吳靜華,吳菊芬,匡丹,俞惠,華皎
江南大學(xué)附屬醫(yī)院(三院院區(qū))護理部,江蘇無錫市214041
腦卒中是由急性腦循環(huán)障礙所致的局部或全面性腦功能缺損綜合征,極大影響患者生活質(zhì)量,增加家庭經(jīng)濟負擔(dān)[1]。下肢運動功能障礙是影響患者康復(fù)的直接因素,也是康復(fù)治療的重點[2]。傳統(tǒng)康復(fù)治療存在肌肉拉傷、肢體疼痛、依從性差等問題[3]。鏡像療法通過患者主動運動健側(cè)肢體,經(jīng)鏡中成像,使患者誤以為患側(cè)肢體運動,從而激活大腦皮質(zhì),增加運動輸出[4]。近年來,鏡像療法被應(yīng)用于腦卒中患者運動功能康復(fù)中,但療效尚不確定[5]。本文采用Meta 分析方法,探討鏡像療法對腦卒中患者下肢運動功能、平衡和步行的效果。
1.1.1 研究設(shè)計
鏡像療法對腦卒中患者下肢功能干預(yù)效果的隨機對照試驗(randomized controlled trail,RCT),語言為中、英文。
1.1.2 研究對象
①符合全國第四屆腦血管病學(xué)術(shù)會議制定的診斷標準[6]或類似標準,并經(jīng)頭顱CT或MRI檢查確診為腦卒中;②意識清楚,能執(zhí)行一般口令,無明顯認知功能障礙;③患者和家屬知情同意。
1.1.3 干預(yù)措施
干預(yù)組采用鏡像療法。患者端坐位,雙下肢正中放置平面鏡,鏡面朝向健側(cè)肢體,背面朝向患側(cè)肢體;囑患者觀察健側(cè)肢體在鏡中的成像,將其想象成患側(cè)肢體運動。
對照組采用傳統(tǒng)治療或假鏡像療法,傳統(tǒng)治療包括一般物理療法和作業(yè)療法等。
1.1.4 結(jié)局指標
①運動功能:采用簡化Fugl?Meyer 評定量表下肢部 分(Fugl?Meyer Assessment?Lower Extremity,FMA?LE)和偏癱側(cè)Brunnstrom 分期進行評價。②平衡功能:采用Berg 平衡量表(Berg Balance Scale,BBS)、簡易平衡評定系統(tǒng)測試mini?BESTest 和Brunnel 平衡量表(Brunnel Balance Assessment,BBA)進行評價。③步行能力:采用10 米步行試驗(10?meter Walking Test,MWT)和計時“起立?行走”測試(Timed "Up and Go"Test,TUG)進行評價。
1.1.5 排除標準
①無法獲取全文或重復(fù)發(fā)表;②研究結(jié)果判斷指標定義不明確,數(shù)據(jù)缺乏、模糊或無法進行轉(zhuǎn)換、合并。
計算機檢索PubMed、Cochrane Library、EM?base、Medline complete、中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)、維普數(shù)據(jù)庫和中國生物醫(yī)學(xué)文獻數(shù)據(jù)庫。檢索自建庫至2019 年9 月,結(jié)合“滾雪球”方式追溯已納入文獻的參考文獻。檢索詞采用主題詞與自由詞相結(jié)合的方式。
英文檢索詞:stroke、hemiplegic、hemorrhage、paralysis、ischemia、mirror therapy、mirror reflection、mirror image、mirror box、mirror illusion、mirror visu?al feedback、lower limb function、lower extremity func?tion。中文檢索詞:腦卒中、中風(fēng)、腦血管意外、偏癱、鏡像療法、鏡像反饋療法、鏡像視覺反饋療法、下肢功能。
由2 名受過循證護理學(xué)課程培訓(xùn)學(xué)習(xí)的研究者獨立檢索上述數(shù)據(jù)庫,閱讀文獻題目和摘要,根據(jù)納入和排除標準進行獨立篩查,若符合納入標準,進一步閱讀全文。2 名研究者根據(jù)標準化表格獨立進行資料提取,包括:①文獻基本信息,發(fā)表時間、國家、樣本量、干預(yù)措施、對照措施、干預(yù)時間;②患者信息,年齡、病程;③結(jié)局指標及測量數(shù)據(jù)。對資料進行交叉核對,如遇分歧,通過第3位研究者仲裁解決。
納入研究的質(zhì)量評價由2 名研究者獨立完成。采用Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Inter?ventions 5.1.0 提供的偏倚分析評估工具[7]評價文獻質(zhì)量,包括:①隨機序列的產(chǎn)生;②分配隱藏;③對實施者和參與者實施盲法;④對結(jié)果測評者實施盲法;⑤數(shù)據(jù)結(jié)果的完整性;⑥選擇性報告研究結(jié)果;⑦其他偏倚來源。完全滿足質(zhì)量標準,發(fā)生各種偏倚的風(fēng)險最低為A 級;部分滿足標準,有中度發(fā)生偏倚的風(fēng)險為B 級;完全不滿足質(zhì)量標準,發(fā)生偏倚的風(fēng)險較高為C級,予以排除。
采用Cochrane協(xié)作網(wǎng)提供的RevMan 5.3軟件對資料進行Meta分析。通過χ2檢驗研究間異質(zhì)性,若各研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(P>0.1,I2<50%),采用固定效應(yīng)模型進行Meta分析。若研究間存在異質(zhì)性(P<0.1,I2≥50%),選擇隨機效應(yīng)模型,并采用敏感性分析其異質(zhì)性來源;如無法判斷異質(zhì)性來源,則采用描述性分析。本研究僅涉及連續(xù)性變量,采用加權(quán)均數(shù)差(mean difference,MD)和95%CI 表示。若納入研究數(shù)量充足(n≥10),繪制漏斗圖評價發(fā)表偏倚。
共檢索到相關(guān)文獻537 篇,其中中文文獻166 篇,英文文獻371 篇。經(jīng)篩選,納入12 篇文獻[8?19],其中中文3篇,英文9篇。文獻篩選流程見圖1。
納入的12 篇文獻研究樣本量11~62 例,共包括590例患者,其中對照組292例,試驗組298例。納入研究的基本特征見表1。
A 級3 篇[9,11,19],B 級9 篇[8,10,12?18]。所有文獻均提及隨機方法,如隨機數(shù)字表或計算機隨機法。5篇[9,11,14,17,19]介紹分配隱藏方法,4 篇[9,11,18?19]采用患者和研究者雙盲,其余文獻均為單盲。1 篇[17]對結(jié)局數(shù)據(jù)的完整性說明不清,3 篇[13,16,18]未報告所有結(jié)局指標,其余文獻偏倚風(fēng)險較低。12篇文獻均未描述其他方面偏倚來源。納入研究的偏倚風(fēng)險結(jié)果見圖2、圖3,納入文獻質(zhì)量評價見表2。
2.4.1 下肢運動功能
5篇[8?10,12,18]采用FMA?LE評定。各研究間存在異質(zhì)性(I2=89%,P<0.001),采用隨機效應(yīng)模型。干預(yù)組FMA?LE 評分顯著優(yōu)于對照組(MD=5.22,P<0.001)。見圖4。敏感性分析異質(zhì)性來源,剔除Arya 等[9]和王海燕等[12]干預(yù)時間和療程與其他研究有一定差距的文獻后,無明顯異質(zhì)性(I2=7%,P=0.34),采用固定效應(yīng)模型。干預(yù)組FMA?LE 評分顯著優(yōu)于對照組(MD=6.67,P<0.001)。見圖5。
圖1 文獻篩選流程圖
圖2 納入研究的偏倚風(fēng)險情況
圖3 納入研究的偏倚風(fēng)險項目百分比
3 篇[11,16,19]采用Brunnstrom 分期評定。各研究間無明顯異質(zhì)性(I2=0%,P=0.96),采用固定效應(yīng)模型。干預(yù)組Brunnstrom 分期顯著優(yōu)于對照組(MD=0.55,P<0.001)。見圖6。
2.4.2 平衡功能
4 篇[10,13,15,17]采用BBS 評定。各研究間存在異質(zhì)性(I2=96%,P<0.001),采用隨機效應(yīng)模型。干預(yù)組與對照組無顯著性差異(MD=8.07,P=0.07)。見圖7。敏感性分析異質(zhì)性來源,剔除黎偉雄等[10]病程最短文獻后,無明顯異質(zhì)性(I2=0%,P=0.39),采用固定效應(yīng)模型。干預(yù)組BBS 評分優(yōu)于對照組(MD=3.45,P=0.001)。見圖8。
2 篇[8,12]采用mini?BESTest 評定。各研究間存在異質(zhì)性(I2=57%,P=0.13),采用隨機效應(yīng)模型。干預(yù)組mini?BESTest 顯著優(yōu)于對照組(MD=1.49,P <0.001)。見圖9。
2 篇[14,18]采用BBA 評定。各研究間無明顯異質(zhì)性(I2=0%,P=0.61),采用固定效應(yīng)模型。干預(yù)組BBA評分優(yōu)于對照組(MD=0.66,P=0.02)。見圖10。
2.4.3 步行功能
5 篇[9,11,13,15?16]采用10MWT 評定。各研究間無明顯異質(zhì)性(I2=0%,P=0.62),采用固定效應(yīng)模型。干預(yù)組與對照組無顯著性差異(MD=0.03,P=0.38)。見圖11。
3篇[13,15,17]采用TUG 評定。各研究間無明顯異質(zhì)性(I2=0%,P=0.54),采用固定效應(yīng)模型。干預(yù)組與對照組無顯著性差異(MD=-1.43,P=0.33)。見圖12。
表2 納入文獻質(zhì)量評價
圖4 鏡像療法對腦卒中患者FMA-LE評分的影響
圖5 敏感性分析后鏡像療法對腦卒中患者FMA-LE評分的影響
圖6 鏡像療法對腦卒中患者Brunnstrom分期的影響
圖7 鏡像療法對腦卒中患者BBS評分的影響
圖8 敏感性分析后鏡像療法對腦卒中患者BBS評分的影響
圖9 鏡像療法對腦卒中患者mini-BESTest的影響
圖10 鏡像療法對腦卒中患者BBA評分的影響
圖11 鏡像療法對腦卒中患者10MWT的影響
圖12 鏡像療法對腦卒中患者TUG的影響
鏡像療法基于視覺反饋和鏡像神經(jīng)元激活,與傳統(tǒng)康復(fù)技術(shù)相比,能有效提高患者主觀能動性及參與積極性,有利于激活大腦皮質(zhì)。相關(guān)研究證實[20?21],鏡像療法對中樞感覺和運動皮質(zhì)能產(chǎn)生積極作用,促進腦功能重塑。腦卒中患者接受鏡像訓(xùn)練,通過自我動作感知和動作實施聯(lián)系,能增強大腦皮質(zhì)興奮性,緩解患側(cè)肢體習(xí)得性廢用,從而改善患者運動功能。
本研究顯示,鏡像療法更有利于提高腦卒中患者下肢運動功能,對平衡功能康復(fù)也有積極作用,對改善患者步行尚無顯著療效。
FMA是評估腦卒中后患者肢體運動功能障礙最常用工具,具有良好的信效度和反應(yīng)性[22]。本研究顯示,鏡像療法對提高腦卒中患者患側(cè)FMA?LE 評分更有優(yōu)勢,與Broderick等[23]研究結(jié)果一致。但研究間存在較大異質(zhì)性,可能與研究間的干預(yù)方案差異有關(guān)。剔除差異文獻后,干預(yù)組療效仍顯著優(yōu)于對照組,說明結(jié)果穩(wěn)定性較好,可信度較高。
Brunnstrom 分期依據(jù)Brunnstrom 理論設(shè)計,也對FMA產(chǎn)生積極影響。本研究顯示,鏡像療法可提高腦卒中患者患側(cè)Brunnstrom 分期,對下肢功能康復(fù)有明顯療效。
BBS 是臨床最常用的平衡量表,有良好的信效度和敏感性,能定量反映患者平衡能力[24]。本研究顯示,鏡像療法在提高BBS 評分方面并不優(yōu)于對照組;剔除差異文獻后,鏡像療法可提高腦卒中患者BBS評分,穩(wěn)定性差,提示存在較重要的潛在偏倚因素。王云龍等[25]發(fā)現(xiàn),BBS、mini?BESTest 和BBA 間存在高度相關(guān)性,三種評估工具均可準確測量腦卒中患者平衡功能。本研究顯示,鏡像療法可提高腦卒中患者mini?BESTest和BBA 評分,但結(jié)果異質(zhì)性較大且檢驗效能較低。因此,鏡像療法雖對腦卒中患者平衡能力康復(fù)效果有積極作用,但可能不能改善其平衡功能,與Louie等[26]研究結(jié)果一致。
TUG 和10MWT 是評價腦卒中患者步行功能的主要指標。TUG是綜合反映平衡、下肢負重、體位移動的功能性指標,可反映腦卒中患者功能性步行能力[27]。10MWT 是評定腦卒中患者步行能力的敏感指標,可動態(tài)體現(xiàn)腦卒中偏癱患者的下肢運動功能。本研究未發(fā)現(xiàn)鏡像療法對改善腦卒中患者步行能力更有優(yōu)勢,可能與納入研究少、樣本量小,導(dǎo)致檢驗效能較低有關(guān)。
本研究存在以下局限:①僅檢索了中、英文文獻,納入研究僅為公開發(fā)表文獻,可能存在發(fā)表偏倚,且存在漏檢可能;②部分納入研究樣本量較小或存在方法學(xué)缺陷,如未說明是否進行分配隱藏,是否對干預(yù)方式及結(jié)果評估過程施盲,可能導(dǎo)致論證強度受限;③納入文獻來自多個國家,樣本特征、干預(yù)方案、評價指標等的差異可能增加結(jié)果異質(zhì)性;④部分Meta分析合并結(jié)果基于較大異質(zhì)性和較高敏感性研究得到,可能導(dǎo)致證據(jù)等級降低;⑤由于各指標納入文獻數(shù)量不足,未進行發(fā)表偏倚研究。
今后應(yīng)進行高質(zhì)量、多中心、大樣本的隨機對照試驗,進一步證實鏡像療法對腦卒中患者下肢功能康復(fù)的療效;延長隨訪周期,觀察鏡像療法的中長期療效;在介入時間、干預(yù)時長、實施類型和測量工具方面進行深入研究。
利益沖突聲明:所有作者聲明不存在利益沖突。