預(yù)前照護(hù)計劃干預(yù)效果的Meta分析

孫艷 屈媛媛

（天津醫(yī)科大學(xué)總醫(yī)院，天津 300052）

預(yù)前照護(hù)計劃 （Advance care planning,ACP）是指在當(dāng)事人有決策能力時通過與醫(yī)務(wù)人員和親友進(jìn)行商討，對自己將來喪失決策能力時接受何種治療預(yù)先做出指示和安排的過程[1]。用來表達(dá)本人醫(yī)療意愿的文件被稱為預(yù)先指示（Advance Directives,AD）。AD 曾被譯作預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計劃、醫(yī)療預(yù)立意愿、預(yù)先醫(yī)療指示、預(yù)設(shè)醫(yī)療指示等，因法學(xué)論文中采用預(yù)先指示的譯法，本文與之保持一致。AD 包括生前預(yù)囑 （Living Will,LW） 和預(yù)立醫(yī)療代理人（Durable Power of Attorney for Health Care,DPAHC）。生前預(yù)囑是具有法律效力的文件，患者就接受或拒絕各種延長生命的醫(yī)療措施（如心肺復(fù)蘇、氣管插管、機(jī)械通氣等）做出書面指示[2]。預(yù)立醫(yī)療代理人作為生前預(yù)囑的補(bǔ)充，在患者喪失醫(yī)療決策能力時根據(jù)患者的個人價值觀和個人意愿，通過具有法律效力的文件代替患者作出醫(yī)療決定[3]。AD 源于20世紀(jì)60年代的美國，并于1991年通過《病人自決法案》（Patient Self-Determination Act）得到推廣[3]。隨后，加拿大、意大利、英國、法國、丹麥、瑞典、荷蘭、新西蘭、西班牙、中國臺灣等國家和地區(qū)也對AD 進(jìn)行了立法[3-7]。預(yù)前照護(hù)計劃強(qiáng)調(diào)尊重患者的知情同意權(quán)及自主決策權(quán)，確保當(dāng)患者無法做出任何醫(yī)療決定時其預(yù)先制定的意愿能被尊重，避免因臨終階段如何治療而引發(fā)倫理爭端。國外研究中預(yù)前照護(hù)計劃干預(yù)的有效性已在老年人[8]、慢性病患者[9]、癌癥患者[10]等人群中得到證實(shí)，但國內(nèi)相關(guān)研究還處于起步階段，且是否適用于中國的臨床實(shí)踐值得商榷。本研究應(yīng)用Meta分析，評價預(yù)前照護(hù)計劃干預(yù)（以下簡稱ACP 干預(yù)）的應(yīng)用效果，為我國預(yù)前照護(hù)計劃的構(gòu)建和臨床實(shí)踐提供循證依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn) ①研究對象：年滿18 周歲以上有自主決策能力者；②干預(yù)措施：干預(yù)組接受ACP 干預(yù)項(xiàng)目，對照組為常規(guī)護(hù)理，不提供ACP 干預(yù)；③納入文獻(xiàn)為中文或英文；④研究設(shè)計主要或次要結(jié)局指標(biāo)改善。

1.2 結(jié)局指標(biāo)

1.2.1 主要結(jié)局指標(biāo) ①AD 簽署率，指接受干預(yù)后患者是否簽署表達(dá)本人醫(yī)療意愿的文件，即簽署生前預(yù)囑法律文件或指定預(yù)立醫(yī)療代理人；②預(yù)測準(zhǔn)確率，計數(shù)當(dāng)事人及代理人在分別填寫治療意向表[11]（Statement of Treatment Preference，STP）時選擇一致的條目數(shù)，相同的條目數(shù)越多代表代理人預(yù)測當(dāng)事人治療意愿的準(zhǔn)確率越高；③決策沖突，即患者做決定時的困難程度，指標(biāo)為決策沖突量表[12]（Decision-Making Conflict Scale，DMCS）得分。

1.2.2 次要結(jié)局指標(biāo) ①AD 接受度，指患者傾向于接受預(yù)前照護(hù)計劃，能主動與醫(yī)務(wù)人員或家屬討論AD相關(guān)事項(xiàng)；②AD 認(rèn)知水平，評價患者對AD 的認(rèn)知情況；③焦慮癥狀指標(biāo)為焦慮自評量表（SAI）得分。

1.3 文獻(xiàn)排除標(biāo)準(zhǔn) ①原始文獻(xiàn)中的統(tǒng)計學(xué)數(shù)據(jù)無法轉(zhuǎn)化和使用；②重復(fù)收錄的文獻(xiàn); ③NOS 評分低于5 分。

1.4 文獻(xiàn)檢索 本研究檢索了建庫至今公開發(fā)表的中/英文隨機(jī)對照試驗(yàn)文獻(xiàn)。以英文關(guān)鍵詞“Advance Care Planning”、“Advance Directive*”、“Living Will”、“Durable Power of Attorney for Health Care”、“Random*” 在 Cochrane 圖書館、Pubmed、EMbase 數(shù)據(jù)庫中檢索。中文檢索詞“預(yù)前照護(hù)計劃”、“ 預(yù)先指示”、“ 生前預(yù)囑”、“ 預(yù)立醫(yī)療代理人”、“隨機(jī)” 在中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫（CBM）、中國知網(wǎng)(CNKI)和萬方數(shù)據(jù)庫中檢索。

1.5 文獻(xiàn)質(zhì)量評價和資料提取 由2 名研究者獨(dú)立閱讀文獻(xiàn)的標(biāo)題、摘要進(jìn)行初步篩選以確定是否符合納入標(biāo)準(zhǔn)。對難以確定是否納入本研究的文獻(xiàn)請第三方來評議。2 位研究者采用Cochrane 協(xié)作網(wǎng)評價偏倚風(fēng)險工具對文獻(xiàn)質(zhì)量進(jìn)行評定，內(nèi)容包括：隨機(jī)序列的產(chǎn)生，分配隱藏，對受試者、研究人員與結(jié)局評價者施盲，結(jié)局?jǐn)?shù)據(jù)的完整性，選擇性結(jié)局報告，其他偏倚來源。每個方面均采用“低風(fēng)險”、“不清楚”和“高風(fēng)險”來評價。用統(tǒng)一表格提取所有研究的數(shù)據(jù)，包括：研究的基本情況、樣本量、干預(yù)方法、干預(yù)時間和結(jié)局指標(biāo)。

1.6 統(tǒng)計學(xué)分析 首先通過卡方檢驗(yàn)確定研究間是否存在異質(zhì)性，當(dāng)研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（P＞0.1,I2＜50%）時，選用固定效應(yīng)模型；當(dāng)研究間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（P＜0.1,I2≥50%）時，選用隨機(jī)效應(yīng)模型。評價指標(biāo)為二分類資料時采用比值比（OR），評價指標(biāo)為連續(xù)性變量時采用加權(quán)均數(shù)差（WMD），兩者均以95%可信區(qū)間（CI）表示。

2 結(jié)果

2.1 納入研究的基本情況 通過計算機(jī)共檢索到相關(guān)文獻(xiàn)846 篇，其中中文文獻(xiàn)0 篇，英文文獻(xiàn)846篇。經(jīng)過篩選，最終納入文獻(xiàn) 14 篇[8-21]，共計 4 610例，見圖1。納入文獻(xiàn)的基本特征見表1，文獻(xiàn)方法學(xué)質(zhì)量評價見圖2。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖

圖2 文獻(xiàn)方法學(xué)質(zhì)量評價

表1 納入研究的基本特征

2.2 Meta 分析結(jié)果

2.2.1 AD 簽署率 10 篇文章[8-10,13-17,21]以患者是否簽署預(yù)先指示作為結(jié)局指標(biāo)，其中有2 篇文獻(xiàn)至少有兩組干預(yù)組[8，9]。采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行 Meta 分析（圖3）。結(jié)果顯示，干預(yù)組簽署預(yù)先指示的患者多于對照組[OR=3.50，95%CI（1.89，6.51），P<0.01]。

圖3 干預(yù)組和對照組簽署預(yù)先指示的比較

2.2.2 預(yù)測準(zhǔn)確率 該結(jié)局指標(biāo)納入 2 篇文獻(xiàn)[11，12]。同質(zhì)性檢驗(yàn)P=0.92，I2=0%，其中有1 篇文獻(xiàn)[12]有兩組干預(yù)組。采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta 分析（圖4）。結(jié)果顯示，干預(yù)組代理人預(yù)測當(dāng)事人治療意愿的準(zhǔn)確性高于對照組[OR=3.58，95%CI（1.72，7.45），P=0.0007]。

2.2.3 決策沖突 3 篇文獻(xiàn)[11，12,20]以患者決策沖突作為結(jié)局指標(biāo)。同質(zhì)性檢驗(yàn)P=0.22，I2=32%，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta 分析（圖5）。結(jié)果顯示，干預(yù)組與對照組差異無統(tǒng)計學(xué)意義[WMD= -0.02，95%CI（-0.15，0.11），P=0.75]。

圖4 干預(yù)組和對照組代理人預(yù)測準(zhǔn)確率的比較

圖5 干預(yù)組和對照組決策沖突的比較

2.2.4 AD 接受度 4 篇文獻(xiàn)[8,15-17]報道了患者的AD接受情況。Landry 等[15]調(diào)查發(fā)現(xiàn)干預(yù)1 個月后干預(yù)組和對照組對AD 相關(guān)問題進(jìn)行討論的人數(shù)比例分別為 73%和 57%（P=0.02）；Grimaldo[16]的研究發(fā)現(xiàn) 87%的干預(yù)組患者報告自己在接受干預(yù)之后展開了對AD 問題的討論，而對照組僅有66%的患者對該問題進(jìn)行了探討（P=0.001）；Dexter[8]的研究顯示干預(yù)組對探討AD 相關(guān)問題的人數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于對照組 [OR=7.7，95%CI（3.4，18），P<0.001]。

2.2.5 AD 認(rèn)知水平 有 4 篇文獻(xiàn)[8-10,18，19]報道了 AD認(rèn)知狀況，但是ACP 干預(yù)是否可以提高患者的AD認(rèn)知水平結(jié)論還不一致。Epstein 等[10]的研究顯示干預(yù)組患者在接受干預(yù)后其AD 認(rèn)知水平顯著提高（P<0.001），與 Schwartz 等[18]的研究一致；Kircbboff等[19]通過一個信效度良好的10 條目問卷調(diào)查慢性病患者的AD 知識水平，發(fā)現(xiàn)干預(yù)組得分比雖然比對照組高但是兩組差別程度不大；Song 等[11]的研究顯示干預(yù)組和對照組AD 知識水平變化不大。

2.2.6 焦慮癥狀 2 篇文獻(xiàn)[11,18]報道了患者的焦慮情況。均指出干預(yù)組在接受干預(yù)之后并未產(chǎn)生焦慮癥狀，說明ACP 干預(yù)不會給患者帶來心理精神壓力。

3 討論

3.1 納入研究的方法學(xué)質(zhì)量分析 本研究納入14 篇英文文獻(xiàn)。所有納入文獻(xiàn)在結(jié)局?jǐn)?shù)據(jù)的完整性、選擇性結(jié)局報告兩個方面均處于“低風(fēng)險水平”；所有研究均為隨機(jī)對照試驗(yàn)，但7 篇文獻(xiàn)未注明具體方法；6 篇文獻(xiàn)分配隱藏處于“低風(fēng)險水平”，其余文獻(xiàn)分配隱藏不清楚；4 篇文獻(xiàn)研究者和受試者盲法處于 “低風(fēng)險水平”，1 篇文獻(xiàn)的研究者和受試者盲法處于“高風(fēng)險水平”；9 篇文獻(xiàn)對結(jié)局評價者施盲，1 篇文獻(xiàn)對結(jié)局評價者施盲處于“高風(fēng)險水平；大部分文獻(xiàn)都報告了其他偏倚來源，3 篇文獻(xiàn)的其他偏倚來源不清。

3.2 主要干預(yù)效果

3.2.1 預(yù)先指示簽署率 隨著醫(yī)學(xué)科學(xué)技術(shù)的發(fā)展，越來越多的臨終患者可以依靠醫(yī)療技術(shù)延長生命，但更多是延長死亡過程，增加痛苦[22]。預(yù)前照護(hù)計劃的出現(xiàn)可在一定程度上改善這一現(xiàn)象。預(yù)前照護(hù)計劃以尊重患者的知情同意權(quán)及自主決策權(quán)為出發(fā)點(diǎn)，順應(yīng)臨終關(guān)懷理念，旨在讓患者有醫(yī)療決策能力時做出對自身最有利的醫(yī)療選擇。然而，目前相關(guān)研究表明預(yù)前照護(hù)計劃的知曉率和實(shí)際簽署率并不理想。Siu 等[23]對448 名香港大學(xué)醫(yī)學(xué)生的調(diào)查指出，僅有30%的學(xué)生能充分理解預(yù)先指示的含義，接近90%的學(xué)生對預(yù)先指示未有準(zhǔn)備意識。倪平等[24]調(diào)查武漢市31所養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的老年人，其中僅有4.9%的老年人聽說過預(yù)先指示，近70%的老年人不愿意簽署預(yù)先指示或拒絕回答相關(guān)問題。研究[25，26]表明，ACP 干預(yù)在實(shí)施的過程中讓患者對預(yù)先指示的內(nèi)容與理念有了全面的認(rèn)識，不僅可以加強(qiáng)醫(yī)患之間的交流與討論促進(jìn)患者治療方案的形成，同時更能夠有效地推動患者簽署預(yù)先指示為未來的治療做出指示。本研究結(jié)果與上述研究一致，認(rèn)為ACP 干預(yù)可以提高預(yù)先指示的簽署率，促進(jìn)患者簽署預(yù)先指示表達(dá)個人生命意愿。擁有一份預(yù)先指示對患者來說，不僅可以讓醫(yī)務(wù)人員了解患者的意愿，提高患者生命質(zhì)量，同時也避免了醫(yī)療資源浪費(fèi)、減輕了家庭和社會負(fù)擔(dān)。

3.2.2 預(yù)測準(zhǔn)確率 當(dāng)患者本人喪失決策能力時，重要的醫(yī)療決策就由其指定的“第二決策者”即代理人來制定。Bravo 等[27]指出，臨床實(shí)踐中許多醫(yī)務(wù)人員相信當(dāng)患者喪失決策能力時其代理人有能力做出正確的決策。但 Barrio-Cantalejo 等[3]研究發(fā)現(xiàn)，代理人預(yù)測患者意愿的準(zhǔn)確率為62.83%，意味著仍有接近40%的機(jī)會預(yù)測錯誤，因此如何提高代理人預(yù)測的準(zhǔn)確性成為諸多學(xué)者研究的重中之重。本研究結(jié)果顯示，ACP 干預(yù)可以提高預(yù)立醫(yī)療代理人對患者的疾病狀況、價值觀、信仰及個人意愿的理解，使決策結(jié)局更符合患者本人的愿望，顯著提高代理人預(yù)測當(dāng)事人治療意愿的準(zhǔn)確性。

3.2.3 決策沖突 預(yù)設(shè)醫(yī)療照護(hù)計劃概念的提出使患者主動參與到治療方案形成的過程之中并掌握涉及個人生命健康的治療選擇權(quán)，若沒有充分的準(zhǔn)備意識當(dāng)事人容易陷入決策沖突而嚴(yán)重阻礙醫(yī)療工作的順利運(yùn)行。決策沖突的產(chǎn)生可能與AD 認(rèn)知水平不高有關(guān)。多數(shù)患者希望參與到治療的決策過程中，但由于對醫(yī)學(xué)知識和疾病信息缺乏理解辨別能力，嚴(yán)重影響了患者參與治療的積極性。Meta 分析顯示，ACP干預(yù)并沒有降低患者的決策沖突，干預(yù)組與對照組差異無統(tǒng)計學(xué)意義。由于納入該結(jié)局指標(biāo)的文獻(xiàn)只有3篇[11，12，20]，因此關(guān)于 ACP 干預(yù)對患者決策沖突的影響仍需更多大樣本多中心的隨機(jī)對照試驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。

3.3 次要指標(biāo)干預(yù)效果評價 次要指標(biāo)干預(yù)效果研究顯示，ACP 干預(yù)可以提高患者AD 接受度，不會使患者產(chǎn)生心理精神的壓力，但證據(jù)尚不足以證明干預(yù)可以改善 AD 認(rèn)知水平。Houben 等[28]在 2014年發(fā)表的關(guān)于ACP 的meta 分析結(jié)果顯示ACP 干預(yù)增加了患者討論AD 相關(guān)問題的可能性[OR =2.82，95%CI（2.09，3.79），P<0.00001]，未發(fā)現(xiàn)任何干預(yù)引起焦慮抑郁癥狀的證據(jù)，干預(yù)是否可以提高認(rèn)知水平結(jié)論還不一致。本研究結(jié)果與Houben[28]的研究一致。預(yù)前照護(hù)計劃可以引發(fā)患者思考未來想要什么樣的治療護(hù)理，激發(fā)患者對AD 問題進(jìn)行探討增加預(yù)前指示簽署的可能性。對于AD 認(rèn)知水平情況研究間結(jié)果不一致的原因可能與研究對象的基線資料不平衡、評價工具各異、干預(yù)時間不一致等因素有關(guān)。

3.4 局限性 本次Meta 分析存在一定的局限性。首先，僅檢索中/英文文獻(xiàn)，存在收錄不全的情況；其次，評價ACP 干預(yù)后其他測量指標(biāo)有重要意義，如醫(yī)患交流質(zhì)量、患者對醫(yī)療保健服務(wù)滿意度等，由于評價標(biāo)準(zhǔn)不一或無原始數(shù)據(jù)，無法進(jìn)行合并分析；第三，部分研究樣本量較小干預(yù)時間不詳，可能對本研究結(jié)果的可靠性產(chǎn)生影響；第四，分析AD 簽署率指標(biāo)時Meta 分析結(jié)果顯示研究見異質(zhì)性較高，沒有探討異質(zhì)性來源。

4 小結(jié)

本Meta 分析結(jié)果提示，ACP 干預(yù)在促進(jìn)患者簽署預(yù)先指示、提高代理人對當(dāng)事人治療意愿預(yù)測的準(zhǔn)確性、提高AD 接受度上是有效的，但對患者決策沖突和認(rèn)知水平的影響還有待于進(jìn)一步探討。鑒于本研究的局限性，建議今后的研究進(jìn)行多中心、大樣本的隨機(jī)對照試驗(yàn)，為預(yù)前照護(hù)計劃的臨床實(shí)踐提供更有力的證據(jù)支持。