倪 平，袁 麗，楊小玲，李 饒

(四川大學(xué)華西醫(yī)院內(nèi)分泌代謝科，成都 610041)

中國疾病預(yù)防控制中心最新調(diào)查顯示，2013年中國成人的糖尿病患病率約為10.9%，接受糖尿病藥物治療的糖尿病患者僅為其中的32.2%，而其中將糖化血紅蛋白(HbA1c)控制在7%以下的不足一半(49.2%)[1]。血糖控制不良將引發(fā)多種并發(fā)癥，嚴重影響患者的生活質(zhì)量，造成巨大的經(jīng)濟負擔(dān)[2-3]。

隨著移動通信技術(shù)的發(fā)展與智能手機的普及，以移動應(yīng)用程序為主的移動醫(yī)療技術(shù)逐漸成為研究熱點。由于其便捷、高效的特點，移動應(yīng)用程序被用于各大疾病的管理中，如慢性阻塞性肺疾病(COPD)[4]、哮喘[5-6]、心肌梗死[7]等慢性疾病，其可行性和有效性已得到證實。因糖尿病是常見慢性疾病之一，將移動應(yīng)用程序用于糖尿病管理的研究也日益增多，這些應(yīng)用程序大多具有記錄患者數(shù)據(jù)、反饋信息及進行健康教育等功能。一項meta分析顯示，智能手機應(yīng)用程序有利于提高2型糖尿病(T2DM)患者的自我管理能力，降低HbA1c水平[8]，但該研究只納入英文文獻，研究對象僅為T2DM患者。因此，本研究采用循證醫(yī)學(xué)的方法，評價公開發(fā)表的原始研究，探討移動應(yīng)用程序?qū)μ悄虿』颊哐强刂频男Ч?，以期為臨床實踐及科學(xué)研究提供參考。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索策略

1.1.1 相關(guān)數(shù)據(jù)庫及檢索式 計算機檢索PubMed、EMbase、CENTRAL、中國生物醫(yī)學(xué)文獻數(shù)據(jù)庫(CBM)、知網(wǎng)、維普和萬方數(shù)據(jù)庫，檢索時限為各數(shù)據(jù)庫建庫至2017年8月，文種限中英文，并輔以手工檢索。中文檢索詞：移動應(yīng)用程序、手機應(yīng)用程序、移動應(yīng)用、移動APP、智能手機、糖尿病；英文檢索詞：mobile application，cell phone，smartphone，diabetes mellitus。

1.1.2 檢索步驟 (1)在上述數(shù)據(jù)庫中檢索相關(guān)原始文獻，對所獲文獻的題名、摘要、關(guān)鍵詞及主題詞進行分析，以進一步確定文獻檢索的檢索詞。(2)運用相關(guān)主題詞及關(guān)鍵詞進行檢索，若摘要初步符合納入標(biāo)準(zhǔn)，則進一步閱讀全文。(3)追述所獲文獻的參考文獻。

1.2 納入和排除標(biāo)準(zhǔn)

1.2.1 納入標(biāo)準(zhǔn) (1)研究對象：符合1999年 WHO糖尿病診斷標(biāo)準(zhǔn)[9]的患者；(2)干預(yù)措施:使用移動應(yīng)用程序；(3)對照措施：常規(guī)護理；(4)結(jié)局指標(biāo):包含有HbA1c或空腹血糖(FBG)；(5)研究類型：隨機對照試驗。

1.2.2 排除標(biāo)準(zhǔn) (1)僅使用短信或電話隨訪為干預(yù)措施；(2)無相關(guān)結(jié)局指標(biāo)；(3)綜述、 個案報道；(4)重復(fù)發(fā)表；(5)無法獲取全文。

1.3 資料提取 資料提取工作由兩名研究者獨立完成，初步閱讀文獻摘要，對符合納入標(biāo)準(zhǔn)的進一步閱讀全文，按照納入、排除標(biāo)準(zhǔn)進行文獻篩選，通過閱讀全文對文獻進行資料提取，內(nèi)容包括作者、發(fā)表年份、研究國家、疾病類型、樣本量、干預(yù)措施、對照措施、干預(yù)時間、評價時間和結(jié)局指標(biāo)。若數(shù)據(jù)只以圖的形式呈現(xiàn)，則使用圖形數(shù)字化軟件Engauge Digitizer 4.1提取數(shù)據(jù)。若兩名研究者最終納入結(jié)果不一致，則雙方討論達成共識，必要時由第3名研究者根據(jù)納入排除標(biāo)準(zhǔn)進行判斷以達成共識。

1.4 文獻偏倚風(fēng)險評估 文獻偏倚風(fēng)險評估根據(jù)Cochrane 系統(tǒng)評價手冊5.1 版偏倚風(fēng)險評估標(biāo)準(zhǔn)[10]獨立評估。評價標(biāo)準(zhǔn)包括：(1)隨機序列生成；(2)分配隱藏；(3)對受試者、試驗人員施盲；(4)對結(jié)局評價員施盲；(5)結(jié)局數(shù)據(jù)的完整性；(6)選擇性報告；(7)其他偏倚。評價的結(jié)果為：低偏倚、高偏倚、風(fēng)險不清楚。

1.5 統(tǒng)計學(xué)處理 采用Cochrane協(xié)作網(wǎng)提供的RevMan5.3統(tǒng)計軟件進行meta分析。采用χ2檢驗判斷各研究間的異質(zhì)性，若P>0.1，I2<50%則表示各研究間同質(zhì)性較好，采用固定效應(yīng)模型；若P<0.1，I2≥50%則表示各研究間存在異質(zhì)性，采用隨機效應(yīng)模型；若異質(zhì)性過大或無法判斷異質(zhì)性來源時，則采用描述性分析。為檢驗研究結(jié)果的穩(wěn)定性，采用逐步剔除一項研究并分析剩余研究的方式行敏感性分析。采用漏斗圖進行發(fā)表偏倚分析。連續(xù)型變量資料采用加權(quán)均數(shù)差(WMD)及95%CI表示。檢驗效能α=0.05。

2 結(jié) 果

2.1 納入研究的基本特征 初步檢索獲得摘要1 501篇，Note Express 查重剔除346篇，閱讀剩余文獻的題名及摘要后剔除1 111篇，進一步閱讀全文44篇，根據(jù)納入排除標(biāo)準(zhǔn)，最終納入文獻26篇[11-36],中文3篇[28-30]，英文23篇[11-27,31-36]，納入研究對象2 602例。文獻篩選流程見圖1，納入文獻的基本特征見表1。

圖1 文獻篩選流程

2.2 納入研究的偏倚風(fēng)險評估 因該類研究難以對受試者或試驗人員實施盲法，故未對“對受試者、試驗人員施盲”進行評價，評價結(jié)果見表2。隨機序列生成方面，2個研究[29-30]采用就診順序分組的半隨機方法，判定為高偏倚，未明確交代隨機序列生成方法的判定為風(fēng)險不清楚。分配隱藏方面，6個研究[14,16-17,22,27,33]使用了分配隱藏，判定為低偏倚，其余判定為風(fēng)險不清楚。

表1 納入文獻的基本特征

T1DM:1型糖尿??；FBG:空腹血糖；2 h PBG:餐后2 h血糖；E：試驗組；C：對照組

盲法方面，1個研究[33]對結(jié)局評價員施盲，判定為低風(fēng)險；9個研究[12,14,16,22,24-25,31,35-36]明確表明未使用盲法，判定為高偏倚，其余均風(fēng)險不清楚。完整數(shù)據(jù)報告方面，除2個研究[23,26]未說明試驗組和對照組的人數(shù)外，其余研究均對有無失訪、失訪情況進行了說明，判定為低偏倚。

2.3 移動應(yīng)用程序?qū)μ悄虿』颊哐强刂频男Ч?/p>

2.3.1 對HbA1c的影響 26個研究均報道了移動應(yīng)用程序?qū)bA1c的影響，評價時間有1.5、3.0、6.0、9.0、12個月，分析隨訪終點的HbA1c，其中20個研究[11-13,15,17-22,24-25,28-31,33-36]的數(shù)據(jù)可用于meta分析。共納入患者2 038例，試驗組1 047例，對照組991例。采用隨機效應(yīng)模型(異質(zhì)性檢驗：I2=70%,P<0.01)分析，結(jié)果顯示，與常規(guī)護理相比，使用移動應(yīng)用程序的糖尿病患者的HbA1c更低[WMD=-0.43，95%CI(-0.57,-0.29),P<0.01](圖2)。3項研究[16，27，32]報道了干預(yù)前后HbA1c的差值。2項研究[23，26]未說明試驗組和對照組的研究對象例數(shù)。

2.3.2 對FBG的影響 8個研究[11-12,18,21,24,29-30,35]報道了移動應(yīng)用程序?qū)BG的影響，評價時間有1.5、3.0、6.0、9.0、12.0個月，對隨訪終點的FBG進行分析，其中5個研究[12,21,29-30,35]數(shù)據(jù)可用于meta分析。共納入患者537例，試驗組270例，對照組267例。采用固定效應(yīng)模型(異質(zhì)性檢驗：I2=28%,P=0.23)分析，結(jié)果顯示，與常規(guī)護理相比，使用移動應(yīng)用程序的糖尿病患者的FBG更低[WMD=-0.60，95%CI(-0.87,-0.33),P<0.01]，見圖3。

2.3.3 亞組分析 針對HbA1c這一指標(biāo)，就不同干預(yù)時間做亞組分析。2個研究[11,22]報道了使用移動應(yīng)用程序第1.5個月的HbA1c，固定效應(yīng)模型(異質(zhì)性檢驗：I2=0%,P=0.82)分析結(jié)果顯示，移動應(yīng)用程序和常規(guī)護理干預(yù)1.5個月時，兩組的HbA1c差異無統(tǒng)計學(xué)意義[WMD=-0.08，95%CI(-0.26，0.10),P=0.38]。4個研究[17,29,31,33]報道了使用移動應(yīng)用程序第12個月的HbA1c，隨機效應(yīng)模型(異質(zhì)性檢驗：I2=83%,P=0.000 4)分析結(jié)果顯示，移動應(yīng)用程序和常規(guī)護理干預(yù)12個月時，兩組的HbA1c差異無統(tǒng)計學(xué)意義[WMD=-0.54，95%CI(-1.13，0.06),P=0.08]。13個研究[13,15,17-18,21-22,24-25,29-30,34-36]報道了使用移動應(yīng)用程序3個月的HbA1c，隨機效應(yīng)模型(異質(zhì)性檢驗：I2=93%,P<0.01)分析結(jié)果顯示，使用移動應(yīng)用程序的患者的HbA1c比常規(guī)護理組低[WMD=-0.38，95%CI(-0.53,-0.23),P<0.01]。11個研究[12,15,17-19,21-22,28-29,33,36]報道了使用移動應(yīng)用程序6個月的HbA1c，隨機效應(yīng)模型(異質(zhì)性檢驗：I2=78%,P<0.01)分析結(jié)果顯示，使用移動應(yīng)用程序的患者的HbA1c比常規(guī)護理組低[WMD=-0.39，95%CI(-0.57,-0.21),P<0.01]。5個研究[13,15,17,20,29]報道了使用移動應(yīng)用程序9個月的HbA1c，固定效應(yīng)模型(異質(zhì)性檢驗：I2=0%,P=0.48)分析結(jié)果顯示，使用移動應(yīng)用程序的患者的HbA1c比常規(guī)護理組低[WMD=-0.52，95%CI(-0.76,-0.28),P<0.01]。

2.3.4 敏感性分析及發(fā)表偏倚 將移動應(yīng)用程序?qū)﹄S訪終點HbA1c的影響做敏感性分析，剔除喬娟等[29]的研究后效應(yīng)量最小[WMD=-0.39，95%CI(-0.53～-0.25)]，剔除BEE[22]的研究后效應(yīng)量最大[WMD=-0.46，95%CI(-0.59～-0.34)]，結(jié)果均顯示移動應(yīng)用程序與常規(guī)護理相比能降低HbA1c，表明研究結(jié)果較為穩(wěn)定。對納入HbA1c指標(biāo)的文獻做漏斗圖以分析發(fā)表偏倚，漏斗圖基本對稱，提示無明顯發(fā)表偏倚。

圖2 隨訪終點HbA1c的森林圖

圖3 隨訪終點FBG的森林圖

納入文獻隨機序列生成分配隱藏對受試者、試驗人員施盲對結(jié)局評價員施盲完整數(shù)據(jù)報告選擇性報告其他偏倚KARDAS等[11] 2016風(fēng)險不清楚風(fēng)險不清楚- 風(fēng)險不清楚低偏倚風(fēng)險不清楚風(fēng)險不清楚ZHOU等[12] 2016低偏倚風(fēng)險不清楚- 高偏倚低偏倚風(fēng)險不清楚風(fēng)險不清楚BARON等[13] 2017低偏倚風(fēng)險不清楚- 風(fēng)險不清楚低偏倚風(fēng)險不清楚風(fēng)險不清楚DRION等[14] 2015低偏倚低偏倚- 高偏倚低偏倚風(fēng)險不清楚風(fēng)險不清楚KIRWAN等[15] 2013低偏倚風(fēng)險不清楚- 風(fēng)險不清楚低偏倚風(fēng)險不清楚風(fēng)險不清楚

續(xù)表2 納入文獻的偏倚風(fēng)險評估

-：無數(shù)據(jù)

3 討 論

3.1 文獻質(zhì)量評價 納入的26篇文獻均比較了患者的年齡、性別、干預(yù)前血糖值等基線資料。隨機序列的產(chǎn)生方面，兩項研究[29-30]的序列產(chǎn)生方式為“按就診順序”，這種半隨機方法會造成較大的選擇性偏倚，因此判定為高偏倚。多數(shù)研究交代使用了隨機的方法，但隨機序列產(chǎn)生的方法未具體說明，因此風(fēng)險不清楚。結(jié)局指標(biāo)的選擇較為集中，多含有HbA1c等反應(yīng)血糖控制的結(jié)局指標(biāo)。

3.2 移動應(yīng)用程序?qū)μ悄虿』颊哐强刂频挠绊?本研究發(fā)現(xiàn)，使用移動應(yīng)用程序的糖尿病患者，第3、6、9個月的HbA1c及隨訪終點的FBG明顯比常規(guī)護理組低，將移動應(yīng)用程序應(yīng)用到糖尿病患者的管理中，能降低糖尿病患者的HbA1c和FBG，說明了移動應(yīng)用程序在血糖管理中的有效性，與CUI等[8]的研究結(jié)果一致。有研究指出，T2DM患者HbA1c每下降1%，心、腦血管疾病的患病風(fēng)險分別降低25%和11%，糖尿病腎病等微血管病變的患病風(fēng)險降低29%[37]。因此，使用移動應(yīng)用程序可能改善患者的預(yù)后。

所納入的研究最短干預(yù)時間為1.5個月，亞組分析結(jié)果顯示，第1.5個月時試驗組和對照組的HbA1c水平差異無統(tǒng)計學(xué)意義，可能的原因是干預(yù)時間僅6周，而HbA1c反映近8～12周的血糖控制情況，因此短期內(nèi)還未能反映出干預(yù)效果，也可能與該亞組中納入的研究太少(2篇)有關(guān)。長達12.0個月的長期干預(yù)在本研究中未見明顯效果，與宋丹等[38]研究動機性訪談對T2DM患者自我管理影響的結(jié)果相似，這符合糖尿病教育的正向效果隨時間延長而逐漸減弱的研究結(jié)論[39]，也可能是因為隨著時間的延長，患者移動應(yīng)用程序的使用率逐漸下降，或該亞組納入的研究數(shù)量不多(4篇)。但也有研究發(fā)現(xiàn)，長期干預(yù)具有良好效果，因為通過長期的干預(yù)，患者可能已全面掌握了糖尿病知識，因而血糖控制效果良好[40]。另外，一篇納入定性分析的研究顯示，試驗組和對照組的血糖控制效果未見明顯差異，可能與納入對象的基礎(chǔ)HbA1c相對較低，且隨訪時間不長有關(guān)[14,26]。另一篇研究顯示，試驗組的HbA1c水平與對照組相似，但試驗組比對照組更具成本效益[25]。因此，移動應(yīng)用程序?qū)μ悄虿』颊叩难强刂菩Ч€需更多深入的研究加以驗證。

現(xiàn)有研究顯示，移動應(yīng)用程序在糖尿病患者的血糖控制方面具有一定優(yōu)勢，其對糖尿病患者的血糖控制在中期內(nèi)效果良好，短期和長期的效果不明顯。未來還需更多設(shè)計嚴謹?shù)亩嘀行?、大樣本的隨機對照試驗進一步對移動應(yīng)用程序的優(yōu)勢及缺陷加以論證。另外，提高患者的參與度和依從性，保證信息的安全性等問題還有待進一步研究。

3.3 本研究的局限性 本研究的局限性有：(1)僅納入了公開發(fā)表的隨機對照試驗，且只采用漏斗圖分析，因此可能存在發(fā)表偏倚。(2)僅分析了移動應(yīng)用程序?qū)μ悄虿』颊逪bA1c和FBG的影響，未對自我管理行為、并發(fā)癥的發(fā)生率、成本效益比等其他指標(biāo)進行分析，不能綜合評價移動應(yīng)用程序。(3)部分數(shù)據(jù)為軟件提取或轉(zhuǎn)換后獲得，可能與原始數(shù)據(jù)存在一定偏差。(4)各研究使用的APP種類不一，因此很難嚴格地歸類清楚，可能導(dǎo)致異質(zhì)性增加。