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内观治疗对精神分裂症疗效的Meta分析

时间:2020-08-14 08:14

来源:未知作者:admin点击:

  摘要:目的系统评价内观治疗对精神分裂症的疗效。方法计算机检索PubMed、Ovid、CNKI、维普中国科技期刊全文数据库(VIP)和万方数据库(WanFang),全面收集内观疗法治疗精神分裂症的随机对照试验文献,根据Cochrane系统评价方法进行筛选、数据提取和质量评估,采用RevMan5.3软件进行Meta分析。结果共纳入11篇研究文献,合计1133例研究对象,Meta分析结果显示,研究组症状自评量表(SCL-90)评分、阳性及阴性症状评定量表(PANSS)评分、自知力及治疗态度问卷(ITAQ)评分、服药依从性评估及复发率等指标均优于对照组(P<0.05)。结论内观治疗可改善精神分裂症患者的临床症状及人际关系,增加患者对疾病的自知力,改善治疗态度,促进服药依从性,降低疾病的复发率。
  关键词:内观治疗 精神分裂症 疗效 Meta分析

  精神分裂症是一种慢性、迁延性的精神疾病,复发率高、致残率高[1],临床多采用药物治疗、心理治疗、物理治疗等相结合的综合性治疗方案[2]。内观治疗是由日本吉本伊信创立,是源于东方文化的心理治疗方法[3],近年逐渐应用于精神分裂症的临床治疗。本研究拟就内观治疗对精神分裂症疗效的临床随机对照试验进行Meta分析,为内观治疗对精神分裂症的疗效提供循证医学证据。

  1 资料与方法

  1.1 资料来源
  采用主题词与关键词相结合的方法,以“NaiKan*”“Schizophrenia”“Schizoid*”为检索词检索PubMed、Ovid等外文数据库;以“内观*”“精神分裂症”“分裂样”为检索词检索中国期刊全文数据库(CNKI)、维普中国科技期刊全文数据库(VIP)和万方数据库(WanFang)等中文数据库,追溯纳入文献的参考文献。检索时限设定为2000~2019年,末次检索时间为2019年12月31日;语言仅限于中文和英文。
  1.2 纳入与排除标准
  1.2.1纳入标准:
  ①试验设计为随机对照研究;文献统计方法恰当,数据表达明确;各文献研究方法相似,有综合的统计指标,如均数差(MD)或相对危险度(RR)及其可信区间(95% CI);②经《中国精神障碍分类与诊断标准》第2版、或《精神疾病诊断与统计手册》第4版、或《国际疾病分类》第9版以上精神分裂症诊断标准确诊的精神分裂症患者,病情稳定,不伴其他严重精神或躯体疾病;③干预方法:对照组采用药物治疗+康复治疗的常规治疗,研究组在常规治疗基础上合并内观治疗。内观治疗设置基本一致。选择舒适、安静的空间,患者可以坐着、躺着,也可以自由走动,除入厕外,基本不离开该空间,不与治疗师外任何人联系交流,禁止喝茶、读报等其他活动;内观对象从父母或生活中最重要的人开始,围绕对象集中回忆三方面内容:对方为我做了什么;我为对方做了什么;我给对方添了什么麻烦。从幼年开始按时间先后顺序对每一阶段进行回忆;咨询师每隔1、2 h与患者访谈5 min,由内观者按既定的内观3项目逐一报告;内观治疗时间设定为集中内观或分散内观治疗。
  1.2.2排除标准:
  ①试验研究设计不严谨的文献;②未提供充足原始数据或数据有误的文献;③未设立对照组或对照组不为精神分裂症患者的文献;④摘要、病例报道、评论和综述类文献;⑤数据重复的文献。
  1.3 结局指标
  症状自评量表(SCL-90)评分、阳性及阴性症状评定量表(PANSS)评分、自知力及治疗态度问卷(ITAQ)评分、服药依从性及复发率。
  1.4 资料提取与文献质量评价
  资料的提取和质量评价由2位研究者独立完成,由另一位研究者核对数据一致性,遇不同意见时通过讨论、评价组协商判定解决,若无法获得所需资料时尽可能与原作者联系获得。文献资料提取:采用统一自制表格收集资料,提取资料内容包括基线资料和纳入统计分析的原始数据。所有原始数据均输入系统评价管理软件(RevMan5.3)进行研究结果分析。文献质量评价:采用Cochrane风险偏倚评估工具,从6个方面评估偏倚风险对文献进行质量评价。
  1.5 统计学方法
  采用RevMan5.3软件学软件进行数据分析。①异质性检验,采用x2检验异质性,用I2评估异质性大小,若P>0.05表明各研究间同质,支持固定效应模型分析;若P<0.05表明各研究间异质,先通过敏感性分析或分层分析对异质性的原因进行分析处理,剔除不符合要求的文献,使待合并的资料达到同质后再用固定效应模型分析,若经上述处理后仍无法解决异质性,则采用随机效应模型分析;②求效应大小,分类变量计算合并效应相对危险度(RR),计量资料计算加权均数差(WMD);③计算效应95%可信区间(95% CI)并进行统计推断;④根据入选研究的数量决定是否采用漏斗图分析,进行发表偏倚等评估。

  2 结果

  2.1 文献检索结果
  共检出相关中文文献744篇,英文文献2篇,剔除重复文献,阅读文献标题、摘要等大致内容后,初筛出中文文献44篇进行全文阅读,排除数据缺失有误重复、非随机对照设计、干预措施不符合等文献,最终纳入11篇中文文献[4-14],共1133例研究对象,其中研究组568例,对照组565例。文献筛选流程及结果见图1,纳入研究文献的基本情况见表1。
  
  图1 文献筛选流程及结果图
  表1 11篇文献纳入研究基本特征
  纳入研究 例数(T/C) 年龄(岁) 性别 病程
  丁书申等2010[4] 22(12/10) 26~38 男性 18~72个月
  陆如平等2011[5] 112(56/56) 35~48 男59例,女53例 12~20年
  徐青2011[6] 90(45/45) 18~40 男58例,女32例 1~3年
  周一平等2012[7] 102(48/54) 23~45 男58例,女44例 2~9年
  马秀青等2013[8] 64(32/32) 研究组(28.5±9.3)岁;对照组未提及 研究组男17例,女15例;对照组未提及 研究组(6.9±4.3)年;对照组未提及
  王飞等2013[9] 100(50/50) 24~39 男50例,女50例 2~5年
  茅荣杰等2014[10] 85(41/44) 24~43 男33例,女52例 2~15年
  高红艳等2015[11] 108(52/56) 21~60 男47例,女61例 未提及
  佘正骏等2015[12] 96(49/47) 18~45 女性 未提及
  张红等2015[13] 234(123/111) 27~50 男122例,女112例 8~20年
  赵静等2018[14] 120(60/60) 25~58 男57例,女63例 2~6年
  2.2 文献质量评价结果
  根据Cochrane偏倚风险评估工具,对纳入研究的11篇文献进行质量评价,结果数据均完整,选择性报告结果均为否,其他偏倚风险评估结果见表2,图2。
  
  图2 纳入研究Cochrane偏倚风险图
  表2 11篇文献纳入研究Cochrane风险偏倚评估结果
  纳入研究 随机方法 分配隐藏 盲法 其他偏倚 纳入研究 随机方法 分配隐藏 盲法 其他偏倚
  丁书申等2010[4] 仅提及随机 未提及 未提及 不清楚 茅荣杰等2014[10] 随机数字表 未提及 未提及 不清楚
  陆如平等2011[5] 仅提及随机 未提及 未提及 不清楚 高红艳等2015[11] 随机数字表 未提及 治疗单盲 不清楚
  徐青2011[6] 仅提及随机 未提及 未提及 不清楚 佘正骏等2015[12] 仅提及随机 未提及 未提及 不清楚
  周一平等2012[7] 随机数字表 未提及 盲法评估 不清楚 张红等2015[13] 随机数字表 未提及 盲法评估 不清楚
  马秀青等2013[8] 仅提及随机 未提及 未提及 不清楚 赵静等2018[14] 随机数字表 未提及 未提及 不清楚
  王飞等2013[9] 仅提及随机 未提及 未提及 不清楚
  2.3 Meta分析结果
  11项研究中对SCL-90评分、PANSS评分、ITAQ评分、服药依从性及复发率等研究指标进行Meta分析,为尽可能保持纳入分析的研究指标具有临床同质性,根据随访周期将研究指标分为短期随访评估结果(≤12周)和长期随访评估结果(>12周)两类。
  2.3.1 SCL-90评分:
  有3项研究[11,12,14]报道显示,研究组和对照组的SCL-90评分,其中2项研究提供了敌对因子分和人际关系敏感因子分[11,14],1项研究提供了总分[12],故进行敌对因子分和人际关系敏感因子分的合并分析,均为短期随访评估结果,纳入精神分裂症患者228例,研究组112例,对照组116例。SCL-90评分中敌对因子分Meta分析,研究间存在异质性(x2=4.75,P=0.03,I2=79%),故采用随机效应模型合并统计量进行分析;Meta分析结果显示,内观治疗后,研究组敌对因子分低于对照组[WMD=-1.25,95% CI(-2.35,-0.15),Z=2.23,P=0.03]。见图3。SCL-90评分中人际关系敏感因子分Meta分析,研究间异质性无显着性差异(x2=0.60,P=0.44,I2=0%),故采用固定效应模型合并统计量进行分析;Meta分析结果显示,内观治疗后,研究组人际关系敏感因子分低于对照组[WMD=-2.43,95% CI(-3.47,-1.40),Z=4.62,P<0.001]。见图4。
  
  图3 内观治疗对精神分裂症患者SCL-90评分中敌对因子评分的Meta分析
  
  图4 内观治疗对精神分裂症患者SCL-90评分中人际关系敏感因子评分的Meta分析
  2.3.2 PANSS评分:
  有3项研究对PANSS进行短期随访评估[11-13]。Meta分析共纳入精神分裂症患者439例,研究组224例,对照组215例。研究间存在异质性(x2=31.28,P<0.001,I2=94%),故采用随机效应模型合并统计量进行分析;Meta分析结果显示,两组差异无统计学意义[WMD=-3.14,95% CI(-8.71,2.42),Z=1.11,P=0.27]。进行敏感性分析,剔除一项样本量较大的研究(张红等[13],2015),异质程度减小(x2=3.94,P=0.05,I2=75%),Meta分析结果显示,内观治疗后,研究组PANSS评分低于对照组[WMD=-5.60,95% CI(-9.30,-1.90),Z=2.96,P=0.003]。见图5。
  
  图5 内观治疗对精神分裂症患者PANSS评分的Meta分析
  2.3.3ITAQ评分:
  有2项研究对内观治疗后ITAQ评分进行短期随访评估[11,13]。共纳入精神分裂症患者343例,研究组175例,对照组168例。研究间异质性无显着性差异(x2=0.00,P=1,I2=0%),故采用固定效应模型合并统计量分析;Meta分析显示,内观治疗后,研究组ITAQ评分高于对照组[WMD=2.00,95% CI(0.90,3.10),Z=3.57,P<0.001]。见图6。有2项研究根据ITAQ评分将患者对疾病自知力分为完全认识、部分认识和没有认识,进行短期和长期随访评估[5,9]。Meta分析纳入精神分裂症患者212例,研究组106例,对照组106例。短期和长期随访结果分析均显示研究间异质性无显着性差异(短期:x2=3.07,P=0.08,I2=67%;长期:x2=0.02,P=0.90,I2=0%),故采用固定效应模型对统计量进行分析;Meta分析结果显示,短期和长期随访均为研究组对疾病有认识的患者比例优于对照组[短期:RR=1.45,95% CI(1.11,1.91),Z=2.68,P=0.007;长期:RR=1.61,95% CI(1.25,2.07),Z=3.71,P<0.001]。见图7,图8。
  
  图6 内观治疗对精神分裂症患者ITAQ评分的Meta分析
  
  图7 内观治疗对精神分裂症患者疾病自知力的短期随访结果Meta分析
  
  图8 内观治疗对精神分裂症患者疾病自知力的长期随访结果Meta分析
  2.3.4服药依从性:
  有4项研究[5,6,9,10]将服药依从性分为完全依从、部分依从、不依从进行评估。随访3个月内评估有2项研究[5,9],纳入精神分裂症患者212例,研究组106例,对照组106例。研究间异质性无显着性差异(x2=0.46,P=0.50,I2=0%),故采用固定效应模型对统计量进行分析;Meta分析结果显示,两组差异无统计学意义[RR=1.07,95% CI(1.00,1.16),Z=1.86,P=0.06]。见图9。随访6个月内评估有3项研究[6,9,10],纳入精神分裂症患者274例,研究组135例,对照组139例。研究间异质性无显着性差异(x2=4.36,P=0.11,I2=54%),故采用固定效应模型对统计量进行分析;Meta分析结果显示,研究组服药依从性比例优于对照组[RR=1.28,95% CI(1.12,1.46),Z=3.67,P<0.001]。见图10。随访1年时评估有2项研究[5-6],纳入精神分裂症患者202例,研究组101例,对照组101例。研究间存在异质性(x2=5.22,P=0.02,I2=81%),故采用随机效应模型对统计量进行分析;Meta分析结果显示,两组差异无统计学意义[RR=1.18,95% CI(0.85,1.64),Z=1.00,P=0.32]。见图11。
  
  图9 内观治疗对随访3个月内精神分裂症患者服药依从性的Meta分析
  
  图10 内观治疗对随访6个月精神分裂症患者服药依从性的Meta分析
  
  图11 内观治疗对随访1年精神分裂症患者服药依从性的Meta分析
  2.3.5复发率:
  有5项研究通过长期随访对复发率进行评估[4,5,6,9,14]。纳入精神分裂症患者444例,研究组223例,对照组221例。研究间异质性无显着性差异(x2=1.40,P=0.84,I2=0%),故采用固定效应模型对统计量进行分析;Meta分析显示,研究组服药依从性比例优于对照组[RR=0.30,95% CI(0.20,0.45),Z=5.77,P<0.001]。见图12。
  
  图12 内观治疗对精神分裂症患者复发率的Meta分析

  3 讨论

  精神分裂症患者主要表现为知、情、意的失调[15-16],康复期患者常存在情感上的孤独、焦虑、抑郁等[17-19],认知上的病耻、被抛弃、对他人的偏执等[20-22],人际关系、社会功能和生活质量严重受损[23-25]。内观治疗围绕三个主题对自己和他人的关系进行再次体验和思考,看到自己给别人带来的麻烦,体验到别人给自己的关心帮助,以被触动的情感修正歪曲病态的认知,察觉自己的问题,增加对他人的理解,促使行为的改变,改善人际关系和自己的心理健康状态[3]。
  本次研究纳入的5个研究指标Meta分析结果表明,内观治疗能有效降低精神分裂症患者的PANSS评分和SCL-90的敌对因子、人际关系敏感因子评分,患者的临床症状及人际关系,有效提高ITAQ评分,增加患者对疾病的自知力,改善治疗态度;6个月随访研究提示其能促进患者服药依从性,为期1年的随访表明其能有效降低疾病的复发率。
  本项研究的局限性:①所纳入文献的随机化方案、隐匿分组、盲法评估等不明确,缺乏高质量篇目;②研究对象的病程、临床类型、药物治疗方案、环境设置等因素对疗效可能存在不同影响,信息描述不详,无法对此进行分类分析;③文献涉及的研究指标众多,研究数量缺乏,相关心理健康状态未能进行Meta分析。故本项研究的证据质量受到一定限制,内观治疗对精神分裂症可能存在一定疗效,但研究结果尚需进一步验证。
  为提高循证医学证据质量,有效判断内观治疗对精神分裂症患者的疗效,帮助临床采取合适的治疗决策,合理应用医疗资源,建议未来在此方面研究中:①注重随机盲法等科学研究方法,规范报告格式,提高研究及报告质量;②合理设计,充分考虑可能影响因素,详细提供研究信息,对同一类研究目标尽可能采用相同的研究指标及判断标准,以便增加文献资料纳入Meta分析的可利用度。

  参考文献
  [1] Charlson F J,Ferrari A J,Santomauro D F,et al.Global Epidemiology and Burden of Schizophrenia:Findings From the Global Burden of Disease Study 2016[J].Schizophr Bull,2018,44(6):1195-1203.
  [2] 王祖承,方贻儒.精神病学[M].上海:上海科技教育出版社,2011:128-134.
  [3] 真荣城辉明.内观疗法[M].王祖承,黄辛隐,南达元,等.译.北京:人民卫生出版社,2011:1-18.
  [4] 丁书申,张彦华.内观疗法在偏执型精神分裂症患者中的应用及观察[J].实用医技杂志,2010,17(5):482.
  [5] 陆如平,嘉玲.内观疗法对精神分裂症依从性及复发的影响[J].临床精神医学杂志,2011,21(2):115-116.
  [6] 徐青.内观疗法在首次住院精神分裂症康复中的应用[J].中国中医药咨讯,2011,3(5):53.
  [7] 周一平,粟幼嵩,陈俊,等.内观疗法在住院精神分裂症患者中的应用效果[J].中华现代护理杂志,2012,18(17):2016-2018.
  [8] 马秀青,赵劲松.内观疗法对精神分裂症康复期患者自尊和主观幸福感的影响[J].大家健康(学术版),2013,7(9):30.
  [9] 王飞,胡群英,李宁.内观疗法对首发精神分裂症服药依从性及复发影响探究[J].亚太传统医药,2013,9(10):102-103.
  [10] 茅荣杰,朱光,罗碧明,等.内观疗法与行为疗法对精神分裂症患者近期服药依从性的影响[J].临床精神医学杂志,2014,24(4):217-219.
  [11] 高红艳,班春霞,赵姣文,等.内观疗法对社区精神分裂症康复期患者疗效对照研究[J].山西医药杂志,2015,44(18):2120-2122.
  [12] 佘正骏,胡健,吴贻明,等.内观治疗对精神分裂症康复期女性患者的疗效观察[J].中国民康医学,2015,27(4):102-104.
  [13] 张红,李晨虎,赵立宇,等.对内观疗法辅助治疗精神分裂症疗效的1年随访:一项单盲、随机对照研究[J].上海精神医学,2015,27(4):220-227.
  [14] 赵静,郭慧荣,连楠,等.内观心理疗法对慢性精神分裂症患者社会人际关系、社会功能及生活质量的影响[J].国际精神病学杂志,2018,45(1):55-58.
  [15] 江开达,周东丰.精神病学[M].北京:人民卫生出版社,2005:109-111.
  [16] 陈声云,张可,夏晓伟,等.稳定期精神分裂症患者社会认知功能损害特征及其影响因素的分析[J].中山大学学报(医学版),2019,40(6):930-937.
  [17] Michalska da Rocha B,Rhodes S,Vasilopoulou E,et al.Loneliness in Psychosis:A Meta-analytical Review[J].Schizophr Bull,2018,44(1):114-125.
  [18] Roux P,Misdrahi D,Capdevielle D,et al.Mediation Analyses of Insight,Quality of Life,Depression,and Suicidality:Results From the FACE-SZ Cohort[J].J Clin Psychiatry,2018,79(3):11638.
  [19] Hswen Y,Naslund J A,Brownstein J S,et al.Online Communication about Depression and Anxiety among Twitter Users with Schizophrenia:Preliminary Findings to Inform a Digital Phenotype Using Social Media[J].Psychiatr Q,2018,89(3):569-580.
  [20] 冯洁,林雪霏,班春霞,等.精神分裂症患者病耻感在国内的研究进展[J].中国健康心理学杂志,2020,28(5):797-800.
  [21] Vidovic D,Brecic P,Vilibic M,et al.Insight and self-stigma in patients with schizophrenia[J].Acta Clin Croat,2016,55(1):23-28.
  [22] Picco L,Pang S,Lau Y W,et al.Internalized stigma among psychiatric outpatients:Associations with quality of life,functioning,hope and self-esteem[J].Psychiatry Res,2016,246:500-506.
  [23] Alessandrini M,Lan?on C,Fond G,et al.A structural equation modelling approach to explore the determinants of quality of life in schizophrenia[J].Schizophr Res,2016,171(1-3):27-34.
  [24] Dziwota E,Stepulak M Z,Wloszczak-Szubzda A,et al.Social functioning and the quality of life of patients diagnosed with schizophrenia[J].Ann Agric Environ Med,2017,25(1):50-55.
  [25] 张枫艳.精神分裂症患者生活质量状况调查及影响因素与防治对策分析[J].临床医药文献电子杂志,2019,6(49):187-188.

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