鏡像療法對腦卒中患者上肢運動功能和日常生活活動能力影響的Meta分析

魏辰， 王子賢， 李淑璠， 王芃， 賈舒祺， 田英

1.沈陽師范大學，遼寧沈陽市 110034；2.上海體育大學，上海市 200438

0 引言

腦卒中是臨床上常見的由腦血管病變所致的神經(jīng)系統(tǒng)急性損傷疾病[1]，具有發(fā)病率高、死亡率高、致殘率高以及復發(fā)率高等特點[2]。當前，我國腦卒中患者人數(shù)約750 萬[3]，居世界首位。全球疾病負擔報告顯示，約55%～75%的腦卒中患者遺留有不同程度的上肢運動功能障礙[4-5]。據(jù)推測，至2030 年我國腦卒中的發(fā)生率將較2010 年提升50%[6]，腦卒中是導致我國居民死亡的最主要病因之一[7]。已有相關(guān)研究證明，腦卒中患者的上肢運動功能和日常生活活動能力(activities of daily living, ADL)呈顯著正相關(guān)[8-10]，上肢運動功能障礙會一定程度影響患者的ADL[11-12]，因此亟需對腦卒中患者進行康復治療。

鏡像療法(mirror therapy, MT)也稱鏡像視覺反饋，是利用平面鏡成像原理，根據(jù)患者主動運動健側(cè)肢體在鏡中的成像，使患者想象患側(cè)肢體在運動，從而提高大腦皮質(zhì)激活程度[13]。MT 作為一種有效的治療手段，具有成本低、易操作等優(yōu)勢，最初用于治療幻肢痛[14]，近些年來廣泛應用于腦卒中康復領(lǐng)域[15-16]。腦卒中患者經(jīng)MT 干預后，其上肢運動功能和ADL 都有一定程度的改善[17-19]。研究顯示，對腦卒中患者進行持續(xù)3周以上、每次30～60 min的MT 干預，患者患側(cè)上肢所產(chǎn)生的改善效果相較于只進行常規(guī)康復治療更佳[20]。

MT 對腦卒中患者患側(cè)上肢運動功能和ADL 有不同程度的影響，但介入的時間和干預方案的劑量效應尚不明晰，不同周期、時間和頻次等對患者的改善作用尚存爭議。本研究運用循證醫(yī)學的方法，系統(tǒng)評價和分析MT 干預是否能有效改善腦卒中患者上肢運動功能和ADL，其改善效果是否受到患者年齡、病程以及MT 干預處方各要素的影響，旨在探討MT 干預腦卒中患者的最佳介入時期，干預可能存在的劑量效應，為MT應用于腦卒中患者臨床康復提供循證證據(jù)。

1 資料與方法

1.1 研究架構(gòu)

本研究遵循PRISMA 關(guān)于撰寫指南[21]的要求，基于《國際功能、殘疾和健康分類》[22](International Classification of Functioning, Disability and Health, ICF)架構(gòu)，對患者的年齡、病程以及MT 干預周期、時間和頻次進行分析，從上肢運動功能和ADL 的變化分析MT 對腦卒中患者上肢運動功能和ADL 的干預效果，以及MT 對腦卒中患者的最佳干預介入時期和干預周期、時間和頻次可能存在的劑量效應。PICO 架構(gòu)見表1。

表1 鏡像療法干預腦卒中患者上肢運動功能和ADL的PICO架構(gòu)Table 1 PICO framework for mirror therapy on upper extremity motor function and ADL in stroke patients

本研究已在國際系統(tǒng)評價前瞻性登記冊(PROSPERO)上注冊(No.CRD42023454594)。

1.2 檢索策略

2 名檢索人員分別獨立檢索Embase、Web of Science、PubMed、The Cochrane Library、萬方數(shù)據(jù)庫、維普和中國知網(wǎng)，收集MT 干預腦卒中患者上肢運動功能及ADL 的隨機對照試驗(randomized controlled trial, RCT)，檢索期限均為建庫至2023 年4 月，同時輔以手工檢索納入文獻的參考文獻。

英文檢索式：(stroke OR apoplexy OR vascular accident OR hemiplegia) AND (mirror therapy OR mirror visual feedback) AND (upper extremity AND motor function) AND (randomized controlled trial OR RCT)

中文檢索式：(腦卒中 OR 中風 OR 偏癱) AND(鏡像療法 OR 鏡像視覺反饋) AND 上肢功能

1.3 納入與排除標準

納入標準：①研究對象≥ 18 歲，首次發(fā)病，并經(jīng)CT或MRI檢查證實為腦卒中；②干預措施為MT或在對照組的基礎(chǔ)上增加MT，干預時間≥ 2周；③對照組為常規(guī)康復治療或假MT；④主要結(jié)局指標為上肢運動功能，包括Fugl-Meyer 評定量表上肢部分(Fugl-Meyer Assessment-Upper Extremities, FMA-UE)，次要結(jié)局指標為ADL，包括功能性獨立測量(Functional Independence Measure, FIM)、(改良)Barthel 指數(shù)；⑤研究類型為RCT；⑥中、英文。

排除標準：①重復發(fā)表；②實驗數(shù)據(jù)無法計算、提取；③實驗組聯(lián)合其他干預方式，如MT 聯(lián)合電刺激等；④干預方式不符、結(jié)局指標不符；⑤無法獲取全文。

1.4 文獻篩選與數(shù)據(jù)提取

檢索到相關(guān)文獻后，將文獻導入Endnote除重。2名研究人員獨立進行文獻篩選和數(shù)據(jù)提取。提取的數(shù)據(jù)輸入RevMan 5.4.1 并對其準確性進行雙重檢查，若有分歧，則由第3名研究人員加入討論決定是否納入。提取內(nèi)容包括第一作者姓名、發(fā)表年份、國家、研究對象基線信息(年齡、性別和病程)、干預措施和結(jié)局指標等信息。

1.5 文獻質(zhì)量評價

采用物理治療證據(jù)數(shù)據(jù)庫(The Physiotherapy Evidence Database, PEDro)量表[23]對納入文獻進行方法學質(zhì)量評價。量表總分為10 分，＜ 4 分為低質(zhì)量，4～5分為中等質(zhì)量，6～8 分為質(zhì)量較好，9～10 分為高質(zhì)量。

同時采用GRADE 證據(jù)分級系統(tǒng)對結(jié)局指標進行證據(jù)質(zhì)量評價，將每項結(jié)局指標證據(jù)質(zhì)量由高到底分為高級、中級、低級和極低級4 類。質(zhì)量評分由2 名研究人員獨立進行，若存在差異，則由第3 名研究人員參與討論直至意見統(tǒng)一。

1.6 統(tǒng)計學分析

采用RevMan 5.4.1 對所有納入文獻結(jié)局指標的樣本量及干預前后改善值的均值、標準差進行異質(zhì)性檢驗。納入的結(jié)局指標均為連續(xù)性變量，結(jié)局指標采用均數(shù)差(mean difference, MD)和95%CI表示。采用P值和I2進行異質(zhì)性檢驗，P＜ 0.05，I2 ＞ 50%說明各研究存在異質(zhì)性，采用隨機效應模型；反之，則說明各研究間無顯著異質(zhì)性，采用固定效應模型。采用R 軟件進行網(wǎng)狀Meta 分析，繪制網(wǎng)狀Meta 分析表和累計概率表進行排序比較，采用Stata 17.0繪制漏斗圖檢驗結(jié)局指標發(fā)表偏倚情況。

2 結(jié)果

共檢索到相關(guān)文獻2 264 篇，最終納入13 篇文獻[18,24-35]。文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選流程圖Figure 1 Flowchart of literature screening

2.1 文獻質(zhì)量評價

13 篇文獻[18,24-35]均為RCT。PEDro 量表評分為6～8分，納入文獻整體質(zhì)量較好。見表2。

表2 文獻質(zhì)量評價Table 2 Evaluation of the quality of the included literatures

2.2 納入文獻基本特征

13篇文獻[18,24-35]，共涉及532例受試者，其中試驗組265 例，對照組267 例，研究對象均為腦卒中患者，納入研究的發(fā)表年份為2008年至2023年。

所有納入文獻的試驗組為MT，對照組為常規(guī)康復治療或假MT；納入文獻中，MT 的干預周期為2～12 周；干預頻次為每天1～2 次。干預時間為20～90 min。納入文獻的基本特征見表3。

表3 納入文獻基本特征Table 3 Characteristics of included literatures

2.3 Meta分析和亞組分析

2.3.1 Meta分析

MT 能夠提高腦卒中患者的FMA-UE 評分(MD =6.05, 95%CI 3.44～8.66,P＜ 0.001)、(改良)Barthel 指數(shù)(MD = 9.95, 95%CI 6.23～13.68,P＜ 0.001)和FIM 評分(MD = 4.17, 95%CI 2.61～5.72,P＜ 0.001)。見表4。

表4 MT對腦卒中患者上肢運動功能和ADL的影響Table 4 Effect of MT on upper extremity motor ability and ADL in stroke patients

2.3.2 亞組分析

由于(改良)Barthel 指數(shù)納入文獻較少，本研究僅對存在高度異質(zhì)性的上肢運動功能進行年齡、病程、干預周期、時間、頻次亞組分析，結(jié)果顯示，單次干預時間＞ 30 min 療效與對照組無顯著性差異(P＞0.05)，其余亞組療效均優(yōu)于對照組(P＜ 0.05)。見表5。

表5 上肢運動功能的亞組分析Table 5 Subgroup analysis of upper extremity motor function

2.4 網(wǎng)狀Meta分析和累計概率排序

2.4.1 網(wǎng)狀Meta分析

在傳統(tǒng)Meta 分析的基礎(chǔ)上對上肢運動功能的亞組進行網(wǎng)狀Meta分析。見表6。

表6 上肢運動功能網(wǎng)狀Meta分析Table 6 Network meta-analysis of upper extremity motor function

在年齡組別方面，MT 對于年齡40～59 歲腦卒中患者上肢運動功能改善效果均優(yōu)于對照組(P＜ 0.05)，其余組別間比較無顯著性差異(P＞ 0.05)。

在病程組別方面，MT 對病程≤ 3個月的腦卒中患者上肢運動功能改善效果優(yōu)于對照組(P＜ 0.05)，其余組別間比較無顯著性差異(P＞ 0.05)。

在干預周期組別方面，MT 干預周期≤ 4周對腦卒中患者上肢運動功能的改善效果均優(yōu)于對照組(P＜0.05)，其余組別間比較無顯著性差異(P＞ 0.05)。。

在單次干預時間組別方面，MT 單次干預時間≤30 min 對腦卒中患者上肢運動功能的改善效果優(yōu)于對照組(P＜ 0.05)，其余組別間比較無顯著性差異(P＞ 0.05)。

在每天干預時間組別方面，MT 每天干預時間≤30 min 和＞ 30 min 對腦卒中患者上肢運動功能的改善效果均優(yōu)于對照組(P＜ 0.05)，≤ 30 min 與＞ 30 min 間比較無顯著性差異(P＞ 0.05)。

在干預頻次組別方面，MT 干預每天1 次和每天2次對腦卒中患者上肢運動功能的改善效果均優(yōu)于對照組(P＜ 0.05)，每天1 次與每天2 次間比較有顯著性差異(P＜ 0.05)。

2.4.2 累計概率排序

根據(jù)SUCRA 值進行排序，結(jié)果顯示，MT 對于40～59歲，病程≤ 3個月的腦卒中患者上肢運動功能干預效果更好；干預周期≤ 4 周、單次干預時間≤ 30 min、每天干預時間＞ 30 min 和干預每天2 次的MT 干預處方對于腦卒中患者的上肢運動功能改善效果更好。見表7。

表7 累計概率排序表Table 7 Probability Ranking Table 單位：%

2.5 敏感性分析

本研究通過逐個剔除單個研究對存在高度異質(zhì)性的上肢運動功能和(改良)Barthel 指數(shù)的研究進行敏感性分析。剔除鄭銀花等[29]的研究后上肢運動功能的合并效應為MD = 5.42, 95%CI 2.98～7.87,P＜ 0.001；I2由83%降至70%，異質(zhì)性降低且與對照組相比有顯著性差異(P＜ 0.05)；剔除其他單個研究后合并效應MD 的范 圍 為5.36～6.65，I2的 范 圍 為76%～84%，P均＜0.001。剔除鄭銀花等[29]的研究后(改良)Barthel 指數(shù)的合并效應為MD = 8.55, 95%CI 4.55～12.54,P＜ 0.001；I2由73%降至53%，異質(zhì)性降低且與對照組相比有顯著性差異(P＜ 0.05)；剔除孫鳳寶等[27]的研究后(改良)Barthel 指數(shù)的合并效應為MD = 12.11, 95%CI 10.15～14.07,P＜ 0.001；I2由73%降至9%，異質(zhì)性降低且與對照組相比有顯著性差異(P＜ 0.05)。見表8。

鄭銀花等[29]的研究納入對象全部為女性，性別可能是異質(zhì)性來源，剔除該項研究后，上肢運動功能的合并效應MD 和I2在較穩(wěn)定范圍內(nèi)，提示結(jié)果較為穩(wěn)健。鄭銀花等[29]的研究提示性別可能是(改良)Barthel指數(shù)的異質(zhì)性來源，但孫鳳寶等[27]的研究異質(zhì)性來源暫未發(fā)現(xiàn)。

2.6 發(fā)表偏倚

Egger 檢驗顯示，F(xiàn)MA-UE (|t| = 0.887,P＞ 0.05)、(改 良)Barthel 指 數(shù)(|t| = 0.198,P＞ 0.05)、FIM (|t| =0.314,P＞ 0.05)均不存在明顯發(fā)表偏倚，但漏斗圖存在不對稱情況，利用發(fā)表偏倚的非參數(shù)剪補法分析，發(fā)現(xiàn)前后效應量以及置信區(qū)間均未有顯著變化。見圖2。

2.7 證據(jù)質(zhì)量評價

GRADE 軟件顯示，針對上肢運動功能的證據(jù)質(zhì)量為中級，對ADL 的證據(jù)質(zhì)量為低級。見表9?？赡苡捎诓糠治墨I未采取分配隱藏或未完整設置盲法，考慮研究存在一定局限性；敏感性分析未發(fā)現(xiàn)孫鳳寶等[29]研究的異質(zhì)性來源，研究可能會有不一致性。

2.8 不良事件

納入13篇文獻均未報道由MT導致的不良事件。

3 討論

本研究納入文獻總體質(zhì)量較好，但仍存在一些局限性。多數(shù)文獻未完整匯報盲法情況或未實施分配隱藏，可能對后測結(jié)果產(chǎn)生影響。對上肢運動功能和(改良)Barthel 指數(shù)、FIM 指標進行發(fā)表偏倚檢驗，結(jié)果顯示均不存在明顯發(fā)表偏倚。對證據(jù)質(zhì)量評價的間接性和不精確性未發(fā)現(xiàn)明顯降級原因。Meta 分析顯示，上肢運動功能和(改良)Barthel 指數(shù)的I2均大于50%，研究間的異質(zhì)性較高，對上肢運動功能進行亞組分析后發(fā)現(xiàn)，患者的年齡、病程和MT的干預周期、時間、頻次可能都是異質(zhì)性來源；進行敏感性分析后發(fā)現(xiàn)性別可能是上肢運動功能和(改良)Barthel 指數(shù)共同異質(zhì)性來源，而(改良)Barthel 指數(shù)的另一異質(zhì)性來源無法解釋，考慮為降級因素。故MT 對腦卒中患者上肢運動功能的干預效果給予中級證據(jù)質(zhì)量，給予ADL 干預效果低級證據(jù)質(zhì)量。此外，本研究僅納入中、英文文獻，在納入文獻的全面性上可能有所不足；各研究間的異質(zhì)性較大，可能會影響結(jié)論的可靠性，需謹慎對待。

本研究結(jié)果顯示，MT 能顯著改善腦卒中偏癱患者的上肢運動功能和ADL，這與前人綜述結(jié)果[36-37]一致。與既往研究不同的是李遙等[38]的Meta分析認為每天干預時間＜ 30 min 可能更有助于上肢運動功能的恢復。MT 基于鏡像神經(jīng)元理論，人類的鏡像神經(jīng)元系統(tǒng)在人執(zhí)行某些動作如想象、觀察和模仿時會被激活[39]。激活鏡像神經(jīng)元促進腦卒中患者大腦功能進行重組，這些重組模式對預測腦卒中患者的治療效果起到至關(guān)重要的作用[41-42]。

本研究發(fā)現(xiàn)，當MT干預周期≤ 4周、單次干預時間≤ 30 min、每天干預時間＞ 30 min、干預頻次為每天2次時，MT對上肢運動功能干預效果更好。在增加單日頻次、時間的情況下，增加相同治療周期內(nèi)的總治療時長，使增加的治療量達到閾值，對上肢康復效果產(chǎn)生有益的影響[42]。

本研究還發(fā)現(xiàn)，對腦卒中患者進行MT 干預的時間越早越好，于發(fā)病后3 個月內(nèi)介入最佳，對年齡40～59 歲患者干預效果更好。有研究顯示，大多數(shù)的自發(fā)神經(jīng)恢復期在腦卒中發(fā)生的前3 個月，此后恢復程度逐漸減緩[40]，在腦卒中患者發(fā)病初期接受治療的配合度往往更高[24]，且對側(cè)大腦半球在腦卒中恢復早期的激活程度會更高，更能促進患側(cè)肢體運動功能的恢復[40]。且年齡與病程關(guān)系緊密，在患者年齡增長的同時病程也隨之增加，中老年患者也會發(fā)生進行性的肌肉量減少及肌肉力量下降，從而對運動系統(tǒng)造成負面影響，這可能是影響MT干預效果的因素之一。

鄭銀花等[29]的研究對象均為54歲左右女性，處于圍絕經(jīng)期或絕經(jīng)期，體內(nèi)雌激素及孕酮水平呈持續(xù)下降趨勢，這是導致中老年女性肌肉衰減和流失速度高于中老年男性的主要原因[43]。有研究表明，女性在絕經(jīng)期會出現(xiàn)虛弱乏力、易怒和肌肉關(guān)節(jié)疼痛等癥狀[44-45]，中老年女性在進行MT 時可能更容易出現(xiàn)煩躁、易怒等情緒，會不同程度影響干預效果。

4 結(jié)論

MT 對腦卒中患者上肢運動功能和ADL 有較顯著的改善效果，對上肢運動功能的改善效果受患者年齡和病程的影響，且與干預的周期、時間和頻次存在一定程度的劑量效應。

利益沖突聲明：所有作者聲明不存在利益沖突。