王潔 鄭燕 張陽 魏雨杉 袁冬梅 劉思惠

慢性腎臟病（CKD）是一種由腎功能不可逆喪失引起的進行性疾病，全球患病率高達9.1%，其中中國CKD 患者約占1.3 億[1]。CKD 患者若未得到及時有效的治療，最終會轉(zhuǎn)入終末期腎病（ESRD）。維持性血液透析（MHD）是目前一種最常見的、重要的維持ESRD 患者生命的腎臟替代療法[2]。MHD雖然延長了患者的生命，但長期透析容易出現(xiàn)電解質(zhì)紊亂、營養(yǎng)不良、高血壓、心血管疾病等并發(fā)癥[1,3]，導(dǎo)致患者焦慮、抑郁等負性情緒的產(chǎn)生。研究表明，MHD 患者的焦慮發(fā)生率為25.9%[4]，抑郁的發(fā)生率高達85%[5]，而持續(xù)的負性情緒嚴重影響MHD 患者的治療依從性和生活質(zhì)量[6-7]。正念干預(yù)（MBIs）是指將注意力有目的、有意識的專注當下，但對當下的一切觀念都不做評判的覺知[8]，主要包括正念認知療法（MBCT）、正念減壓療法（MBSR）和正念冥想[9]。正念干預(yù)已被廣泛應(yīng)用癌癥[10]，冠心病[11]、腦卒中[12]等多個慢性病領(lǐng)域，效果得到證實。但正念干預(yù)對MHD 患者影響的研究較少，且在干預(yù)效果方面仍存在爭議[13]。目前，未檢索到正念干預(yù)對MHD 患者干預(yù)效果的Meta 分析。因此，本研究就正念干預(yù)對MHD 患者負性情緒、治療依從性及生活質(zhì)量影響進行Meta 分析，以期為臨床實踐提供循證依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 納入與排除條件

納入條件：研究對象年齡≥18 歲；接受規(guī)律血液透析治療≥3 個月；研究類型為隨機對照試驗（RCT）。干預(yù)措施為試驗組采用正念干預(yù)；對照組采用常規(guī)護理或心理護理。結(jié)局指標為焦慮、抑郁、治療依從性、生活質(zhì)量。排除條件：重復(fù)發(fā)表的文獻；無法獲取全文的文獻；會議論文；非中、英文文獻；數(shù)據(jù)不完整或前后矛盾的文獻；偏倚風(fēng)險高，質(zhì)量評價為C 級的文獻。

1.2 文獻檢索策略

計 算 機 檢 索CINAHL、 Embase、Cochrane Library、Web of Science、PubMed、中國生物醫(yī)學(xué)文獻數(shù)據(jù)庫（CBM）、萬方數(shù)據(jù)庫、中國知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫（CNKI）、維普數(shù)據(jù)庫有關(guān)正念干預(yù)應(yīng)用于MHD 患者的文獻，檢索的時限為建庫至2022年8 月2 日。檢索詞采用主題詞與自由詞相結(jié)合的方式。中文檢索詞為“正念/正念減壓/正念認知/正念療法/正念干預(yù)/冥想”“腎透析/血液透析/維持血液透析/血透患者”。英文檢索詞為“mindfulness / mindfulness intervention/ mindfulnessbased interventions/ mindfulness-based stress reduction/mindfulness-based cognitive therapy/ meditation”“dialysis/ renal dialysis/renal dialyses/ hemodialysis/hemodialyses /maintenance hemodialysis/ extracorporeal dialyses / extracorporeal dialysis”。

1.3 文獻篩選及提取

文獻由2 名研究人員根據(jù)納入和排除標準獨立篩選、提取和交叉檢查。如有分歧，由第3 名研究人員仲裁。文獻篩選時排除重復(fù)文獻后，閱讀標題和摘要排除不相關(guān)的文獻，然后閱讀全文確定是否納入。文獻資料提取內(nèi)容包括：作者、年份、國家、樣本量、干預(yù)措施、干預(yù)時間、結(jié)局指標和評估工具。

1.4 文獻質(zhì)量評價

納入文獻的質(zhì)量由2 名研究者按照Cochrane系統(tǒng)評價手冊5.1.0 中推薦的RCTs 偏倚風(fēng)險評估工具[14]獨立評估，包括隨機序列的產(chǎn)生、分配隱藏、研究對象及干預(yù)者盲法、結(jié)果測評者實施盲法、 結(jié)局指標數(shù)據(jù)的完整性、選擇性報告情況、其他偏倚7 個條目；如有異議，請第3 名研究者裁決。每個條目用“低風(fēng)險”“高風(fēng)險”“不清楚”進行評價，符合上述所有標準，等級為A 級；部分符合上述標準，等級為B 級；不符合上述所有標準，等級為C 級。

1.5 數(shù)據(jù)分析方法

采 用RevMan 5.4 軟 件 進 行Meta 分 析， 若P＞0.1、I2＜50%表明無明顯異質(zhì)性，選擇固定效應(yīng)模型進行分析；若P＜0.1、I2≥50%表明存在異質(zhì)性，采用隨機效應(yīng)模型進行Meta 分析。采用敏感性分析驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，檢驗水準α=0.05，以P＜0.05為差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。無法合并的研究采用描述性分析。

2 結(jié)果

2.1 文獻篩選流程及結(jié)果

通過檢索數(shù)據(jù)庫獲得相關(guān)文獻372 篇，采用EndnoteX9 和人工去除重復(fù)文獻177 篇，閱讀文題和摘要后，排除不相關(guān)的文獻152 篇，閱讀43 篇全文后，最終納入文獻12 篇[15-26]，其中，中文文獻8 篇，英文文獻4 篇。研究樣本例數(shù)共957 例， 試驗組473 例，對照組484 例。文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選流程圖

2.2 納入文獻的基本特征（表1）

表1 納入文獻的基本特征

2.3 納入文獻方法學(xué)質(zhì)量評價（表2）

表2 納入文獻的方法學(xué)質(zhì)量評價

2.4 Meta 分析結(jié)果

2.4.1 正念干預(yù)對MHD 患者焦慮影響 9 項研究[15,17-24]報告了正念干預(yù)對MHD 患者焦慮的影響。各研究間異質(zhì)性較大（P＜0.001，I2=92%），Meta 分析結(jié)果顯示：SMD=-1.24，95%CI：-1.83～-0.66，正念干預(yù)能改善MHD 患者的焦慮情緒，組間差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.001）。根據(jù)不同的干預(yù)形式進行亞組分析，7 項研究[15,17-22]采用正念減壓療法，結(jié)果顯示：各研究間異質(zhì)性較大（P＜0.001，I2=91%）。采用敏感性分析剔除柴聳豪等[15]和梁萍萍等[17]的研究后，異質(zhì)性有所降低（P＜0.001，I2=65%），采用隨機效應(yīng)模型進行Meta 分析，結(jié)果顯示：SMD=-1.14，95%CI：-1.48～-0.81,說明試驗組和對照組MHD 患者焦慮評分差異仍具有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.001），Meta 分析結(jié)果較為穩(wěn)健。1 項研究[23]采用正念冥想療法對MHD 患者進行干預(yù)，結(jié)果顯示：試驗組和對照組均降低了MHD 患者的焦慮水平（P=0.1）。1 項研究[24]采用正念認知療法對MHD 患者進行干預(yù)，兩組焦慮水平比較差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.91）。見圖2。

圖2 不同干預(yù)形式對MHD 患者焦慮影響的亞組分析

2.4.2 正念干預(yù)對MHD 患者抑郁情緒的影響 9 項研究[15,17-24]報告了正念干預(yù)對血液透析患者抑郁的影響。各研究間異質(zhì)性較大（P＜0.001，I2=87%），Meta 分析結(jié)果顯示：SMD=-0.99，95%CI：-1.44～-0.54，正念干預(yù)能減少MHD 患者的抑郁情緒，組間差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.001）。根據(jù)不同的干預(yù)形式進行亞組分析，7 項研究[15,17-22]采用正念減壓療法，各研究間異質(zhì)性較大（P＜0.001，I2=86%），采用敏感性分析，剔除朱美娟等[20]和魯美蘇[22]的研究后，異質(zhì)性降低（P＜0.001，I2=47%）,采用固定效應(yīng)模型進行Meta 分析結(jié)果顯示：SMD=-1.54，95%CI：-1.75～-1.33,試驗組和對照組MHD 患者抑郁評分差異仍具有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.001），Meta分析結(jié)果較為穩(wěn)健。1 項研究[24]采用正念認知療法對MHD 患者進行干預(yù)，結(jié)果顯示：試驗組和對照組差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.62）,兩組均降低了MHD 患者抑郁水平。1 項研究[23]采用正念冥想進行干預(yù)，兩組患者抑郁水平比較差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.45）。見圖3。

圖3 不同干預(yù)形式對MHD 患者抑郁影響的亞組分析

2.4.3 正念干預(yù)對MHD 患者治療依從性的影響 4項研究[16-17,19-20]報告了正念干預(yù)對MHD 患者治療依從性的影響。3 項研究[16-17,19]可納入Meta 分析，各研究間無異質(zhì)性（P=0.52，I2=0），故采用固定效應(yīng)模型。Meta 分析結(jié)果顯示：MD=9.24，95%CI：7.43～11.05,與對照組相比,正念干預(yù)可以提高MHD 患者治療依從性，組間差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.001）。見圖4。朱美娟等[20]的研究采用描述性分析，結(jié)果顯示：試驗組患者對透析方案、藥物使用的依從性均優(yōu)于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），但是飲食水分控制依從性兩組情況幾乎相同，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）。

圖4 正念干預(yù)對MHD 患者治療依從性的影響

2.4.4 正念干預(yù)對MHD 患者生活質(zhì)量的影響 4 項研究[16,22,25-26]探討了正念干預(yù)對MHD 患者生活質(zhì)量的影響。對可合并的2 項[25-26]研究進行Meta 分析，各研究間無異質(zhì)性（P=0.93，I2=0），故采用固定效應(yīng)模型。Meta 分析結(jié)果顯示：SMD=0.18 ，95%CI：-0.18～0.53，試驗組和對照組的MHD 患者的生活質(zhì)量改變無統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.33）。見圖5。2 項研究[16,22]進行描述性分析，甘曉英等[16]采用世界衛(wèi)生組織生命質(zhì)量測定量表（WHOQOL-BREF）對患者生活質(zhì)量進行測評，結(jié)果顯示，干預(yù)組的生活質(zhì)量評分高于對照組，差異具有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.01）。魯美蘇[22]使用SF-12 健康量表測量正念干預(yù)對MHD 患者生活質(zhì)量的影響，結(jié)果顯示，試驗組SF-12各項條目得分均高于對照組（P＜0.05）。

2.5 發(fā)表偏倚

各結(jié)局指標納入的研究均少于10 篇,無法繪制漏斗圖分析發(fā)表偏倚,但是不能排除存在發(fā)表偏倚的可能。

3 討論

3.1 納入研究的方法學(xué)質(zhì)量評價

本研究納入的12 項研究中，8 項研究[15-16,19-24]描述了隨機分組的方法。2 項研究[23-24]報告了分配隱藏方案及對干預(yù)對象、干預(yù)者、結(jié)果測評者實施盲法,其余研究未提及，存在一定的選擇偏倚。另外，僅4 項研究[22-25]報告了失訪和退出情況，存在較高的失訪偏倚?？傮w而言，2 項研究[23-24]質(zhì)量等級為A 級，10 項研究[15-22,25-26]質(zhì)量等級為B 級。所有研究均比較了試驗組和對照組的年齡、性別等基線資料，具有可比性。因此，本研究納入的文獻質(zhì)量中等，Meta 分析結(jié)果具有一定的參考價值。

3.2 正念干預(yù)能改善維持性MHD 患者焦慮及抑郁情緒

本研究結(jié)果顯示,正念干預(yù)有助于改善MHD 患者焦慮及抑郁情緒，這與Razzera 等[27]的系統(tǒng)評價分析結(jié)果一致。從積極心理學(xué)角度解釋機制如下：監(jiān)控和接納理論（MAT）認為，注意力監(jiān)控和接納是正念的基本組成部分，注意力監(jiān)控是對當下感官和知覺的持續(xù)意識，是一種增強對當前體驗的意識的技能，而接納則以平和、開放的、不加評判的心態(tài)看待當下的意識。當負性情緒出現(xiàn)時，它們會被注意和接受，而不是回避和抗拒[28]。即正念干預(yù)通過訓(xùn)練提高個體注意力監(jiān)控能力和接納的水平從而提高其情緒調(diào)節(jié)能力，減少其情緒反應(yīng)達到改善焦慮和抑郁情緒的目的[28-29]。 但納入本研究的兩項隨機對照試驗[23-24]發(fā)現(xiàn)，正念干預(yù)對MHD 患者焦慮和抑郁水平改善不明顯，這可能與以下原因有關(guān)：Nassim 等[24]的研究對照組采用健康增強計劃（HEP），而其他納入的研究均采取常規(guī)護理或基礎(chǔ)心理指導(dǎo)等被動對照。HEP 作為一種主動、積極的對照，包括有氧運動、食物日志、音樂課程、繪畫享受等為期8 周的課程，類似于結(jié)構(gòu)化心理教育計劃，是專門為正念干預(yù)提供的對照[30]。因此，當試驗組與對照組都為積極對照，且結(jié)果都為陽性時，可能會使合并效應(yīng)量的效果減弱。而Thomas 等[23]的研究納入的人群均為中重度抑郁患者，患者較高的抑郁水平可能會導(dǎo)致干預(yù)效果不顯著。也可能與Nassim 等[24]和Thomas 等[23]研究干預(yù)措施和國內(nèi)研究不相有關(guān)。另外，所有納入的研究均為正念干預(yù)后即刻效果，未對患者進行長期隨訪，因此，正念干預(yù)對MHD 患者長期的效應(yīng)仍需進一步研究。建議未來開展更多高質(zhì)量針對不同干預(yù)措施類型、不同積極心理對照、不同抑郁程度的患者進行更深入的研究，同時進行長期隨訪來探討正念干預(yù)的長期效果。

3.3 正念干預(yù)能提高MHD 患者治療依從性

本Meta 分析結(jié)果顯示，正念干預(yù)可以提高MHD 患者治療依從性。研究表明[31-35]，焦慮及抑郁狀態(tài)和MHD 患者依從性呈負相關(guān)，而高正念水平降低了患者焦慮及抑郁情緒等不良情緒,從而提高了患者的依從性。另外，從神經(jīng)學(xué)機制角度來看，有效的正念能激活與動機產(chǎn)生和維持密切相關(guān)的前扣帶皮層區(qū)域[36-37]，從而提高MHD 患者對治療的積極性。本Meta 分析結(jié)果與以上觀點一致。但本研究僅納入了4 項隨機對照試驗，且都為國內(nèi)研究，結(jié)果可能存在一定的不穩(wěn)定性，建議未來開展更多針對不同人種、不同文化背景人群的研究，驗證其干預(yù)效果。

3.4 正念干預(yù)對MHD 患者生活質(zhì)量的影響尚不確定

本Meta 分析結(jié)果表明，正念干預(yù)對MHD 患者的實施效果尚不確定，僅較小幅度提高了患者的生活質(zhì)量，與Razzera[27]等的系統(tǒng)評價結(jié)果不一致。這可能與Razzera 等[27]的研究中納入了腎移植的患者有關(guān)，腎移植患者由于腎臟功能的恢復(fù)，其生活質(zhì)量會顯著提高。雖然正念干預(yù)對MHD 患者生活質(zhì)量影響無統(tǒng)一定論，但有研究[38-39]表明，正念練習(xí)能夠調(diào)節(jié)人體的自主神經(jīng)系統(tǒng)，減少壓力荷爾蒙的產(chǎn)生，正念的實踐增強了與適應(yīng)性壓力應(yīng)對有關(guān)的一系列生物行為因素，并誘導(dǎo)了自我可塑性，不在給予自己壓力及消極的自我暗示，從而增強了患者在逆境中找到意義的能力，用積極的生活態(tài)度面對疾病，使患者生活質(zhì)量提高。因此，建議未來的研究中仍需進一步完善研究設(shè)計的合理性，驗證正念干預(yù)對患者生活質(zhì)量的影響。

3.5 研究的局限性

本研究只納入了中英文文獻，未納入其他語種及灰色文獻，存在發(fā)表偏倚的可能；且納入的文獻中只有3 項研究使用CONSORT 流程圖描述了隨機化的過程和失訪情況，存在一定的選擇偏倚；另外，同一結(jié)局指標評估工具不統(tǒng)一，各別研究樣本量小，干預(yù)措施描述不夠具體，對培訓(xùn)人員專業(yè)性及資質(zhì)未提及等，增加了異質(zhì)性來源。未來隨機對照試驗應(yīng)規(guī)范研究設(shè)計，使用CONSORT 清單描述隨機化和失訪情況，詳細描述干預(yù)措施，以最大程度地減少總體偏倚風(fēng)險[40]。同時，正念干預(yù)作為一種積極心理學(xué)療法，需要專業(yè)資質(zhì)人員對患者進行培訓(xùn)、指導(dǎo)，以確保納入研究的保真度。

4 小結(jié)

本Meta 分析結(jié)果表明，正念干預(yù)可以改善MHD患者的焦慮、抑郁情緒，提高其治療依從性，但對患者生活質(zhì)量影響有待進一步研究。因此，未來需要更多大樣本、多中心、不同國家的高質(zhì)量研究，進一步驗證正念干預(yù)對MHD 患者生活質(zhì)量的影響。