)過逐層篩選后，最終納入7個隨機對照試驗（RCTs）[5-11]，其中英文3篇，中文4篇。文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選流程及結(jié)果

2.2 納入研究的基本特征 見表1。

2.3 納入研究的方法學質(zhì)量 見表2。

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1 對終末期患者焦慮的影響

2.4.1.1 干預≤1周 一個RCT[9]采用HADS評價了DT干預＜1周時對臨終患者的影響，結(jié)果顯示DT組和對照組焦慮改善無統(tǒng)計學意義[MD=0.39,95%CI：（-3.22，2.45），P=0.78]。

2.4.1.2 干預＞1周 4個RCTs分別[5-7,9]采用SAS、HADS-a、SCL-90評價了DT干預＞1周對焦慮的影響，共納入323例患者。隨機效應模型Meta分析結(jié)果顯示，干預＞1周時DT組能改善患者焦慮，差異有統(tǒng)計學意義[SMD=-0.95，95%CI：（-1.86,-0.05），P＜0.01]。為進一步研究，按照焦慮評價量表的不同進行亞組分析：2個RCTs[5,7]采用SAS，隨機效應模型合并分析結(jié)果顯示DT組焦慮的改善優(yōu)于對照組，差異有統(tǒng)計學意義[SMD=-1.77，95%CI：（-2.22,-1.31），P＜0.01]；1 個 RCT[9]采用HADS-a，隨機效應模型結(jié)果顯示DT組和對照組患者焦慮水平無統(tǒng)計學意義[SMD=0.05，95%CI：（-0.54，0.63），P=0.87]；1個 RCT[6]采用 SCL-90,結(jié)果顯示 DT 組焦慮的改善優(yōu)于對照組，差異有統(tǒng)計學意義[SMD=-0.39，95%CI：（-0.76，-0.01），P＜0.05]（圖2）。

表1 納入研究的基本特征

表2 納入研究的偏倚風險評估

圖2 DT干預＞1周時對臨終患者焦慮影響的Meta分析

2.4.2 對終末期患者抑郁的影響

2.4.2.1 干預≤1周 2個RCTs[9-10]分別采用HADS-d、GDS評價了患者采用DT≤1周時對抑郁的影響，共納入105例患者。固定效應模型Meta分析結(jié)果顯示，DT組和對照組患者抑郁改善差異無統(tǒng)計學意義 [SMD=-0.10，95%CI：（-0.48，0.29），P ＞0.05]，詳見圖 3。

圖3 DT干預≤1周時對臨終患者抑郁影響的Meta分析

2.4.2.2 干預＞1周 6個RCTs[5-7,9-11]分別采用SDS、HADS-d、SCL-90、GDS評價了患者DT干預時間＞1周時對抑郁的影響，共納入463例患者。隨機效應模型Meta分析結(jié)果顯示，DT干預＞1周時能夠改善終末期患者的抑郁水平，差異有統(tǒng)計學意義[SMD=-0.85，95%CI：（-1.61，-0.09），P＜0.01]。進一步根據(jù)研究所采用的抑郁評價量表的不同進行亞組分析：2個RCTs[5,7]采用SDS，隨機效應模型合并分析結(jié)果顯示DT組抑郁的改善優(yōu)于對照組，差異有統(tǒng)計學意義[SMD=-2.09,95%CI：（-2.61,-1.56），P＜0.01]；2 個 RCTs[9,11]采用 HADS-d，隨機效應模型結(jié)果顯示DT組和對照組患者抑郁改善無統(tǒng)計學意義 [SMD=-0.02，95%CI：（-0.37，-0.33），P=0.90]；1個RCT[6]采用SCL-90，結(jié)果顯示DT組焦慮的改善優(yōu)于對照組，差異有統(tǒng)計學意義[SMD=-0.81，95%CI：（-1.20，-0.43），P＜0.01]；1 個 RCT[10]采用 GDS,結(jié)果顯示DT組和對照組患者抑郁改善無統(tǒng)計學意義 [SMD=-0.15，95%CI：（-0.66,0.35），P ＞0.05]，詳見圖 4。

圖4 DT干預＞1周時對臨終患者抑郁影響的Meta分析

2.4.3 對終末期患者希望水平的影響

2.4.3.1 干預≤1周 2個RCTs[9-10]采用HHI評價了DT干預≤1周時對患者希望水平的影響，共納入105例患者。固定效應模型Meta分析結(jié)果顯示，DT組和對照組患者希望水平差異無統(tǒng)計學意義 [MD=1.41，95%CI：（-0.17，2.99），P ＞0.05]，詳見圖 5。

圖5 DT干預≤1周時對臨終患者希望水平影響的Meta分析

2.4.3.2 干預＞1周 5個RCTs采用[5-6,8-10]HHI評價了DT＞1周時對患者希望水平的影響，共納入401例患者。隨機效應模型Meta分析結(jié)果顯示，DT干預＞1周時能夠改善終末期患者的希望水平，差異有統(tǒng)計學意義[MD=3.74，95%CI：（0.89，6.59），P＜0.05]，詳見圖 6。

2.5 敏感性分析 為確保本次研究合并結(jié)果的可信性，采用比較不同合并模型以及將各結(jié)局指標的研究逐個剔除后所得合并效應量間的差異行敏感性分析，結(jié)果顯示合并結(jié)果并無明顯變化，提示Meta分析結(jié)果基本穩(wěn)健。

圖6 DT干預＞1周時對臨終患者希望水平影響的Meta分析

3 討論

臨終患者在生命的晚期經(jīng)受著來自身體病痛的折磨、治療手段的不良反應、家庭支持降低、對死亡的恐懼等眾多壓力，使得患者負性情緒持續(xù)積累[12-13]。而DT作為一種個體化的心理干預，能有針對性的進行干預治療，緩解生命末期患者生存、社會心理的困擾，從而減輕患者的悲傷情緒[14]。與此同時，DT強調(diào)患者的參與，幫助患者及其家屬回憶患者的積極事件。然而，干預時間不足1周時，DT并未顯示出改善焦慮、抑郁以及希望水平的效果，分析原因可能為：（1）抑郁、焦慮以及希望水平降低是患者因面臨死亡所帶來的持續(xù)累積的心理問題，改善這三個問題需要達到一定的干預時間，才會顯示出DT的積極效果；（2）所研究的納入研究數(shù)量較少，可能存在一定的偏倚。同時對焦慮的6項Meta研究分析顯示，DT干預≥1周有利于減輕焦慮情緒。將各項研究按評價工具的不同納入亞組分析時，采用SCL-90、SDS評價焦慮指數(shù)時，DT能夠緩解臨終患者的焦慮情緒；而采用HADS、GDS時，DT并未顯示其對焦慮的效應。分析原因可能為：（1）上述結(jié)果的細微差異可能與使用不同量表在評價焦慮時存在一定誤差有關；（2）國內(nèi)外的國情不同，患者應對方式不同；（3）干預時間不足2周可能對這種結(jié)果有一定的改善，但還未顯現(xiàn)。

本研究的局限性：（1）僅檢索了公開發(fā)表的中、英文文獻，可能存在文獻收錄不全面而引發(fā)發(fā)表偏倚。（2）各研究對于DT干預時長、評價時間不一致，可能對合并結(jié)果造成一定影響；提示臨床人員應制定統(tǒng)一完善的DT方案，以規(guī)范具體干預內(nèi)容，確保干預措施具體落實到位。（3）鑒于研究數(shù)量較少、研究間存在異質(zhì)性，未能將自尊狀況等其他結(jié)局指標納入Meta分析；提示以后開展DT研究時對其進行評價，應從多個方向探究DT的干預效果。

綜上所述，DT在干預＞1周時有助于改善臨終患者的焦慮、抑郁及希望水平；而干預≤1周時未顯示出對抑郁、焦慮及希望水平的改善效應。建議在臨床實施DT時，為保證滿意的干預效果，將干預時長延長至1周以上。DT作為一種心理療法，具有低成本、非侵入性、無

任何不良反應、易被患者所接受的優(yōu)勢，值得在臨床實踐中推廣應用。同時，未來需多開展更多中心、大樣本、高質(zhì)量的隨機對照試驗，以為其臨床實踐提供進一步的循證證據(jù)。

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