鏡像療法對腦卒中患者下肢運動、平衡功能和步行能力效果的Meta分析

吳靜華，吳菊芬，匡丹，俞惠，華皎

江南大學附屬醫(yī)院（三院院區(qū)）護理部，江蘇無錫市214041

腦卒中是由急性腦循環(huán)障礙所致的局部或全面性腦功能缺損綜合征，極大影響患者生活質(zhì)量，增加家庭經(jīng)濟負擔[1]。下肢運動功能障礙是影響患者康復的直接因素，也是康復治療的重點[2]。傳統(tǒng)康復治療存在肌肉拉傷、肢體疼痛、依從性差等問題[3]。鏡像療法通過患者主動運動健側肢體，經(jīng)鏡中成像，使患者誤以為患側肢體運動，從而激活大腦皮質(zhì)，增加運動輸出[4]。近年來，鏡像療法被應用于腦卒中患者運動功能康復中，但療效尚不確定[5]。本文采用Meta 分析方法，探討鏡像療法對腦卒中患者下肢運動功能、平衡和步行的效果。

1 資料與方法

1.1 納入與排除標準

1.1.1 研究設計

鏡像療法對腦卒中患者下肢功能干預效果的隨機對照試驗(randomized controlled trail,RCT)，語言為中、英文。

1.1.2 研究對象

①符合全國第四屆腦血管病學術會議制定的診斷標準[6]或類似標準，并經(jīng)頭顱CT或MRI檢查確診為腦卒中；②意識清楚，能執(zhí)行一般口令，無明顯認知功能障礙；③患者和家屬知情同意。

1.1.3 干預措施

干預組采用鏡像療法?；颊叨俗?，雙下肢正中放置平面鏡，鏡面朝向健側肢體，背面朝向患側肢體；囑患者觀察健側肢體在鏡中的成像，將其想象成患側肢體運動。

對照組采用傳統(tǒng)治療或假鏡像療法，傳統(tǒng)治療包括一般物理療法和作業(yè)療法等。

1.1.4 結局指標

①運動功能：采用簡化Fugl?Meyer 評定量表下肢部 分(Fugl?Meyer Assessment?Lower Extremity,FMA?LE)和偏癱側Brunnstrom 分期進行評價。②平衡功能：采用Berg 平衡量表(Berg Balance Scale,BBS)、簡易平衡評定系統(tǒng)測試mini?BESTest 和Brunnel 平衡量表(Brunnel Balance Assessment,BBA)進行評價。③步行能力：采用10 米步行試驗(10?meter Walking Test,MWT)和計時“起立?行走”測試(Timed "Up and Go"Test,TUG)進行評價。

1.1.5 排除標準

①無法獲取全文或重復發(fā)表；②研究結果判斷指標定義不明確，數(shù)據(jù)缺乏、模糊或無法進行轉換、合并。

1.2 檢索策略

計算機檢索PubMed、Cochrane Library、EM?base、Medline complete、中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)、維普數(shù)據(jù)庫和中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫。檢索自建庫至2019 年9 月，結合“滾雪球”方式追溯已納入文獻的參考文獻。檢索詞采用主題詞與自由詞相結合的方式。

英文檢索詞：stroke、hemiplegic、hemorrhage、paralysis、ischemia、mirror therapy、mirror reflection、mirror image、mirror box、mirror illusion、mirror visu?al feedback、lower limb function、lower extremity func?tion。中文檢索詞：腦卒中、中風、腦血管意外、偏癱、鏡像療法、鏡像反饋療法、鏡像視覺反饋療法、下肢功能。

1.3 文獻篩選和資料提取

由2 名受過循證護理學課程培訓學習的研究者獨立檢索上述數(shù)據(jù)庫，閱讀文獻題目和摘要，根據(jù)納入和排除標準進行獨立篩查，若符合納入標準，進一步閱讀全文。2 名研究者根據(jù)標準化表格獨立進行資料提取，包括：①文獻基本信息，發(fā)表時間、國家、樣本量、干預措施、對照措施、干預時間；②患者信息，年齡、病程；③結局指標及測量數(shù)據(jù)。對資料進行交叉核對，如遇分歧，通過第3位研究者仲裁解決。

1.4 質(zhì)量評價

納入研究的質(zhì)量評價由2 名研究者獨立完成。采用Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Inter?ventions 5.1.0 提供的偏倚分析評估工具[7]評價文獻質(zhì)量，包括：①隨機序列的產(chǎn)生；②分配隱藏；③對實施者和參與者實施盲法；④對結果測評者實施盲法；⑤數(shù)據(jù)結果的完整性；⑥選擇性報告研究結果；⑦其他偏倚來源。完全滿足質(zhì)量標準，發(fā)生各種偏倚的風險最低為A 級；部分滿足標準，有中度發(fā)生偏倚的風險為B 級；完全不滿足質(zhì)量標準，發(fā)生偏倚的風險較高為C級，予以排除。

1.5 統(tǒng)計學分析

采用Cochrane協(xié)作網(wǎng)提供的RevMan 5.3軟件對資料進行Meta分析。通過χ2檢驗研究間異質(zhì)性，若各研究間無統(tǒng)計學異質(zhì)性(P＞0.1,I2＜50%)，采用固定效應模型進行Meta分析。若研究間存在異質(zhì)性(P＜0.1，I2≥50%)，選擇隨機效應模型，并采用敏感性分析其異質(zhì)性來源；如無法判斷異質(zhì)性來源，則采用描述性分析。本研究僅涉及連續(xù)性變量，采用加權均數(shù)差(mean difference,MD)和95%CI 表示。若納入研究數(shù)量充足(n≥10)，繪制漏斗圖評價發(fā)表偏倚。

2 結果

2.1 文獻檢索結果

共檢索到相關文獻537 篇，其中中文文獻166 篇，英文文獻371 篇。經(jīng)篩選，納入12 篇文獻[8?19]，其中中文3篇，英文9篇。文獻篩選流程見圖1。

2.2 納入文獻的基本特征

納入的12 篇文獻研究樣本量11～62 例，共包括590例患者，其中對照組292例，試驗組298例。納入研究的基本特征見表1。

2.3 文獻質(zhì)量

A 級3 篇[9,11,19]，B 級9 篇[8,10,12?18]。所有文獻均提及隨機方法，如隨機數(shù)字表或計算機隨機法。5篇[9,11,14,17,19]介紹分配隱藏方法，4 篇[9,11,18?19]采用患者和研究者雙盲，其余文獻均為單盲。1 篇[17]對結局數(shù)據(jù)的完整性說明不清，3 篇[13,16,18]未報告所有結局指標，其余文獻偏倚風險較低。12篇文獻均未描述其他方面偏倚來源。納入研究的偏倚風險結果見圖2、圖3，納入文獻質(zhì)量評價見表2。

2.4 Meta分析

2.4.1 下肢運動功能

5篇[8?10,12,18]采用FMA?LE評定。各研究間存在異質(zhì)性(I2=89%,P＜0.001)，采用隨機效應模型。干預組FMA?LE 評分顯著優(yōu)于對照組(MD=5.22,P＜0.001)。見圖4。敏感性分析異質(zhì)性來源，剔除Arya 等[9]和王海燕等[12]干預時間和療程與其他研究有一定差距的文獻后，無明顯異質(zhì)性(I2=7%,P=0.34)，采用固定效應模型。干預組FMA?LE 評分顯著優(yōu)于對照組(MD=6.67,P＜0.001)。見圖5。

圖1 文獻篩選流程圖

圖2 納入研究的偏倚風險情況

圖3 納入研究的偏倚風險項目百分比

3 篇[11,16,19]采用Brunnstrom 分期評定。各研究間無明顯異質(zhì)性(I2=0%,P=0.96)，采用固定效應模型。干預組Brunnstrom 分期顯著優(yōu)于對照組(MD=0.55,P＜0.001)。見圖6。

2.4.2 平衡功能

4 篇[10,13,15,17]采用BBS 評定。各研究間存在異質(zhì)性(I2=96%,P＜0.001)，采用隨機效應模型。干預組與對照組無顯著性差異(MD=8.07,P=0.07)。見圖7。敏感性分析異質(zhì)性來源，剔除黎偉雄等[10]病程最短文獻后，無明顯異質(zhì)性(I2=0%,P=0.39)，采用固定效應模型。干預組BBS 評分優(yōu)于對照組(MD=3.45,P=0.001)。見圖8。

2 篇[8,12]采用mini?BESTest 評定。各研究間存在異質(zhì)性(I2=57%,P=0.13)，采用隨機效應模型。干預組mini?BESTest 顯著優(yōu)于對照組(MD=1.49,P ＜0.001)。見圖9。

2 篇[14,18]采用BBA 評定。各研究間無明顯異質(zhì)性(I2=0%,P=0.61)，采用固定效應模型。干預組BBA評分優(yōu)于對照組(MD=0.66,P=0.02)。見圖10。

2.4.3 步行功能

5 篇[9,11,13,15?16]采用10MWT 評定。各研究間無明顯異質(zhì)性(I2=0%,P=0.62)，采用固定效應模型。干預組與對照組無顯著性差異(MD=0.03,P=0.38)。見圖11。

3篇[13,15,17]采用TUG 評定。各研究間無明顯異質(zhì)性(I2=0%,P=0.54)，采用固定效應模型。干預組與對照組無顯著性差異(MD=-1.43,P=0.33)。見圖12。

表2 納入文獻質(zhì)量評價

圖4 鏡像療法對腦卒中患者FMA-LE評分的影響

圖5 敏感性分析后鏡像療法對腦卒中患者FMA-LE評分的影響

圖6 鏡像療法對腦卒中患者Brunnstrom分期的影響

圖7 鏡像療法對腦卒中患者BBS評分的影響

圖8 敏感性分析后鏡像療法對腦卒中患者BBS評分的影響

圖9 鏡像療法對腦卒中患者mini-BESTest的影響

圖10 鏡像療法對腦卒中患者BBA評分的影響

圖11 鏡像療法對腦卒中患者10MWT的影響

圖12 鏡像療法對腦卒中患者TUG的影響

3 討論

鏡像療法基于視覺反饋和鏡像神經(jīng)元激活，與傳統(tǒng)康復技術相比，能有效提高患者主觀能動性及參與積極性，有利于激活大腦皮質(zhì)。相關研究證實[20?21]，鏡像療法對中樞感覺和運動皮質(zhì)能產(chǎn)生積極作用，促進腦功能重塑。腦卒中患者接受鏡像訓練，通過自我動作感知和動作實施聯(lián)系，能增強大腦皮質(zhì)興奮性，緩解患側肢體習得性廢用，從而改善患者運動功能。

本研究顯示，鏡像療法更有利于提高腦卒中患者下肢運動功能，對平衡功能康復也有積極作用，對改善患者步行尚無顯著療效。

FMA是評估腦卒中后患者肢體運動功能障礙最常用工具，具有良好的信效度和反應性[22]。本研究顯示，鏡像療法對提高腦卒中患者患側FMA?LE 評分更有優(yōu)勢，與Broderick等[23]研究結果一致。但研究間存在較大異質(zhì)性，可能與研究間的干預方案差異有關。剔除差異文獻后，干預組療效仍顯著優(yōu)于對照組，說明結果穩(wěn)定性較好，可信度較高。

Brunnstrom 分期依據(jù)Brunnstrom 理論設計，也對FMA產(chǎn)生積極影響。本研究顯示，鏡像療法可提高腦卒中患者患側Brunnstrom 分期，對下肢功能康復有明顯療效。

BBS 是臨床最常用的平衡量表，有良好的信效度和敏感性，能定量反映患者平衡能力[24]。本研究顯示，鏡像療法在提高BBS 評分方面并不優(yōu)于對照組；剔除差異文獻后，鏡像療法可提高腦卒中患者BBS評分，穩(wěn)定性差，提示存在較重要的潛在偏倚因素。王云龍等[25]發(fā)現(xiàn)，BBS、mini?BESTest 和BBA 間存在高度相關性，三種評估工具均可準確測量腦卒中患者平衡功能。本研究顯示，鏡像療法可提高腦卒中患者mini?BESTest和BBA 評分，但結果異質(zhì)性較大且檢驗效能較低。因此，鏡像療法雖對腦卒中患者平衡能力康復效果有積極作用，但可能不能改善其平衡功能，與Louie等[26]研究結果一致。

TUG 和10MWT 是評價腦卒中患者步行功能的主要指標。TUG是綜合反映平衡、下肢負重、體位移動的功能性指標，可反映腦卒中患者功能性步行能力[27]。10MWT 是評定腦卒中患者步行能力的敏感指標，可動態(tài)體現(xiàn)腦卒中偏癱患者的下肢運動功能。本研究未發(fā)現(xiàn)鏡像療法對改善腦卒中患者步行能力更有優(yōu)勢，可能與納入研究少、樣本量小，導致檢驗效能較低有關。

本研究存在以下局限：①僅檢索了中、英文文獻，納入研究僅為公開發(fā)表文獻，可能存在發(fā)表偏倚，且存在漏檢可能；②部分納入研究樣本量較小或存在方法學缺陷，如未說明是否進行分配隱藏，是否對干預方式及結果評估過程施盲，可能導致論證強度受限；③納入文獻來自多個國家，樣本特征、干預方案、評價指標等的差異可能增加結果異質(zhì)性；④部分Meta分析合并結果基于較大異質(zhì)性和較高敏感性研究得到，可能導致證據(jù)等級降低；⑤由于各指標納入文獻數(shù)量不足，未進行發(fā)表偏倚研究。

今后應進行高質(zhì)量、多中心、大樣本的隨機對照試驗，進一步證實鏡像療法對腦卒中患者下肢功能康復的療效；延長隨訪周期，觀察鏡像療法的中長期療效；在介入時間、干預時長、實施類型和測量工具方面進行深入研究。

利益沖突聲明：所有作者聲明不存在利益沖突。