身心鍛煉干預抑郁癥有效性的Meta分析

楊劍，梁艷，邱卓英，吳銘，李安巧

1.華東師范大學體育與健康學院，上海市 200241；2.華東師范大學“青少年健康評價與運動干預”教育部重點實驗室，上海市 200241；3.中國康復研究中心/中國康復科學所康復信息研究所，北京市 100068；4.世界衛(wèi)生組織國際分類家族中國合作中心，北京市 100068；5.中國ICF 研究院，山東濰坊市 261000；6.中國智力和發(fā)展性殘疾分級、評估與康復（運動）重點實驗室，鄭州大學，河南鄭州市450001

抑郁癥是全球發(fā)病率最高的精神障礙之一，臨床表現(xiàn)為持續(xù)性情緒低落、認知能力受損、睡眠改變、食欲下降和出現(xiàn)自殺意念等[1]。全球近3 億人遭受抑郁癥困擾，且臨床罹患率仍逐年升高[2]。藥物療法和心理療法是抑郁癥的主要治療方式[3]，但仍存在一定問題，如藥物治療中的安慰劑效應[4]和副作用[5]，心理治療中的羞辱感和病恥感[6]，使患者對治療的依從性低、退出率高。美國國立補充和替代醫(yī)學中心提出補充性和替代性醫(yī)學(complementary and alternative medicine,CAM)，以促進醫(yī)學的多元化并補充臨床治療的不足[7]，具體包括替代醫(yī)學體系、精神機體互動法、生物學療法、推拿按摩療法和能量療法。瑜伽、太極拳和氣功是當前較為常用的精神機體互動療法，三者都視軀體、精神和外在環(huán)境為一體，通過體式、調(diào)息、放松術(shù)和冥想等練習促進身心與外在環(huán)境的動態(tài)平衡，達成對健康的維護[8]，因三者同時為傳統(tǒng)的體育活動項目，又被稱為身心鍛煉(mind-body exercise,MBE)。

身心鍛煉可以幫助練習者減少消極情緒[9]，緩解疲勞[10]，改善睡眠質(zhì)量[11]，提升主觀幸福感[12]。研究表明身心鍛煉可以減輕不同人群的抑郁癥狀。Field等[13-14]對抑郁癥孕婦進行瑜伽干預12 周，抑郁評分顯著降低。老年女性和產(chǎn)后抑郁癥患者也有相似的結(jié)果[15-16]。太極拳和氣功多用于老年慢性病伴抑郁患者的研究中。周濤[17]采用氣功干預12周，顯著降低糖尿病抑郁患者的抑郁癥狀。Meta分析證實，身心鍛煉對非臨床抑郁者[12]、重度抑郁癥患者[18-19]和慢性病患者[20]具有積極的效應。

但也有Meta 分析表明，瑜伽并不能減輕女性癌癥伴抑郁患者[21]和產(chǎn)婦的抑郁感[22]。Liu等[23]發(fā)現(xiàn)，數(shù)周太極拳練習并未減輕練習者的抑郁癥狀。

循證醫(yī)學將研究結(jié)果間的差異來源劃分為臨床異質(zhì)性和方法學異質(zhì)性[24]。臨床異質(zhì)性是由受試者不同、干預措施差異所引起的效應量變異；這在抑郁癥干預研究中較為常見，如身心鍛煉對中老年抑郁人群的干預效應要高于其他人群[15,25]；對非臨床患者效應明顯，而對抑郁程度較高的臨床患者效應較低[26]。鍛煉項目的差異也可能影響干預效應。氣功對于健康人抑郁感的調(diào)節(jié)效果優(yōu)于太極拳[23]。劑量-效應是體育活動促進健康的熱點問題。一項Meta 分析發(fā)現(xiàn)，持續(xù)45～59 min、10～16 周的有氧運動對抑郁癥效益最明顯[27]。方法學異質(zhì)性一般由人為因素引起，通常指研究方法學質(zhì)量控制不佳。由于鍛煉干預類研究在實施中不可控因素較多，致使方法學質(zhì)量風險較高。多項研究認為，盡管得出積極的干預效應，但質(zhì)量上的欠缺可能會夸大實際效應量[12,23,28]。

本研究納入隨機對照試驗(randomized controlled trials,RCTs)，以檢驗單獨身心鍛煉和身心鍛煉聯(lián)合藥物干預抑郁癥的效應，并從受試者人口統(tǒng)計學特征、抑郁嚴重程度、干預劑量和方法學質(zhì)量4 個維度探究異質(zhì)性來源。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索

檢 索Web of Science、PubMed、EMbase、Cochrane Library、PaycINFO、SPORTDiscu、中國生物醫(yī)學(CBM)和中國知網(wǎng)(CNKI)8 個數(shù)據(jù)庫中，關(guān)于太極拳、瑜伽和氣功三項身心鍛煉干預抑郁癥的RCTs，截止時間為2018 年12 月。檢索策略為主題詞結(jié)合自由詞。英文檢索策略見表1。

1.2 文獻納入與排除

納入標準：①研究類型為RCTs，文種為中文或英文；②研究對象為18歲或以上的輕至重度抑郁癥患者，診斷符合《國際疾病分類》《中國精神疾病分類方案與診斷標準》或美國《精神障礙診斷與統(tǒng)計手冊》任一項；③實驗組干預形式為太極拳、瑜伽和氣功任一種；對照組干預形式不限。

表1 英文文獻檢索策略

排除標準：①診斷標準不明確；②干預設(shè)計不明確；③重復發(fā)表。

文獻納入流程見圖1。

圖1 文獻檢索與納入流程

1.3 信息提取與質(zhì)量評價

兩名研究者獨立篩選文獻、提取資料并交叉核對，如遇分歧，則討論解決或交由第三名研究者協(xié)助判斷。提取資料包括納入研究的基本信息、研究對象的基本特征、干預措施的具體細節(jié)、測量結(jié)局指標和研究質(zhì)量。方法學質(zhì)量評價采用物理治療證據(jù)數(shù)據(jù)庫評價表(Physiotherapy Evidence Database,PEDro)，包含11 項評價條目，符合標準計1 分，未涉及或未達標準計0分?？偡?～3分為低質(zhì)量文獻，4～7分為中等質(zhì)量文獻，8～11分為高質(zhì)量文獻[29]。

1.4 統(tǒng)計學分析

采用RevMan5.3 軟件進行統(tǒng)計學分析。由于提取的結(jié)局指標不同，采用標準化平均差(standardized mean difference,SMD)為效應指標，估計95%置信區(qū)間(confidence interval,CI)。SMD0.2～0.5為低效應，0.5～0.8為中等效應，0.8以上為高效應[30]。以I2判斷異質(zhì)性，對I2＞50%的研究進行異質(zhì)性處理[24]：①合并效應量并檢驗異質(zhì)性大小，剔除異質(zhì)性過高(I2＞90%)的組別；②通過敏感性分析檢驗并剔除主要異質(zhì)性來源的單項研究；③敏感性分析后，若仍存在明顯異質(zhì)性則選取隨機效應模型進行統(tǒng)計，并通過亞組分析討論異質(zhì)性來源。

采用STATA 14.0 漏斗圖和Egger 線性回歸法檢驗納入研究的發(fā)表偏倚。

2 結(jié)果

2.1 納入文獻基本特征

共納入29 項RCTs[13-17,20,31-53]，1379 例受試者。其中18 項采用單獨身心鍛煉，10 項采用身心鍛煉聯(lián)合藥物治療，1 項為混合研究。樣本量6～42 例；年齡18～83 歲；24 項研究的受試者為輕至中度抑郁，8 項為中至重度抑郁。觀察時間4～42 周，干預頻率每周1～7 次，單次干預時長15～120 min。干預結(jié)局指標共11種量表。見表2。

表2 納入研究的基本特征

續(xù)表

續(xù)表

2.2 研究質(zhì)量

納入文獻平均質(zhì)量6.56，為中等質(zhì)量水平。其中中等質(zhì)量24 篇，高等質(zhì)量5 篇。得分率最低的條目為分配隱匿、受試者退出率和盲法設(shè)置。見表3。

2.3 效應量檢驗

2.3.1 單獨身心鍛煉干預

共18 項研究。研究間呈明顯異質(zhì)性(I2=69%)，采用隨機效應模型。單獨身心鍛煉干預抑郁癥呈中等效應(SMD=-0.73,P＜0.001)。根據(jù)對照治療不同進行細分，與無干預相比，身心鍛煉呈高效應(SMD=-0.98,P＜0.001,I2=72%)；與其他形式CAM (冥想、有氧運動、注意力療法)相比，效應量無顯著性差異(SMD=-0.28,P=0.11,I2=55%)；與健康教育相比，身心鍛煉呈高效應(SMD=-0.86,P＜0.01,I2=62%)。還有兩項研究對照組為藥物治療，效應量無顯著性差異(P=0.45)，由于異質(zhì)性過高(I2=92%)，不宜進行Meta分析[24]，予以剔除。見圖2。

2.3.2 身心鍛煉聯(lián)合藥物治療

共納入11 項研究。研究間無明顯異質(zhì)性(I2=8%)，采用固定效應模型。身心鍛煉聯(lián)合藥物治療干預抑郁癥呈中等效應(SMD=-0.54,P＜0.001)。根據(jù)對照治療進行細分，與單獨藥物治療相比，聯(lián)合治療呈中等效應(SMD=-0.54,P＜0.001,I2=26%)。與其他CAM療法(注意力療法、有氧運動)聯(lián)合藥物治療抑郁相比，身心鍛煉聯(lián)合藥物治療呈中等效應(SMD=-0.62,P＜0.01,I2=21%)。僅一項研究對照組為健康教育聯(lián)合藥物，該研究認為身心鍛煉聯(lián)合藥物的治療效果優(yōu)于健康教育聯(lián)合藥物。見圖3。

表3 納入研究方法學質(zhì)量評價

2.4 敏感性分析

單獨身心鍛煉納入研究間存在明顯異質(zhì)性。采用影響分析檢驗，結(jié)果表明單項研究對一致性無顯著性影響；進一步采取亞組分析探究異質(zhì)性來源。聯(lián)合藥物組研究間呈輕度異質(zhì)性，影響分析提示一項研究[53]效應量點估計值落在合并效應量95%CI 外(圖4)，表明該項研究為主要異質(zhì)性來源，剔除該項研究。

2.5 發(fā)表偏倚

Egger 線性回歸檢驗顯示，單獨身心鍛煉漏斗圖(圖5)兩側(cè)存在顯著性差異(P=0.01)，提示存在明顯發(fā)表偏倚。發(fā)表偏倚主要來源于三項研究，其中一項[32]為低質(zhì)量研究(4 分)，一項[47]為小樣本(n=7)，一項[38]為小樣本研究且對照組受試者退出率達50%。因此認為方法學質(zhì)量低和受試者樣本量過小是導致發(fā)表偏倚的主要原因。身心鍛煉聯(lián)合藥物漏斗圖兩側(cè)無顯著性差異(P=0.62)，提示研究間無明顯發(fā)表偏倚。見表4。

圖2 單獨身心鍛煉干預抑郁癥的森林圖

2.6 亞組分析

單獨身心鍛煉研究在敏感性分析后仍存在明顯異質(zhì)性，從人口統(tǒng)計學、抑郁嚴重程度、干預劑量和方法學質(zhì)量4 個方面進行亞組分析，探究異質(zhì)性來源。見表5。

2.6.1 人口統(tǒng)計學及抑郁嚴重程度

抑郁癥患者人群和抑郁程度對效應量影響顯著。在人群方面，3 個亞組間有顯著性差異(P=0.02)，身心鍛煉對大學生呈高效應(SMD=-0.96)，對老年患者呈中等效應(SMD=-0.66)，對產(chǎn)婦/孕婦呈低效應(SMD=-0.28)。在抑郁程度方面，身心鍛煉輕至中度抑郁呈中等效應(SMD=-0.71)，對重度抑郁無顯著效應(P=0.30)。在受試者種族方面，兩個亞組間有差異趨勢(P=0.06)，亞裔效應量(SMD=-1.05)高于歐裔/拉丁裔(SMD=-0.48)。在年齡方面，3個亞組間無顯著性差異(P=0.57)，身心鍛煉對60 歲以上患者效應量最高(SMD=-1.20)，其次為30～60 歲患者(SMD=-0.73)，最低為30 歲以下患者(SMD=-0.65)。

2.6.2 干預劑量

干預的類型、頻率和總時間對效應量影響顯著。在干預類型上，兩個亞組間有顯著性差異(P=0.04)，太極拳/氣功效應量(SMD=-1.40)高于瑜伽(SMD=-0.58)。在鍛煉頻率上，兩個亞組間有顯著性差異(P=0.05)，每周3次及以上(SMD=-1.33)的效應量高于每周1～2 次(SMD=-0.53)。在總時長上，3 個亞組效應量存在高度顯著性差異(P＜0.01)，＞2400 min 效應量最高(SMD=-1.69)，其次為1440～2400 min(SMD=-1.01)，最低為＜1440 min (SMD=-0.38)。單次時長和干預周期各亞組間無顯著性差異，單次干預達60 min且周期＞12周的效應量最高。

圖3 身心鍛煉聯(lián)合藥物治療綜合效應量森林圖

圖4 身心鍛煉聯(lián)合藥物組影響分析

2.6.3 方法學質(zhì)量

總體質(zhì)量和受試者退出率對效應量影響顯著。在總體質(zhì)量上，兩個亞組間效應量有高度顯著性差異(P＜0.01)，高質(zhì)量研究干預效應量低于中等質(zhì)量研究。在退出率上，兩個亞組有高度顯著性差異(P=0.01)，退出率＞15%的研究中呈高效應量(SMD=-1.01)，退出率＜15%的研究無顯著效應(P=0.06)。在實驗盲法和分配隱匿兩項質(zhì)量標準上，達到標準研究的效應量低于未達到標準的研究，但無顯著性差異。

圖5 發(fā)表偏倚漏斗圖

表4 發(fā)表偏倚Egger線性回歸檢驗結(jié)果

3 討論

3.1 身心鍛煉干預抑郁癥的有效性

本研究顯示，單獨身心鍛煉對抑郁癥有積極的效應，與體育活動(非身心鍛煉)干預抑郁癥的Meta 分析結(jié)果相近，都呈中等效應[54-55]。單獨身心鍛煉研究間存在明顯發(fā)表偏倚，納入研究的陽性結(jié)果顯著多于陰性，偏倚主要來自小樣本和低質(zhì)量研究。陽性結(jié)果偏多可能使綜合效應量高于實際效應。在具體對照治療比較中，身心鍛煉干預效益優(yōu)于無干預和健康教育，而與其他CAM療法(注意力療法、有氧運動和冥想)之間無顯著性差異。

身心鍛煉聯(lián)合藥物治療抑郁癥有一定效果，研究間同質(zhì)性高，無明顯發(fā)表偏倚。其中，身心鍛煉對藥物治療的優(yōu)化效應優(yōu)于健康教育和注意力療法。Wilbur 等[56]的Meta 分析表明，有氧運動不能改善藥物治療抑郁癥的療效。

3.2 身心鍛煉干預抑郁癥的影響因素

亞組分析顯示，人口統(tǒng)計學、抑郁嚴重程度、干預措施和方法學質(zhì)量均為研究異質(zhì)性來源。在年齡方面，受試者年齡越高，干預效應越為明顯。與以往Meta分析結(jié)果相近[57]。身心鍛煉對于老年抑郁癥患者的高效應可能由于老年人的體適能水平更為適宜慢節(jié)奏、強度偏低的身心鍛煉，對身心鍛煉的接受度也更高。本研究發(fā)現(xiàn)，身心鍛煉對大學生群體也有較高的干預效應。王從江[58]的Meta分析表明，體育活動對我國輕度抑郁大學生存在高干預效應。與本研究結(jié)果相似。Larun 等[59]的綜述提出，當前研究缺少對青年人群的關(guān)注。學生的自尊心較高，身心鍛煉有助于減少病恥感，保護學生的自尊心。此外，種族差異對效應量的影響趨向顯著，亞裔人群獲得的干預效益高于歐裔和拉丁裔人群。瑜伽、太極拳和氣功均起源于東方，亞裔受試者在練習中所產(chǎn)生的文化認同感和信任感可能是干預效應增強的原因[60]。

Gong等[26]的研究表明，瑜伽可改善非臨床抑郁癥患者抑郁癥狀，不作用于臨床患者。本研究發(fā)現(xiàn)，單獨身心鍛煉對輕至中度抑郁癥患者也存在一定效應，但對于重度抑郁癥患者并無明顯效應。一方面，當前研究較少針對于病情較重的抑郁癥患者，本研究僅納入兩項，研究間異質(zhì)性較高；另一方面，所納入的研究結(jié)局指標為臨床抑郁診斷量表，缺乏生理、生化和神經(jīng)機制的檢驗，一定程度上降低了干預效應檢驗的敏感性。

在干預方法上，本研究發(fā)現(xiàn)，太極拳和氣功效應量高于瑜伽。進一步分析發(fā)現(xiàn)，太極拳和氣功干預研究主要集中于中國、印度和伊朗三國。鍛煉類型不同引起的效應量差異可能受種族的影響，但三項鍛煉間是否存在效應量差異尚不能確定。在干預劑量上，亞組分析顯示，單次干預60 min 以上，每周鍛煉3 次或以上，共鍛煉長于12周，效應量最高，與以往有關(guān)運動干預抑郁的研究相近[27,60]。從鍛煉總時長的角度看，時長＜1440 min 存在低效應，而＞1440 min 的研究效應量顯著提高，提示達到一定程度鍛煉時長可能是取得效應的重要條件。此外，效應量隨總時長的積累而顯著提高，可能存在正向劑量-效應關(guān)系。未來身心鍛煉劑量設(shè)置可從總時長的角度出發(fā)，均衡頻率、時長和周期，保證較高的干預效應。

表5 單獨身心鍛煉干預抑郁癥亞組分析

與以往Meta 分析納入研究質(zhì)量較低不同[12,23,28]，本文納入研究的方法學質(zhì)量整體較高，無低質(zhì)量研究。但亞組分析仍發(fā)現(xiàn)不同質(zhì)量研究間差異顯著，所納入的高質(zhì)量研究表明，身心鍛煉對于抑郁癥并無干預效應，而中等質(zhì)量研究呈高等干預效應。其中受試者退出率對于效應量影響最為顯著。由于納入的高等質(zhì)量研究較少(4項)、組內(nèi)受試者數(shù)量少，可能對效應量產(chǎn)生一定影響。

本研究仍存在諸多不足。首先，納入研究多為小樣本、短周期的RCTs；其次，部分納入研究的信息不完整，亞組分析納入數(shù)據(jù)少；最后，本文結(jié)局指標為標準化抑郁量表評分，缺乏客觀檢驗。隨著研究的深入，未來可在腦形態(tài)和腦功能等層面進行更多高質(zhì)量、長周期RCTs，以檢驗身心鍛煉干預抑郁癥的實際效應。

總之，身心鍛煉可作為藥物治療抑郁癥的補充性療法，優(yōu)化藥物治療效果。單獨身心鍛煉對抑郁癥的干預效應缺乏穩(wěn)定性，患者的人群、抑郁程度、運動處方均可影響療效。單獨身心鍛煉可能對亞裔、老年和大學生抑郁癥患者效果較好，且主要針對輕至中度抑郁癥患者。要達到滿意療效，建議每次鍛煉60 min以上，每周至少3次，長于12周。