楊劍，梁艷，邱卓英，吳銘，李安巧

1.華東師范大學(xué)體育與健康學(xué)院，上海市 200241；2.華東師范大學(xué)“青少年健康評(píng)價(jià)與運(yùn)動(dòng)干預(yù)”教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，上海市 200241；3.中國康復(fù)研究中心/中國康復(fù)科學(xué)所康復(fù)信息研究所，北京市 100068；4.世界衛(wèi)生組織國際分類家族中國合作中心，北京市 100068；5.中國ICF 研究院，山東濰坊市 261000；6.中國智力和發(fā)展性殘疾分級(jí)、評(píng)估與康復(fù)（運(yùn)動(dòng)）重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，鄭州大學(xué)，河南鄭州市450001

抑郁癥是全球發(fā)病率最高的精神障礙之一，臨床表現(xiàn)為持續(xù)性情緒低落、認(rèn)知能力受損、睡眠改變、食欲下降和出現(xiàn)自殺意念等[1]。全球近3 億人遭受抑郁癥困擾，且臨床罹患率仍逐年升高[2]。藥物療法和心理療法是抑郁癥的主要治療方式[3]，但仍存在一定問題，如藥物治療中的安慰劑效應(yīng)[4]和副作用[5]，心理治療中的羞辱感和病恥感[6]，使患者對(duì)治療的依從性低、退出率高。美國國立補(bǔ)充和替代醫(yī)學(xué)中心提出補(bǔ)充性和替代性醫(yī)學(xué)(complementary and alternative medicine,CAM)，以促進(jìn)醫(yī)學(xué)的多元化并補(bǔ)充臨床治療的不足[7]，具體包括替代醫(yī)學(xué)體系、精神機(jī)體互動(dòng)法、生物學(xué)療法、推拿按摩療法和能量療法。瑜伽、太極拳和氣功是當(dāng)前較為常用的精神機(jī)體互動(dòng)療法，三者都視軀體、精神和外在環(huán)境為一體，通過體式、調(diào)息、放松術(shù)和冥想等練習(xí)促進(jìn)身心與外在環(huán)境的動(dòng)態(tài)平衡，達(dá)成對(duì)健康的維護(hù)[8]，因三者同時(shí)為傳統(tǒng)的體育活動(dòng)項(xiàng)目，又被稱為身心鍛煉(mind-body exercise,MBE)。

身心鍛煉可以幫助練習(xí)者減少消極情緒[9]，緩解疲勞[10]，改善睡眠質(zhì)量[11]，提升主觀幸福感[12]。研究表明身心鍛煉可以減輕不同人群的抑郁癥狀。Field等[13-14]對(duì)抑郁癥孕婦進(jìn)行瑜伽干預(yù)12 周，抑郁評(píng)分顯著降低。老年女性和產(chǎn)后抑郁癥患者也有相似的結(jié)果[15-16]。太極拳和氣功多用于老年慢性病伴抑郁患者的研究中。周濤[17]采用氣功干預(yù)12周，顯著降低糖尿病抑郁患者的抑郁癥狀。Meta分析證實(shí)，身心鍛煉對(duì)非臨床抑郁者[12]、重度抑郁癥患者[18-19]和慢性病患者[20]具有積極的效應(yīng)。

但也有Meta 分析表明，瑜伽并不能減輕女性癌癥伴抑郁患者[21]和產(chǎn)婦的抑郁感[22]。Liu等[23]發(fā)現(xiàn)，數(shù)周太極拳練習(xí)并未減輕練習(xí)者的抑郁癥狀。

循證醫(yī)學(xué)將研究結(jié)果間的差異來源劃分為臨床異質(zhì)性和方法學(xué)異質(zhì)性[24]。臨床異質(zhì)性是由受試者不同、干預(yù)措施差異所引起的效應(yīng)量變異；這在抑郁癥干預(yù)研究中較為常見，如身心鍛煉對(duì)中老年抑郁人群的干預(yù)效應(yīng)要高于其他人群[15,25]；對(duì)非臨床患者效應(yīng)明顯，而對(duì)抑郁程度較高的臨床患者效應(yīng)較低[26]。鍛煉項(xiàng)目的差異也可能影響干預(yù)效應(yīng)。氣功對(duì)于健康人抑郁感的調(diào)節(jié)效果優(yōu)于太極拳[23]。劑量-效應(yīng)是體育活動(dòng)促進(jìn)健康的熱點(diǎn)問題。一項(xiàng)Meta 分析發(fā)現(xiàn)，持續(xù)45～59 min、10～16 周的有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)抑郁癥效益最明顯[27]。方法學(xué)異質(zhì)性一般由人為因素引起，通常指研究方法學(xué)質(zhì)量控制不佳。由于鍛煉干預(yù)類研究在實(shí)施中不可控因素較多，致使方法學(xué)質(zhì)量風(fēng)險(xiǎn)較高。多項(xiàng)研究認(rèn)為，盡管得出積極的干預(yù)效應(yīng)，但質(zhì)量上的欠缺可能會(huì)夸大實(shí)際效應(yīng)量[12,23,28]。

本研究納入隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)(randomized controlled trials,RCTs)，以檢驗(yàn)單獨(dú)身心鍛煉和身心鍛煉聯(lián)合藥物干預(yù)抑郁癥的效應(yīng)，并從受試者人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、抑郁嚴(yán)重程度、干預(yù)劑量和方法學(xué)質(zhì)量4 個(gè)維度探究異質(zhì)性來源。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)檢索

檢 索Web of Science、PubMed、EMbase、Cochrane Library、PaycINFO、SPORTDiscu、中國生物醫(yī)學(xué)(CBM)和中國知網(wǎng)(CNKI)8 個(gè)數(shù)據(jù)庫中，關(guān)于太極拳、瑜伽和氣功三項(xiàng)身心鍛煉干預(yù)抑郁癥的RCTs，截止時(shí)間為2018 年12 月。檢索策略為主題詞結(jié)合自由詞。英文檢索策略見表1。

1.2 文獻(xiàn)納入與排除

納入標(biāo)準(zhǔn)：①研究類型為RCTs，文種為中文或英文；②研究對(duì)象為18歲或以上的輕至重度抑郁癥患者，診斷符合《國際疾病分類》《中國精神疾病分類方案與診斷標(biāo)準(zhǔn)》或美國《精神障礙診斷與統(tǒng)計(jì)手冊(cè)》任一項(xiàng)；③實(shí)驗(yàn)組干預(yù)形式為太極拳、瑜伽和氣功任一種；對(duì)照組干預(yù)形式不限。

表1 英文文獻(xiàn)檢索策略

排除標(biāo)準(zhǔn)：①診斷標(biāo)準(zhǔn)不明確；②干預(yù)設(shè)計(jì)不明確；③重復(fù)發(fā)表。

文獻(xiàn)納入流程見圖1。

圖1 文獻(xiàn)檢索與納入流程

1.3 信息提取與質(zhì)量評(píng)價(jià)

兩名研究者獨(dú)立篩選文獻(xiàn)、提取資料并交叉核對(duì)，如遇分歧，則討論解決或交由第三名研究者協(xié)助判斷。提取資料包括納入研究的基本信息、研究對(duì)象的基本特征、干預(yù)措施的具體細(xì)節(jié)、測(cè)量結(jié)局指標(biāo)和研究質(zhì)量。方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)采用物理治療證據(jù)數(shù)據(jù)庫評(píng)價(jià)表(Physiotherapy Evidence Database,PEDro)，包含11 項(xiàng)評(píng)價(jià)條目，符合標(biāo)準(zhǔn)計(jì)1 分，未涉及或未達(dá)標(biāo)準(zhǔn)計(jì)0分?？偡?～3分為低質(zhì)量文獻(xiàn)，4～7分為中等質(zhì)量文獻(xiàn)，8～11分為高質(zhì)量文獻(xiàn)[29]。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

采用RevMan5.3 軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。由于提取的結(jié)局指標(biāo)不同，采用標(biāo)準(zhǔn)化平均差(standardized mean difference,SMD)為效應(yīng)指標(biāo)，估計(jì)95%置信區(qū)間(confidence interval,CI)。SMD0.2～0.5為低效應(yīng)，0.5～0.8為中等效應(yīng)，0.8以上為高效應(yīng)[30]。以I2判斷異質(zhì)性，對(duì)I2＞50%的研究進(jìn)行異質(zhì)性處理[24]：①合并效應(yīng)量并檢驗(yàn)異質(zhì)性大小，剔除異質(zhì)性過高(I2＞90%)的組別；②通過敏感性分析檢驗(yàn)并剔除主要異質(zhì)性來源的單項(xiàng)研究；③敏感性分析后，若仍存在明顯異質(zhì)性則選取隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，并通過亞組分析討論異質(zhì)性來源。

采用STATA 14.0 漏斗圖和Egger 線性回歸法檢驗(yàn)納入研究的發(fā)表偏倚。

2 結(jié)果

2.1 納入文獻(xiàn)基本特征

共納入29 項(xiàng)RCTs[13-17,20,31-53]，1379 例受試者。其中18 項(xiàng)采用單獨(dú)身心鍛煉，10 項(xiàng)采用身心鍛煉聯(lián)合藥物治療，1 項(xiàng)為混合研究。樣本量6～42 例；年齡18～83 歲；24 項(xiàng)研究的受試者為輕至中度抑郁，8 項(xiàng)為中至重度抑郁。觀察時(shí)間4～42 周，干預(yù)頻率每周1～7 次，單次干預(yù)時(shí)長15～120 min。干預(yù)結(jié)局指標(biāo)共11種量表。見表2。

表2 納入研究的基本特征

續(xù)表

續(xù)表

2.2 研究質(zhì)量

納入文獻(xiàn)平均質(zhì)量6.56，為中等質(zhì)量水平。其中中等質(zhì)量24 篇，高等質(zhì)量5 篇。得分率最低的條目為分配隱匿、受試者退出率和盲法設(shè)置。見表3。

2.3 效應(yīng)量檢驗(yàn)

2.3.1 單獨(dú)身心鍛煉干預(yù)

共18 項(xiàng)研究。研究間呈明顯異質(zhì)性(I2=69%)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型。單獨(dú)身心鍛煉干預(yù)抑郁癥呈中等效應(yīng)(SMD=-0.73,P＜0.001)。根據(jù)對(duì)照治療不同進(jìn)行細(xì)分，與無干預(yù)相比，身心鍛煉呈高效應(yīng)(SMD=-0.98,P＜0.001,I2=72%)；與其他形式CAM (冥想、有氧運(yùn)動(dòng)、注意力療法)相比，效應(yīng)量無顯著性差異(SMD=-0.28,P=0.11,I2=55%)；與健康教育相比，身心鍛煉呈高效應(yīng)(SMD=-0.86,P＜0.01,I2=62%)。還有兩項(xiàng)研究對(duì)照組為藥物治療，效應(yīng)量無顯著性差異(P=0.45)，由于異質(zhì)性過高(I2=92%)，不宜進(jìn)行Meta分析[24]，予以剔除。見圖2。

2.3.2 身心鍛煉聯(lián)合藥物治療

共納入11 項(xiàng)研究。研究間無明顯異質(zhì)性(I2=8%)，采用固定效應(yīng)模型。身心鍛煉聯(lián)合藥物治療干預(yù)抑郁癥呈中等效應(yīng)(SMD=-0.54,P＜0.001)。根據(jù)對(duì)照治療進(jìn)行細(xì)分，與單獨(dú)藥物治療相比，聯(lián)合治療呈中等效應(yīng)(SMD=-0.54,P＜0.001,I2=26%)。與其他CAM療法(注意力療法、有氧運(yùn)動(dòng))聯(lián)合藥物治療抑郁相比，身心鍛煉聯(lián)合藥物治療呈中等效應(yīng)(SMD=-0.62,P＜0.01,I2=21%)。僅一項(xiàng)研究對(duì)照組為健康教育聯(lián)合藥物，該研究認(rèn)為身心鍛煉聯(lián)合藥物的治療效果優(yōu)于健康教育聯(lián)合藥物。見圖3。

表3 納入研究方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)

2.4 敏感性分析

單獨(dú)身心鍛煉納入研究間存在明顯異質(zhì)性。采用影響分析檢驗(yàn)，結(jié)果表明單項(xiàng)研究對(duì)一致性無顯著性影響；進(jìn)一步采取亞組分析探究異質(zhì)性來源。聯(lián)合藥物組研究間呈輕度異質(zhì)性，影響分析提示一項(xiàng)研究[53]效應(yīng)量點(diǎn)估計(jì)值落在合并效應(yīng)量95%CI 外(圖4)，表明該項(xiàng)研究為主要異質(zhì)性來源，剔除該項(xiàng)研究。

2.5 發(fā)表偏倚

Egger 線性回歸檢驗(yàn)顯示，單獨(dú)身心鍛煉漏斗圖(圖5)兩側(cè)存在顯著性差異(P=0.01)，提示存在明顯發(fā)表偏倚。發(fā)表偏倚主要來源于三項(xiàng)研究，其中一項(xiàng)[32]為低質(zhì)量研究(4 分)，一項(xiàng)[47]為小樣本(n=7)，一項(xiàng)[38]為小樣本研究且對(duì)照組受試者退出率達(dá)50%。因此認(rèn)為方法學(xué)質(zhì)量低和受試者樣本量過小是導(dǎo)致發(fā)表偏倚的主要原因。身心鍛煉聯(lián)合藥物漏斗圖兩側(cè)無顯著性差異(P=0.62)，提示研究間無明顯發(fā)表偏倚。見表4。

圖2 單獨(dú)身心鍛煉干預(yù)抑郁癥的森林圖

2.6 亞組分析

單獨(dú)身心鍛煉研究在敏感性分析后仍存在明顯異質(zhì)性，從人口統(tǒng)計(jì)學(xué)、抑郁嚴(yán)重程度、干預(yù)劑量和方法學(xué)質(zhì)量4 個(gè)方面進(jìn)行亞組分析，探究異質(zhì)性來源。見表5。

2.6.1 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)及抑郁嚴(yán)重程度

抑郁癥患者人群和抑郁程度對(duì)效應(yīng)量影響顯著。在人群方面，3 個(gè)亞組間有顯著性差異(P=0.02)，身心鍛煉對(duì)大學(xué)生呈高效應(yīng)(SMD=-0.96)，對(duì)老年患者呈中等效應(yīng)(SMD=-0.66)，對(duì)產(chǎn)婦/孕婦呈低效應(yīng)(SMD=-0.28)。在抑郁程度方面，身心鍛煉輕至中度抑郁呈中等效應(yīng)(SMD=-0.71)，對(duì)重度抑郁無顯著效應(yīng)(P=0.30)。在受試者種族方面，兩個(gè)亞組間有差異趨勢(shì)(P=0.06)，亞裔效應(yīng)量(SMD=-1.05)高于歐裔/拉丁裔(SMD=-0.48)。在年齡方面，3個(gè)亞組間無顯著性差異(P=0.57)，身心鍛煉對(duì)60 歲以上患者效應(yīng)量最高(SMD=-1.20)，其次為30～60 歲患者(SMD=-0.73)，最低為30 歲以下患者(SMD=-0.65)。

2.6.2 干預(yù)劑量

干預(yù)的類型、頻率和總時(shí)間對(duì)效應(yīng)量影響顯著。在干預(yù)類型上，兩個(gè)亞組間有顯著性差異(P=0.04)，太極拳/氣功效應(yīng)量(SMD=-1.40)高于瑜伽(SMD=-0.58)。在鍛煉頻率上，兩個(gè)亞組間有顯著性差異(P=0.05)，每周3次及以上(SMD=-1.33)的效應(yīng)量高于每周1～2 次(SMD=-0.53)。在總時(shí)長上，3 個(gè)亞組效應(yīng)量存在高度顯著性差異(P＜0.01)，＞2400 min 效應(yīng)量最高(SMD=-1.69)，其次為1440～2400 min(SMD=-1.01)，最低為＜1440 min (SMD=-0.38)。單次時(shí)長和干預(yù)周期各亞組間無顯著性差異，單次干預(yù)達(dá)60 min且周期＞12周的效應(yīng)量最高。

圖3 身心鍛煉聯(lián)合藥物治療綜合效應(yīng)量森林圖

圖4 身心鍛煉聯(lián)合藥物組影響分析

2.6.3 方法學(xué)質(zhì)量

總體質(zhì)量和受試者退出率對(duì)效應(yīng)量影響顯著。在總體質(zhì)量上，兩個(gè)亞組間效應(yīng)量有高度顯著性差異(P＜0.01)，高質(zhì)量研究干預(yù)效應(yīng)量低于中等質(zhì)量研究。在退出率上，兩個(gè)亞組有高度顯著性差異(P=0.01)，退出率＞15%的研究中呈高效應(yīng)量(SMD=-1.01)，退出率＜15%的研究無顯著效應(yīng)(P=0.06)。在實(shí)驗(yàn)盲法和分配隱匿兩項(xiàng)質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)上，達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)研究的效應(yīng)量低于未達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)的研究，但無顯著性差異。

圖5 發(fā)表偏倚漏斗圖

表4 發(fā)表偏倚Egger線性回歸檢驗(yàn)結(jié)果

3 討論

3.1 身心鍛煉干預(yù)抑郁癥的有效性

本研究顯示，單獨(dú)身心鍛煉對(duì)抑郁癥有積極的效應(yīng)，與體育活動(dòng)(非身心鍛煉)干預(yù)抑郁癥的Meta 分析結(jié)果相近，都呈中等效應(yīng)[54-55]。單獨(dú)身心鍛煉研究間存在明顯發(fā)表偏倚，納入研究的陽性結(jié)果顯著多于陰性，偏倚主要來自小樣本和低質(zhì)量研究。陽性結(jié)果偏多可能使綜合效應(yīng)量高于實(shí)際效應(yīng)。在具體對(duì)照治療比較中，身心鍛煉干預(yù)效益優(yōu)于無干預(yù)和健康教育，而與其他CAM療法(注意力療法、有氧運(yùn)動(dòng)和冥想)之間無顯著性差異。

身心鍛煉聯(lián)合藥物治療抑郁癥有一定效果，研究間同質(zhì)性高，無明顯發(fā)表偏倚。其中，身心鍛煉對(duì)藥物治療的優(yōu)化效應(yīng)優(yōu)于健康教育和注意力療法。Wilbur 等[56]的Meta 分析表明，有氧運(yùn)動(dòng)不能改善藥物治療抑郁癥的療效。

3.2 身心鍛煉干預(yù)抑郁癥的影響因素

亞組分析顯示，人口統(tǒng)計(jì)學(xué)、抑郁嚴(yán)重程度、干預(yù)措施和方法學(xué)質(zhì)量均為研究異質(zhì)性來源。在年齡方面，受試者年齡越高，干預(yù)效應(yīng)越為明顯。與以往Meta分析結(jié)果相近[57]。身心鍛煉對(duì)于老年抑郁癥患者的高效應(yīng)可能由于老年人的體適能水平更為適宜慢節(jié)奏、強(qiáng)度偏低的身心鍛煉，對(duì)身心鍛煉的接受度也更高。本研究發(fā)現(xiàn)，身心鍛煉對(duì)大學(xué)生群體也有較高的干預(yù)效應(yīng)。王從江[58]的Meta分析表明，體育活動(dòng)對(duì)我國輕度抑郁大學(xué)生存在高干預(yù)效應(yīng)。與本研究結(jié)果相似。Larun 等[59]的綜述提出，當(dāng)前研究缺少對(duì)青年人群的關(guān)注。學(xué)生的自尊心較高，身心鍛煉有助于減少病恥感，保護(hù)學(xué)生的自尊心。此外，種族差異對(duì)效應(yīng)量的影響趨向顯著，亞裔人群獲得的干預(yù)效益高于歐裔和拉丁裔人群。瑜伽、太極拳和氣功均起源于東方，亞裔受試者在練習(xí)中所產(chǎn)生的文化認(rèn)同感和信任感可能是干預(yù)效應(yīng)增強(qiáng)的原因[60]。

Gong等[26]的研究表明，瑜伽可改善非臨床抑郁癥患者抑郁癥狀，不作用于臨床患者。本研究發(fā)現(xiàn)，單獨(dú)身心鍛煉對(duì)輕至中度抑郁癥患者也存在一定效應(yīng)，但對(duì)于重度抑郁癥患者并無明顯效應(yīng)。一方面，當(dāng)前研究較少針對(duì)于病情較重的抑郁癥患者，本研究僅納入兩項(xiàng)，研究間異質(zhì)性較高；另一方面，所納入的研究結(jié)局指標(biāo)為臨床抑郁診斷量表，缺乏生理、生化和神經(jīng)機(jī)制的檢驗(yàn)，一定程度上降低了干預(yù)效應(yīng)檢驗(yàn)的敏感性。

在干預(yù)方法上，本研究發(fā)現(xiàn)，太極拳和氣功效應(yīng)量高于瑜伽。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，太極拳和氣功干預(yù)研究主要集中于中國、印度和伊朗三國。鍛煉類型不同引起的效應(yīng)量差異可能受種族的影響，但三項(xiàng)鍛煉間是否存在效應(yīng)量差異尚不能確定。在干預(yù)劑量上，亞組分析顯示，單次干預(yù)60 min 以上，每周鍛煉3 次或以上，共鍛煉長于12周，效應(yīng)量最高，與以往有關(guān)運(yùn)動(dòng)干預(yù)抑郁的研究相近[27,60]。從鍛煉總時(shí)長的角度看，時(shí)長＜1440 min 存在低效應(yīng)，而＞1440 min 的研究效應(yīng)量顯著提高，提示達(dá)到一定程度鍛煉時(shí)長可能是取得效應(yīng)的重要條件。此外，效應(yīng)量隨總時(shí)長的積累而顯著提高，可能存在正向劑量-效應(yīng)關(guān)系。未來身心鍛煉劑量設(shè)置可從總時(shí)長的角度出發(fā)，均衡頻率、時(shí)長和周期，保證較高的干預(yù)效應(yīng)。

表5 單獨(dú)身心鍛煉干預(yù)抑郁癥亞組分析

與以往Meta 分析納入研究質(zhì)量較低不同[12,23,28]，本文納入研究的方法學(xué)質(zhì)量整體較高，無低質(zhì)量研究。但亞組分析仍發(fā)現(xiàn)不同質(zhì)量研究間差異顯著，所納入的高質(zhì)量研究表明，身心鍛煉對(duì)于抑郁癥并無干預(yù)效應(yīng)，而中等質(zhì)量研究呈高等干預(yù)效應(yīng)。其中受試者退出率對(duì)于效應(yīng)量影響最為顯著。由于納入的高等質(zhì)量研究較少(4項(xiàng))、組內(nèi)受試者數(shù)量少，可能對(duì)效應(yīng)量產(chǎn)生一定影響。

本研究仍存在諸多不足。首先，納入研究多為小樣本、短周期的RCTs；其次，部分納入研究的信息不完整，亞組分析納入數(shù)據(jù)少；最后，本文結(jié)局指標(biāo)為標(biāo)準(zhǔn)化抑郁量表評(píng)分，缺乏客觀檢驗(yàn)。隨著研究的深入，未來可在腦形態(tài)和腦功能等層面進(jìn)行更多高質(zhì)量、長周期RCTs，以檢驗(yàn)身心鍛煉干預(yù)抑郁癥的實(shí)際效應(yīng)。

總之，身心鍛煉可作為藥物治療抑郁癥的補(bǔ)充性療法，優(yōu)化藥物治療效果。單獨(dú)身心鍛煉對(duì)抑郁癥的干預(yù)效應(yīng)缺乏穩(wěn)定性，患者的人群、抑郁程度、運(yùn)動(dòng)處方均可影響療效。單獨(dú)身心鍛煉可能對(duì)亞裔、老年和大學(xué)生抑郁癥患者效果較好，且主要針對(duì)輕至中度抑郁癥患者。要達(dá)到滿意療效，建議每次鍛煉60 min以上，每周至少3次，長于12周。