劉愛敏 袁源 段永慶 陶慧
結(jié)直腸癌是臨床常見的消化道惡性腫瘤,其近年的發(fā)病率呈逐年上升和年輕化的趨勢(shì)[1]。腹會(huì)陰聯(lián)合直腸癌根治術(shù)是治療結(jié)直腸癌的有效治療方法之一,但術(shù)后患者腹壁會(huì)形成腸造口[2],而每年有10萬(wàn)以上的結(jié)直腸癌患者要進(jìn)行腸造口手術(shù)。腸造口是指把一段腸管拉出腹腔,并將開口縫合于腹壁上以排出糞便[3]造口術(shù)在治療患者疾病的同時(shí),也給患者帶來(lái)了外在形象受損、焦慮、抑郁、疲勞等負(fù)面情緒及社會(huì)適應(yīng)方面的障礙,嚴(yán)重影響患者的生活質(zhì)量[4-5]。結(jié)直腸癌造口患者進(jìn)行心理護(hù)理干預(yù)對(duì)預(yù)防患者產(chǎn)生焦慮、抑郁等負(fù)面情緒、改善其生活質(zhì)量具有重大意義[6]。正念療法是在認(rèn)知行為療法基礎(chǔ)上發(fā)展而來(lái)的新型心理干預(yù)模式,“正念”概念最初來(lái)源于佛教禪修,即從坐禪、冥想和參悟等發(fā)展而來(lái)[7-8]。韋靜等[9]研究發(fā)現(xiàn)結(jié)直腸癌患者在圍術(shù)期采用正念干預(yù),可減輕患者的負(fù)面情緒,增強(qiáng)自我效能感。但正念療法對(duì)結(jié)直腸癌患者負(fù)面情緒的影響仍存在較大爭(zhēng)議,因此本文通過(guò)Meta分析對(duì)正念療法干預(yù)結(jié)直腸癌患者負(fù)面情緒的效果進(jìn)行評(píng)價(jià),為臨床應(yīng)用提供參考。
通過(guò)計(jì)算機(jī)檢索公開發(fā)表的中英文文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(kù)PubMed、Web of Science、CNKI、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)。中文檢索詞為“正念”或“正念療法”和“結(jié)直腸癌”“造口”,英文檢索詞為“mindfulness”“mindfulnessbased interventions”“colostomy for colorectal cancer”“colorectal carcinoma”等,通過(guò)主題詞與自由詞相結(jié)合來(lái)檢索。檢索時(shí)限均從建庫(kù)至2021年1月20日。此外,通過(guò)手動(dòng)檢索資料及追溯參考文獻(xiàn),來(lái)避免檢索不全。
(1)納入條件:必須為結(jié)直腸癌手術(shù)患者且簽署知情同意書;研究結(jié)果包含負(fù)面情緒,如抑郁、焦慮等;納入研究的類型為隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)(RCT);干預(yù)措施需包含正念療法。
(2)排除條件:文獻(xiàn)類型為會(huì)議、學(xué)位論文等。
(3)納入文獻(xiàn)的結(jié)局指標(biāo):①正念注意覺知量表MAAS;②漢密爾頓焦慮量表HAMA;③漢密爾頓抑郁量表HAMD;④多維疲勞癥狀清單MFSI;⑤抑郁,焦慮和壓力量表DASS;⑥焦慮自評(píng)量表SAS;⑦抑郁自評(píng)量表SDS;⑧慢性病治療功能評(píng)估疲勞量表FACIT;⑨8項(xiàng)患者健康問(wèn)卷抑郁量表PHQ-8;⑩7項(xiàng)廣義焦慮癥焦慮量表GAD-7。
(4)干預(yù)措施:干預(yù)組采用正念療法作為主要手段或輔助療法對(duì)患者進(jìn)行心理指導(dǎo),正念療法包括正念認(rèn)知療法、冥想和團(tuán)體訓(xùn)練等。對(duì)照組為常規(guī)干預(yù)或日常護(hù)理。
由2名研究人員獨(dú)立按照Cochrane手冊(cè)5.1.0的方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)文獻(xiàn)質(zhì)量進(jìn)行獨(dú)立評(píng)價(jià)[8]。包括:①隨機(jī)序列產(chǎn)生;②分配隱藏;③盲法;④結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性;⑤選擇性報(bào)告;⑥其他偏倚。完全滿足上述標(biāo)準(zhǔn)為A級(jí)(低度偏倚),部分滿足上述標(biāo)準(zhǔn)為B級(jí)(中度偏倚),完全不滿足上述標(biāo)準(zhǔn)為C級(jí)(高度偏倚)。如存在分歧,則通過(guò)討論或咨詢第三位研究人員的意見。
①初篩:閱讀標(biāo)題與摘要,剔除明顯不符合納入標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn);②閱讀全文:判斷是否為隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)以及數(shù)據(jù)是否完整等;③如果存在爭(zhēng)議的研究,通過(guò)咨詢專家來(lái)進(jìn)行判斷。
通過(guò)Revman 5.3軟件對(duì)提取數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。異質(zhì)性檢驗(yàn)分析,若P>0.1,I2<50%,提示異質(zhì)性較小,采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行合并;若P<0.1,I2≥50%,提示存在異質(zhì)性,采用隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行合并。本研究結(jié)局評(píng)價(jià)指標(biāo)均為連續(xù)性變量,采用標(biāo)準(zhǔn)化均方差或加權(quán)均方差表示,同時(shí)用95%的置信區(qū)間(CI)表示。
根據(jù)檢索策略初步檢索到86篇,利用Endnote X 9.0軟件查找重復(fù)文獻(xiàn),剔除重復(fù)文獻(xiàn)10篇,閱讀標(biāo)題和摘要后初篩獲得文獻(xiàn)41篇,進(jìn)一步閱讀全文復(fù)篩文獻(xiàn),最終納入文獻(xiàn)7篇[9-15],共計(jì)736例結(jié)直腸癌造口患者,其中納入4篇[12-15]英文文獻(xiàn),3篇[9-11]中文文獻(xiàn)。文獻(xiàn)篩選流程圖見圖1。
圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖
本研究納入的7篇文獻(xiàn)中,2篇[12-13]文獻(xiàn)的方法學(xué)質(zhì)量等級(jí)較高,為A級(jí);5篇[9-11,14-15]文獻(xiàn)質(zhì)量中等,為B級(jí)。所納入文獻(xiàn)均是隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn),且具體描述了隨機(jī)序列產(chǎn)生的具體方法及分配方案隱藏方法。文獻(xiàn)方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)圖見圖2。
圖2 文獻(xiàn)萬(wàn)法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)圖
本次研究共納入7篇[9-15]隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn),研究對(duì)象736例。其中干預(yù)組356例,對(duì)照組380例。對(duì)照組采用常規(guī)護(hù)理干預(yù),干預(yù)組中均采用常規(guī)護(hù)理干預(yù)加正念療法進(jìn)行干預(yù),正念療法主要包括正念干預(yù)引導(dǎo)、正念覺知呼吸、正念冥想等。干預(yù)時(shí)間有圍手術(shù)期干預(yù)、術(shù)后干預(yù)等,術(shù)后最長(zhǎng)隨訪時(shí)間為12月。結(jié)局指標(biāo)療效判定以SAS和SDS量表為主,疲勞量表得分為次要結(jié)局指標(biāo)。程艷等[11]研究使用焦慮自評(píng)量表(self-rating anxiety scale,SAS)顯示,干預(yù)前兩組SAS評(píng)分比較無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05);干預(yù)后,干預(yù)組SAS評(píng)分44.36±5.24分明顯低于對(duì)照組48.56±6.24分(P<0.05),抑郁自評(píng)量表(self-rating depression scale,SDS)顯示,干預(yù)前兩組SAS評(píng)分比較差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05);干預(yù)后,干預(yù)組SDS評(píng)分47.54±5.65分明顯低于對(duì)照組51.32±5.74分,差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。韋靜等[9]研究使用漢密爾頓抑郁量表(hamilton depression scale,HAMD)評(píng)估抑郁情緒,漢密爾頓焦慮量表(hamilton anxiety scale,HAMA)評(píng)估焦慮情緒,出院當(dāng)日,結(jié)直腸癌造口患者抑郁水平,干預(yù)組9.01±1.42分明顯低于對(duì)照組11.84±2.30分;焦慮水平,干預(yù)組10.49±1.51分明顯低于對(duì)照組14.71±1.94分。出院隨訪6個(gè)月后,干預(yù)組抑郁水平8.63±0.92分明顯低于對(duì)照組13.20±1.75分,焦慮水平干預(yù)組9.77±1.36分也明顯低于對(duì)照組13.84±1.79分。程艷等,Hawkes AL等[11-12]研究使用慢性病治療疲勞量表(functional assessment of chronic illness therapy fatigue scale, FACIT)、 正 念注意覺知量表(Mindful Attention Awareness Scale,MAAS),評(píng)估正念療法對(duì)結(jié)直腸癌造口患者的疲勞及正念水平,其中使用FACIT評(píng)分的干預(yù)組,第6個(gè)月3.6±0.6分和第12個(gè)月3.9±0.7分對(duì)比對(duì)照組第6個(gè)月2.2±0.6分和第12個(gè)月2.9±0.6分的變化差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05),結(jié)果提示正念療法對(duì)改善患者與癌癥相關(guān)疲勞無(wú)明顯作用。使用MAAS評(píng)估正念水平的結(jié)果顯示,干預(yù)組基線水平4.6±0.8分與對(duì)照組4.7±0.8分無(wú)明顯差異,干預(yù)后6個(gè)月及12個(gè)月后,干預(yù)組與對(duì)照組正念水平無(wú)明顯變化,提示正念療法對(duì)患者正念水平無(wú)明顯干預(yù)效果。Black DS等[14]研究使用多維疲勞癥狀清單7項(xiàng)通用量表(multidimensional fatigue symptom inventory 7-item general scale,MFSI)、21項(xiàng)抑郁,焦慮和壓力量表(21-item depression, anxiety, and stress scale,DASS)、及MAAS量表評(píng)估患者疲勞、抑郁、焦慮及正念水平,MFSI結(jié)果顯示,干預(yù)組得分1.22±0.89分低于于對(duì)照組1.43±1.02分,DASS結(jié)果干預(yù)組得分0.56±0.33分低于對(duì)照組0.57±0.53分,MAAS結(jié)果干預(yù)組4.93±1.07分低于5.05±1.00分。Johns SA等[15]研究使用疲勞癥狀量表(fatigue symptom inventory,F(xiàn)SI)、患者健康問(wèn)卷8項(xiàng)抑郁量 表(patient health questionnaire 8-item depression scale,PHQ-8)和7項(xiàng)全身性焦慮障礙量表(7-item Generalized Anxiety Disorder scale,GAD-7) 評(píng)估患者疲勞、抑郁和焦慮情況,結(jié)果顯示,干預(yù)組在干預(yù)后及干預(yù)6個(gè)月后患者疲勞水平在基線上4.91±2.17分有所降低2.63±1.97分和3.16±2.31分,抑郁水平在基線上11.35±5.57分也有降低6.27±3.90分和6.55±4.67分,焦慮水平在基線上7.47±5.5分降低分別至3.21±3.76分和3.76±5.14分。對(duì)照組在干預(yù)后疲勞、抑郁、焦慮情況亦有所改善,干預(yù)組與對(duì)照組的組間比較差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。
2.4.1 MASS正念水平量表 納入2篇文章,共467例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示存在異質(zhì)性(P=0.95,I2=0%),故采用固定效應(yīng)模型。合并效應(yīng)值MD=-0.10(-0.25, 0.05),差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P=0.19),提示在MASS評(píng)估下尚不能認(rèn)為正念療法對(duì)結(jié)直腸癌患者的正念水平存在影響。森林圖見圖3。
圖3 正念水平量表(MASS)評(píng)價(jià)正念療法干預(yù)效果meta分析森林圖
2.4.2 抑郁量表 納入4篇文章,共269例患者,異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示存在較大異質(zhì)性(P<0.00001,I2=89%),采用隨機(jī)效應(yīng)模型。合并后MD=-3.83(-4.52,-3.13),差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.00001),可認(rèn)為正念療法可改善結(jié)直腸癌造口患者抑郁水平。采用SDS量表評(píng)估有兩篇文獻(xiàn),其異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示存在較大異質(zhì)性(P=0.005,I2=87%),故采用隨機(jī)效應(yīng)模型。合并效應(yīng)值MD=-6.15(-7.41,-4.89),差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05),可認(rèn)為正念療法可改善結(jié)直腸癌造口患者抑郁水平。HAMD量表納入1篇文獻(xiàn),結(jié)果顯示,合并MD=-2.83(-3.67,-1.99),差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05),表明正念療法可改善結(jié)直腸癌造口患者的抑郁情況。PHQ-8量表納入1篇文獻(xiàn),MD=-1.96(-8.38,4.46),差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。不同抑郁量表評(píng)價(jià)正念療法干預(yù)效果Meta分析森林圖見圖4。
圖4 不同抑郁量表評(píng)價(jià)正念療法干預(yù)效果meta分析森林圖
2.4.3 焦慮量表 納入4篇文章,共269例患者,異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示存在較大異質(zhì)性(P<0.003,I2=79%),采用隨機(jī)效應(yīng)模型。合并后MD=-5.08(-7.15,-3.00), 差 異 具 有 統(tǒng) 計(jì) 學(xué) 意 義(P<0.05),可認(rèn)為正念療法可改善結(jié)直腸癌造口患者焦慮水平。SAS量表納入2篇文獻(xiàn),存在異質(zhì)性(P=0.01,I2=84%),故采用隨機(jī)效應(yīng)模型。MD=-6.00(-9.42,-2.58),差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05),可認(rèn)為正念療法可改善結(jié)直腸癌造口患者焦慮水平。HAMA量表納入1篇文獻(xiàn),結(jié)果顯示,合并MD=-4.22(-4.98,-3.46),差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05),表明正念療法可改善結(jié)直腸癌患者的焦慮情況。GAD-7量表納入1篇文獻(xiàn),MD=-1.93(-8.70,4.84),差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。不同焦慮量表評(píng)價(jià)正念療法干預(yù)效果Meta分析森林圖見圖5。
圖5 不同焦慮量表評(píng)價(jià)正念療法干預(yù)效果meta分析森林圖
2.4.4 疲勞量表 納入3篇文章,共478例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示不存在異質(zhì)性(P=0.64,I2=0%),故采用固定效應(yīng)模型。合并效應(yīng)值MD=-0.27(-0.78,0.23),差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05),尚不能認(rèn)為正念療法可有效緩解結(jié)直腸癌患者的疲勞狀況。疲勞量表評(píng)價(jià)正念療法干預(yù)效果Meta分析森林圖見圖6。
圖6 疲勞量表評(píng)價(jià)正念療法干預(yù)效果meta分析森林圖
本研究納入7個(gè)隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn),主要結(jié)局指標(biāo)為負(fù)面情緒(抑郁、焦慮、疲勞),納入研究的試驗(yàn)設(shè)計(jì)較嚴(yán)謹(jǐn),研究質(zhì)量評(píng)價(jià)較好,有6篇采用的隨機(jī)數(shù)字表法分組,一篇采用拋硬幣的方法隨機(jī)分組。因正念療法需要患者的配合而難以對(duì)患者采用盲法,研究結(jié)果對(duì)資料分析者和研究員的盲法采用較好,分配隱藏實(shí)施較充分。
本研究Meta分析結(jié)果表明,與對(duì)照組相比,對(duì)結(jié)直腸癌患者術(shù)后干預(yù)輔以正念療法,能有效改善其抑郁和焦慮的負(fù)面情緒。此結(jié)果與Piet J等[16]的研究結(jié)果一致,即正念療法可降低癌癥患者的抑郁及焦慮癥狀。正念干預(yù)可能是通過(guò)正念認(rèn)知療法、呼吸覺知、冥想和團(tuán)體訓(xùn)練等具體方式,提高患者的專注力及抗應(yīng)激事件能力,增強(qiáng)患者對(duì)不良事件的應(yīng)對(duì)能力,降低患者對(duì)負(fù)面情緒的敏感性[17]。加拿大情緒和焦慮治療網(wǎng)絡(luò)(canadian network for mood and anxiety treatments,CAN- MAT)指南建議[18],正念療法可用于重度抑郁癥的輔助治療,也可用于預(yù)防復(fù)發(fā)。本研究結(jié)果顯示正念療法對(duì)結(jié)直腸癌患者的正念水平及疲勞情況的干預(yù)效果無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,考慮相關(guān)研究數(shù)量較少,因此對(duì)其結(jié)果應(yīng)謹(jǐn)慎解讀,未來(lái)需要納入更多高質(zhì)量相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行合并分析。
綜上所述,正念療法可改善結(jié)直腸癌患者的焦慮和抑郁的負(fù)面情緒。但仍存在一定局限性:①納入文獻(xiàn)的結(jié)局指標(biāo)的評(píng)價(jià)量表較多,使得可用于進(jìn)行合并分析的文獻(xiàn)較少,最終分析結(jié)果的推廣性有限;②可納入的相關(guān)文獻(xiàn)較少,使得檢驗(yàn)效能較低,這可能影響研究結(jié)果的可行性和準(zhǔn)確性;③納入文獻(xiàn)的評(píng)價(jià)時(shí)間和隨訪時(shí)間不一致,可能造成結(jié)果差異;④納入的文獻(xiàn)數(shù)目少,未進(jìn)行敏感性分析以及發(fā)表偏倚測(cè)試。