正念干預(yù)對(duì)老年癡呆病人照顧者干預(yù)效果的Meta分析

崔艷秋，費(fèi)丁家，錢蝶蝶，謝娟娟，張立秀

隨著人口老齡化，全球約有4 650萬人患有癡呆癥，到2050年將超過1.315億人[1]，老年癡呆嚴(yán)重影響病人及其照顧者的身心健康和生活質(zhì)量，幫助照顧者提高其照護(hù)能力，促進(jìn)病人疾病康復(fù)，減輕家庭和社會(huì)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)及保障癡呆病人生活具有重大意義[2]。 正念起源于東方佛教，1979年美國心理學(xué)家卡巴金(Kabat-Zinnn)將其引入臨床心理學(xué)，作為一種新的認(rèn)知干預(yù)逐漸得到重視[3]?？ò徒鸲x正念為“它將注意力有意地集中于當(dāng)下一刻，并對(duì)隨著展開的經(jīng)驗(yàn)不持評(píng)價(jià)態(tài)度”[3]。目前，較為成熟的正念干預(yù)主要包括正念減壓療法(MBSR)、正念認(rèn)知療法(MBCT)、接納與承諾療法(ACT)、辯證行為療法(DBT)[4-6]。國外有研究顯示，對(duì)老年癡呆照顧者實(shí)施正念干預(yù)可改善其抑郁癥狀，但是當(dāng)前國內(nèi)相關(guān)研究較少。近年來，正念干預(yù)在許多心理疾病及慢性病中作用顯著，能夠有效降低病人疼痛感知，減輕壓力、焦慮和抑郁，進(jìn)一步提高社會(huì)適應(yīng)能力，從而改善其生活質(zhì)量[7]。國外有報(bào)道正念干預(yù)對(duì)老年癡呆照顧者心理壓力的Meta分析，但其研究樣本量偏小且結(jié)論不一，缺乏充足的說服力?，F(xiàn)通過Meta分析方法，明確正念干預(yù)對(duì)老年癡呆照顧者壓力相關(guān)結(jié)果(抑郁、焦慮、感知壓力、負(fù)擔(dān)和心理健康相關(guān)的生活質(zhì)量)方面的有效性，為臨床應(yīng)用提供可靠依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 檢索策略 檢索 Cochrane Library、JBI、PubMed、EBSCO、Springer-Link 、Medline complete、CINAHL、中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫、中國知網(wǎng)(CNKI)、萬方及維普等數(shù)據(jù)庫，檢索時(shí)間為建庫至2020年3月。英文檢索關(guān)鍵詞“ dementia*/alzheimer*/cognit* /FAD/ATD ” “ mindful*/MBCT/MBSR/mindfulness-based congnitive intervention/mindfulness-based stress reduction” “caregivers*/carer*/caregiv*/spouse caregivers/family caregivers ” “RCT/randomized controlled trial ”。中文檢索關(guān)鍵詞正念、正念干預(yù)、正念減壓干預(yù)、正念認(rèn)知干預(yù)、老年癡呆、阿爾茲海默病、認(rèn)知功能障礙、照顧者、家庭照顧者、護(hù)理人員、配偶照顧者。

1.2 文獻(xiàn)納入和排除標(biāo)準(zhǔn) 納入標(biāo)準(zhǔn)：①研究類型(study design,S)為隨機(jī)對(duì)照研究(randomized controlled trial,RCT)。②研究對(duì)象(participants,P)為各種類型老年癡呆照顧者，同時(shí)沒有表現(xiàn)出嚴(yán)重的智力缺陷、自殺意念或暴力傾向或任何形式的精神障礙(如精神分裂癥、抑郁癥、雙相情感障礙、器質(zhì)性腦綜合征等)以及在過去1年內(nèi)酗酒或?yàn)E用藥物或之前參加過類似正念干預(yù)課程者。③干預(yù)措施(intervention,I)為照顧者提供正念干預(yù)，包括正念減壓、正念冥想、正念認(rèn)知、接納與承諾療法等。④對(duì)照組(control,C)只做一般心理教育或常規(guī)活動(dòng)。⑤結(jié)局指標(biāo)(outcome,O)為照顧者的抑郁癥狀、焦慮狀態(tài)、負(fù)擔(dān)、感知壓力和生活質(zhì)量改善情況。排除標(biāo)準(zhǔn)：重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)、干預(yù)方法或研究對(duì)象不符合納入標(biāo)準(zhǔn)、結(jié)局效應(yīng)不明確、研究結(jié)果缺乏原始數(shù)據(jù)。

1.3 文獻(xiàn)篩選與資料提取 由2名研究人員按照以上納入和排除標(biāo)準(zhǔn)獨(dú)立篩選文獻(xiàn)，提取文獻(xiàn)信息包括基本信息(作者、年份)、樣本量、干預(yù)措施、療程、測量時(shí)間、評(píng)價(jià)工具、結(jié)局指標(biāo)等。若有分歧，請(qǐng)第3名研究人員仲裁或小組討論決定。

1.4 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià) 采用Cochrane系統(tǒng)評(píng)價(jià)手冊(cè)中的質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)進(jìn)行評(píng)價(jià)[8]，包括隨機(jī)分配方法、分配方案隱藏、對(duì)研究對(duì)象及干預(yù)者實(shí)施盲法、對(duì)結(jié)果測評(píng)者實(shí)施盲法、結(jié)局指標(biāo)數(shù)據(jù)的完整性、選擇性報(bào)告研究結(jié)果的可能性和其他方面的偏倚來源。文獻(xiàn)質(zhì)量分為A級(jí)、B級(jí)、C 級(jí)3個(gè)等級(jí)。A級(jí)：低度偏倚，完全滿足上述質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)；B級(jí)：中度偏倚，部分滿足上述質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)；C級(jí)：高度偏倚，完全不滿足上述質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用 RevMan 5.3 軟件對(duì)研究資料進(jìn)行 Meta 分析。定量資料采用均方差(MD)或標(biāo)準(zhǔn)化均方差(SMD )及95%置信區(qū)間(95% CI)表示，定性資料采用相對(duì)危險(xiǎn)度(RR)及95% CI表示。通過χ2檢驗(yàn)各研究間異質(zhì)性，若各研究間無異質(zhì)性(P>0.1，I2<50%)，則采用固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)量；若各研究間具有異質(zhì)性(P<0.1，I2≥50%)，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型合并效應(yīng)量。分析其異質(zhì)性來源，對(duì)可能導(dǎo)致異質(zhì)性的因素進(jìn)行亞組或敏感性分析。如果無法判斷異質(zhì)性來源，則采用描述性分析。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果 本研究初步檢索獲得文獻(xiàn)515篇，其中英文文獻(xiàn)231篇，中文文獻(xiàn)284篇。采用NoteExpress剔除重復(fù)題錄后剩余253篇，根據(jù)文獻(xiàn)題名和摘要排除與主題不符、綜述、非RCT等文獻(xiàn)后剩余41篇；進(jìn)一步閱讀全文后，剩余8篇文獻(xiàn)，最終納入隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)8篇[9-16]。

2.2 納入研究的基本特征 共納入8篇[9-16]隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)研究，合計(jì)研究對(duì)象463例。其中隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)中干預(yù)組283例，對(duì)照組180例。對(duì)照組采用常規(guī)療法，干預(yù)組均采用正念干預(yù)，其中5篇[9-10,13,15-16]采用正念減壓療法、2篇[11,14]采用正念冥想及1篇[12]采用接納與承諾療法，具體包括8～12周正念課程，操作療程包括正念瑜伽、正念冥想、身體掃描、呼吸訓(xùn)練等技術(shù)。干預(yù)持續(xù)時(shí)間為每周15～120 min，隨訪時(shí)間為3～6個(gè)月。見表1。

表1 納入文獻(xiàn)的基本特征

2.3 納入文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)方法 本研究納入的8篇文獻(xiàn)中，2篇[10-11]文獻(xiàn)質(zhì)量等級(jí)為A級(jí)，6篇[9,12-16]文獻(xiàn)質(zhì)量等級(jí)為B級(jí)。研究均比較了試驗(yàn)組和對(duì)照組的年齡、性別等基線資料，結(jié)果均顯示兩組的基線可比(P>0.05)。8篇文獻(xiàn)均提及隨機(jī)，其中5篇文獻(xiàn)描述了隨機(jī)分配方法，4篇[9-11,14]采用計(jì)算機(jī)隨機(jī)生成數(shù)分組，1篇[15]采用隨機(jī)數(shù)字表法分組；3篇[9-10,15]文獻(xiàn)描述了分配方案隱藏；3篇[9-10,12]文獻(xiàn)對(duì)研究對(duì)象、干預(yù)者及結(jié)果測評(píng)者實(shí)施盲法。見表2。

表2 納入文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)方法

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1 抑郁癥狀 7篇[9-15]文獻(xiàn)報(bào)道了正念干預(yù)對(duì)老年癡呆照顧者抑郁癥狀的干預(yù)效果 ，由于各項(xiàng)研究使用測量工具不同，因此采用標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差(SMD)進(jìn)行分析，異質(zhì)性檢驗(yàn)，P=0.69，I2=0%，采用固定效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示在干預(yù)結(jié)束時(shí)試驗(yàn)組老年癡呆病人照顧者抑郁癥狀的改善效果優(yōu)于對(duì)照組，兩組老年癡呆病人照顧者抑郁癥狀比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=-0.42，95% CI (-0.61，-0.23),P<0.05]。見圖1。

圖1 試驗(yàn)組和對(duì)照組老年癡呆病人照顧者抑郁癥狀的Meta分析

2.4.2 焦慮狀態(tài) 4篇[9,11,14,15]文獻(xiàn)報(bào)道了正念干預(yù)對(duì)癡呆照顧者焦慮狀態(tài)的干預(yù)效果，異質(zhì)性檢驗(yàn)，P=0.15,I2=96%，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示兩組照顧者焦慮狀態(tài)比較差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=-0.80,95% CI (-1.89,0.28),P=0.15]。見圖2。進(jìn)行敏感性分析，異質(zhì)性的來源可能與干預(yù)療程長短有關(guān)，3篇[10，12,15]文獻(xiàn)干預(yù)療程均為8周，金芳等[16]干預(yù)療程為4周，剔除該文獻(xiàn)后再合并，異質(zhì)性檢驗(yàn)P=0.28，I2=69%，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示兩組焦慮狀態(tài)比較差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=-0.24,95% CI (-0.68,-0.17),P=0.28]。3篇[10,12,15]文獻(xiàn)對(duì)正念干預(yù)效果進(jìn)行隨訪，隨訪時(shí)間主要集中在3個(gè)月和6個(gè)月，以干預(yù)結(jié)束后焦慮狀態(tài)與隨訪期間進(jìn)行比較異質(zhì)性檢驗(yàn)P=0.91,I2=0%，采用固定效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=-0.18,95% CI (-0.42,0.05),P=0.13]，以隨訪時(shí)間為亞組，剔除1篇隨訪時(shí)間為3個(gè)月文獻(xiàn)。2篇[12,15]隨訪時(shí)間為6個(gè)月，異質(zhì)性檢驗(yàn)P=0.69,I2=0%，采用固定效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示，干預(yù)結(jié)束后與第6個(gè)月隨訪時(shí)兩組焦慮狀態(tài)比較差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=-0.19,95% CI (-0.38,0.00),P=0.05]。見圖3。

圖2 試驗(yàn)組和對(duì)照組老年癡呆病人照顧者焦慮狀態(tài)的Meta分析

圖3 試驗(yàn)組和對(duì)照組老年癡呆病人照顧者焦慮狀態(tài)隨訪效果亞組評(píng)價(jià)的Meta分析

2.4.3 照顧者負(fù)擔(dān) 3篇[9,13,15]文獻(xiàn)報(bào)道了正念干預(yù)對(duì)老年癡呆病人照顧者負(fù)擔(dān)的干預(yù)效果，異質(zhì)性檢驗(yàn)P=0.54,I2=0%，采用固定效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示兩組照顧者負(fù)擔(dān)比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=-0.08，95% CI (-0.24,0.26),P=0.65]。見圖4。

圖4 試驗(yàn)組和對(duì)照組老年癡呆病人照顧者負(fù)擔(dān)的Meta分析

2.4.4 照顧者感知壓力 4篇[9-10,13,15]文獻(xiàn)報(bào)道了正念干預(yù)對(duì)癡呆照顧者感知壓力的干預(yù)效果，異質(zhì)性檢驗(yàn)P=0.24,I2=29%，采用固定效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示兩組照顧者感知壓力比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[MD=-2.01,95% CI (-3.73,-0.30),P=0.02]。見圖5。

圖5 試驗(yàn)組和對(duì)照組老年癡呆病人照顧者感知壓力的Meta分析

2.4.5 照顧者生活質(zhì)量 4篇[9-11,15]文獻(xiàn)報(bào)道了正念干預(yù)對(duì)老年癡呆病人照顧者生活質(zhì)量的干預(yù)效果，異質(zhì)性檢驗(yàn)P=0.35，I2=9%，故采用固定效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示兩組照顧者生活質(zhì)量比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[SMD=0.38,95% CI (0.15,0.61),P=0.001]。見圖6。

圖6 試驗(yàn)組和對(duì)照組老年癡呆病人照顧者生活質(zhì)量的Meta分析

2.5 發(fā)表偏倚分析 通過Egger檢驗(yàn)進(jìn)行發(fā)表偏倚分析，結(jié)果顯示各個(gè)指標(biāo)均為P>0.05，說明各項(xiàng)研究存在發(fā)表偏倚的可能性較小。

3 討論

3.1 正念干預(yù)對(duì)老年癡呆病人照顧者抑郁癥狀和生活質(zhì)量的影響 本研究結(jié)果顯示，與對(duì)照組比較，試驗(yàn)組老年癡呆病人照顧者抑郁癥狀改善和生活質(zhì)量提高。這與Paller等[17-18]研究結(jié)果一致，原因可能是：抑郁情緒可能促使交感神經(jīng)張力增高，兒茶酚胺分泌增多，從而影響機(jī)體，產(chǎn)生心悸、胸悶等不適癥狀，同時(shí)可能增加病人心理負(fù)擔(dān)及心理應(yīng)激程度[19]。這與PinQuart等[20]研究結(jié)果不一致，可能原因與研究數(shù)量及納入標(biāo)準(zhǔn)等因素有關(guān)。

3.2 正念干預(yù)對(duì)老年癡呆病人照顧者感知壓力的影響 與對(duì)照組比較，正念干預(yù)能更有效地緩解照顧者感知壓力，這與O′Donnell[21]研究結(jié)果一致。原因可能是：正念干預(yù)通過各種方式減少?zèng)_動(dòng)行為，加強(qiáng)控制能力，使照顧者情感發(fā)生轉(zhuǎn)移，積極情緒占主導(dǎo)地位，從而減少角色轉(zhuǎn)換產(chǎn)生的壓力及陳舊思維模式帶來的不適感[22]。

3.3 正念干預(yù)對(duì)老年癡呆病人照顧者焦慮狀態(tài)和照顧者負(fù)擔(dān)的影響 本研究結(jié)果顯示，正念干預(yù)在焦慮狀態(tài)和照顧者負(fù)擔(dān)方面效果不顯著。在焦慮狀態(tài)方面，這與Kishita等[23-25]研究結(jié)果不一致，可能原因：①納入研究結(jié)局指標(biāo)測量工具不同，雖進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)偏差分析，但論證強(qiáng)度不夠；②照顧者與病人家庭關(guān)系存在多樣性，而本研究納入文獻(xiàn)中照顧者模式相對(duì)固定，主要為女性配偶或女兒，然而由于生理因素等原因，女性比男性更容易產(chǎn)生焦慮情緒。在照顧者負(fù)擔(dān)方面，這與Collins等[25]研究結(jié)果不一致，可能原因與干預(yù)時(shí)間長短有關(guān)。

3.4 本研究局限性 ①由于納入文獻(xiàn)僅為已發(fā)表的中英文隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)，可能存在收錄不全而導(dǎo)致發(fā)表偏倚；②本次納入的研究來自多個(gè)國家與地區(qū)，受試對(duì)象的人種、身體素質(zhì)等不同，可能存在一定的臨床異質(zhì)性。③本研究納入文獻(xiàn)較少，故未進(jìn)行漏斗圖的描繪，可能存在發(fā)表偏倚。

綜上所述，對(duì)老年癡呆病人照顧者進(jìn)行正念干預(yù)能夠有效改善抑郁癥狀、減輕感知壓力、提高生活質(zhì)量，但對(duì)焦慮狀態(tài)和負(fù)擔(dān)方面效果不明顯。近年來，在我國護(hù)理研究領(lǐng)域中正念干預(yù)因操作簡單且成本低而新穎，已用于慢性疼痛、癌癥、風(fēng)濕性關(guān)節(jié)炎、纖維肌痛綜合征、心血管疾病等疾病。但是否能使癡呆病人的照護(hù)者真正受益，需要進(jìn)一步研究證明。目前相關(guān)研究中RCT數(shù)量不多，且大多數(shù)研究的干預(yù)時(shí)間和隨訪時(shí)間都相對(duì)較短,今后研究可適當(dāng)延長干預(yù)時(shí)間,增加干預(yù)頻次，加強(qiáng)隨訪，從而更好地評(píng)價(jià)正念干預(yù)對(duì)老年癡呆照顧者的長期效果?？紤]到大多數(shù)護(hù)理參與者均為女性，鼓勵(lì)今后研究中增加男性照顧者，更好地論證正念干預(yù)的廣泛適用性。建議未來進(jìn)行多中心、大樣本和長期的研究，為臨床提供更可靠的證據(jù)。