王逸楠 陳麗華 吳娟

心力衰竭（HF）是多種原因?qū)е滦呐K結(jié)構(gòu)和/或功能改變，使心室收縮和/或舒張障礙而引起的一組復(fù)雜臨床綜合征，是心臟疾病發(fā)展的終末期[1]。隨著我國社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展及人口老齡化，心血管疾病的發(fā)病人數(shù)持續(xù)增加，據(jù)推算，目前我國心力衰竭患病人數(shù)約為450 萬[2]。HF 患者普遍存在心理問題，特別是抑郁和焦慮[3]，研究表明[4-6]，不良情緒嚴(yán)重影響心力衰竭患者的預(yù)后，需采取恰當(dāng)?shù)拇胧ＵJ(rèn)知行為療法(CBT)屬于心理治療的一種，通過糾正患者對疾病的錯誤認(rèn)知，同時加強(qiáng)行為訓(xùn)練，培養(yǎng)合理認(rèn)知，幫助患者解決情緒和行為方面的問題[7]。Meta 分析結(jié)果顯示，CBT 在改善乳腺癌患者[8]、慢性阻塞性肺疾病患者[9]不良情緒及生活質(zhì)量方面有較好的效果。本研究為探討CBT 對HF 患者干預(yù)效果的Meta 分析，期望為其在HF 的臨床護(hù)理工作提供可靠的依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 文獻(xiàn)納入與排除條件

1.1.1 研究類型 隨機(jī)對照試驗(yàn)。

1.1.2 納入條件 ①美國紐約心臟病協(xié)會（NYHA）評級心功能為Ⅰ～Ⅳ級[10]；②2018 年中華醫(yī)學(xué)會心血管病學(xué)分會、《中華心血管病雜志》編輯委員會聯(lián)合制定的中國心力衰竭診斷及治療指南[1]；③2016年歐洲心力衰竭協(xié)會（ESC）心力衰竭診斷和治療指南中對心力衰竭的診斷標(biāo)準(zhǔn)等[11]。

1.1.3 排除條件 ①神志不清、認(rèn)知能力受損；②難治性終末期心力衰竭；③合并其他嚴(yán)重的系統(tǒng)疾病如惡性腫瘤、嚴(yán)重肝病、呼吸衰竭、腦卒中等。④重復(fù)發(fā)表文獻(xiàn)；⑤文獻(xiàn)數(shù)據(jù)不全或數(shù)據(jù)報道有誤。

1.2 護(hù)理干預(yù)措施

對照組：按照疾病護(hù)理常規(guī)進(jìn)行。

觀察組：采用常規(guī)護(hù)理結(jié)合以CBT 為基礎(chǔ)的護(hù)理干預(yù)或者常規(guī)護(hù)理結(jié)合CBT。CBT 的主要干預(yù)內(nèi)容包括：①研究小組采用提問、演示等方式幫助患者識別出與自身疾病相關(guān)的異常信念及行為，幫助其學(xué)會辨別思維過程與行為的聯(lián)系；再次評估目標(biāo)癥狀誘發(fā)時患者的認(rèn)知和信念；②采用辨證心理治療，如合理情緒干預(yù)，幫助患者認(rèn)清不合理信念；③ 結(jié)合行為轉(zhuǎn)變，重建正確的思維信念， 減少該病患者不良情緒與行為的產(chǎn)生。

1.3 結(jié)局指標(biāo)

納入研究結(jié)局測量指標(biāo)至少含有下列指標(biāo)之一：①生活質(zhì)量，采用明尼蘇達(dá)心力衰竭患者生活質(zhì)量量表（the minnesota living with heart failure questionnaire，MLHFQ）[12]、SF-36 生 活 質(zhì) 量 量 表（SF-36）[13]、生活質(zhì)量綜合評定問卷（GQOLI-74）[14]、堪薩斯城心肌病問卷調(diào)查（the kansas city cardiomyopathy questionnaire，KCCQ）[15]、SF-12 身 心 成 分 量 表（SF-12 mental and physical component subscales，SF-12）[16]測量；②焦慮，采用貝克焦慮量表（beck anxiety inventory，BAI）[17]、心 臟 焦 慮 癥 問 卷（the cardiac anxiety questionnaire，CAQ）[18]、焦慮自評量表（SAS）[19]測量；③抑郁，采用心臟抑郁量表（CDS）[20]、貝克抑郁自評問卷（BDI-II）[21]、漢密爾頓抑郁量表（the hamilton rating scale for depression，HAMD）[22]、抑郁自評量表（SDS）測量、患者健康問卷-9（the patient health questionnaire -9，PHQ-9）[23]；④6 分鐘步行試驗(yàn)（6-minute walk test distance，6MWT）[24]。

1.4 文獻(xiàn)檢索

1.4.1數(shù)據(jù)庫 檢索PubMed、Web of Science、Cochrane Library、中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(CBM)、維普數(shù)據(jù)庫(VIP)、萬方數(shù)據(jù)庫及中國知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(CNKI)，檢索時間均為建庫至 2021 年 12 月 1 日。

1.4.2檢索策略 主題詞和自由詞檢索結(jié)合，盡量將各同義詞檢索全面。英文檢索詞包括（cognition OR cognitive OR cognitive therapy OR behavior therapy OR CBT）AND（heart failure OR cardiac failure OR heart dysfunction OR HF）。中文檢索詞包括：心力衰竭、心衰、心功能不全、認(rèn)知 、認(rèn)知療法、行為療法、認(rèn)知行為療法。以PubMed 為例，其具體檢索策略見圖1。

圖1 PubMed 檢索策略

1.5 文獻(xiàn)篩選

2 名研究者獨(dú)立閱讀文題和摘要后，排除明顯不符的試驗(yàn)，再閱讀全文，篩選符合納入條件的文獻(xiàn)。而后交換核對納入的試驗(yàn)，如遇到分歧則討論決定是否納入。

1.6 文獻(xiàn)質(zhì)量的評價

按照 Cochrane 手冊 -5.1.0 版質(zhì)量評價標(biāo)準(zhǔn)獨(dú)立進(jìn)行文獻(xiàn)的質(zhì)量評價。文獻(xiàn)評價過程由2 名研究者進(jìn)行，若有分歧，則通過商討解決。

1.7 信息提取

2 名研究者按照統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行，對提取的信息進(jìn)行整理。

1.8 資料分析

采用RevMan 5.1 軟件進(jìn)行Meta 分析， 對于工具相同的連續(xù)性變量采用加權(quán)均數(shù)差 (WMD) ，對工具不同測量的相同變量則采用標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差 (SMD)進(jìn)行分析；通過χ2檢驗(yàn)確定研究結(jié)果間是否存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性，若P≥0.1，I2＜50%可認(rèn)為多個同類研究、具有同質(zhì)性，選用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析；若P＜0.1，I2≥50%，但具有臨床同質(zhì)性時，則選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。若P＜0.1 且無法判斷異質(zhì)性來源則放棄Meta 分析，采用描述性研究。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果

初檢獲得1298 篇文獻(xiàn)，去重及初步篩選后獲得41 篇。再通過閱讀全文，剔除未找到全文、研究對象及干預(yù)措施不符的文獻(xiàn)，最終納入文獻(xiàn)9 篇[25-33]，其中，中文文獻(xiàn)4 篇，英文文獻(xiàn)5 篇，篩選流程及結(jié)果見圖2。

圖2 文獻(xiàn)篩選流程及結(jié)果

2.2 納入研究文獻(xiàn)的基本特征

共納入文獻(xiàn)9 篇，788 例患者，其中觀察組398 例,對照組390 例。納入研究的基本特征見表1。

表1 納入研究的基本特征

2.3 納入研究文獻(xiàn)的質(zhì)量評價

納入研究中，3 項研究質(zhì)量等級較高為A，其余6 項質(zhì)量等級中等為B。納入研究的質(zhì)量評價見表2。

表2 納入研究的質(zhì)量評價

2.4 CBT 對HF 患者干預(yù)效果的Meta 分析結(jié)果

2.4.1CBT 對HF 患者生活質(zhì)量的影響 9 項研究[25-33]評價了CBT 對心力衰竭患者生活質(zhì)量的影響，其中2 項研究[30-31]未報道調(diào)查表總表數(shù)據(jù)，按照排除條件，上述2 項研究無法進(jìn)行數(shù)據(jù)合并，不能納入Meta 分析。因各研究采用不同的量表來評價生活質(zhì)量，以最終測量值為效應(yīng)量，使用SMD 將研究結(jié)果標(biāo)準(zhǔn)化。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果為P=0.01，I2=63%，各研究間存在異質(zhì)性，排除臨床異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta 分析顯示，差異無統(tǒng)計學(xué)意義［SMD=0.17，95%CI（-0.09，0.44），P=0.20］，見圖3。

圖3 CBT 對患者生活質(zhì)量的影響

將研究分類進(jìn)行亞組分析，采用SMD 為效應(yīng)分析統(tǒng)計量。干預(yù)時間＜3 個月的4 項研究間統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性較?。≒=0.26，I2=24%），采用固定效應(yīng)模型分析，結(jié)果無統(tǒng)計學(xué)意義[ SMD=-0.11，95%CI（-0.37，0.15），P＝0.41]。干預(yù)時間＞3個月的3 項研究間統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性不存在（P=0.75，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示干預(yù)組在改善生活質(zhì)量方面優(yōu)于對照組，且差異有統(tǒng)計 學(xué) 意 義 [ SMD=0.45，95%CI（0.26，0.64），P=0.000]，見圖4。

圖4 CBT 對患者不同干預(yù)時間生活質(zhì)量影響的亞組分析

上述有2 個研究[30-31]的結(jié)局指標(biāo)中包括生活質(zhì)量，但因?yàn)闊o總分未納入Meta 分析。其中婁云霄等[30]的研究表明，兩組患者干預(yù)后生活質(zhì)量均優(yōu)于干預(yù)前，但兩組間相比，觀察組優(yōu)于對照組（P＜0.05）；任昌菊等[31]的研究顯示，干預(yù)后實(shí)驗(yàn)組生活質(zhì)量各維度評分均高于干預(yù)前及對照組（P＜0.05）。

2.4.2CBT 對心力衰竭患者抑郁情況的影響 7 項研究[15-31]評價了患者抑郁情況，因各研究采用不同的量表來評價抑郁情況，以最終測量值為效應(yīng)量，使用SMD 將研究結(jié)果標(biāo)準(zhǔn)化。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果為P=0.007，I2=66%，各研究間存在異質(zhì)性，排除臨床異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta 分析顯示，CBT 組改善患者抑郁情況優(yōu)于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué) 意 義［SMD=-0.33，95%CI（-0.64，-0.02），P=0.03］，見圖5。

圖5 CBT 對患者抑郁情況的影響

7 項研究[25-31]分別采用了CAQ、BDI- Ⅱ、HAMD（其 中1 項 研 究[27]中 采 用 了BDI- Ⅱ和HAMD 2 個量表）、SDS 和PHQ-9 來評價患者的抑郁。因各研究采用的量表不同，按照不同量表進(jìn)行亞組分析結(jié)果顯示，2 項研究[26-27]采用BDI-Ⅱ，各研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（P=0.88，I2=0%），故采用固定效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示干預(yù)組在改善抑郁情況方面優(yōu)于對照組，且差異有統(tǒng)計學(xué)意義[SMD=-0.43，95 %CI（-0.71，-0.15），P=0.003 ]；2 項 研 究[27-28]采用HAMD，各研究間具有較小的統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(P=0.21，I2=35%)，故采用固定效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示干預(yù)組在改善抑郁情況方面優(yōu)于對照組，且差異具有統(tǒng)計學(xué)意義[ SMD=-0.56，95%CI（-0.85，-0.28），P=0.0001]；2 項研究[17-18]采用抑郁自評量表，各研究間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（P=0.0002，I2=93%），故采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示CBT 組抑郁情況的改善優(yōu)于常規(guī)護(hù)理組，且差異有統(tǒng)計學(xué)意義［SMD=-0.45，95%CI（-0.75，-0.11），P=0.009］；1 項研究[25]采用CDS，結(jié)果顯示差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.90）；1 項研究[29]采用PHQ-9，結(jié)果顯示，組間比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.35），見圖6。

圖6 CBT 對患者抑郁情況影響不同量表的亞組分析

2.4.3CBT 對HF 患者心功能的影響 3 項研究[27-28,31]將6MWT 作為結(jié)局指標(biāo)，各研究間統(tǒng)計學(xué)存在異質(zhì)性（P＜0.0001，I2=89%），排除臨床異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析，結(jié)果顯示差異無統(tǒng)計學(xué)意義［SMD=0.50，95%CI（-0.32，1.32），P=0.23］，見圖7。

圖7 CBT 對患者心功能的影響

2.4.4CBT 對HF 患者焦慮情況的影響 3 項研究[27,30-31]評價了HF 患者的焦慮情況。因各研究采用不同的量表來評價抑郁情況，以最終測量值為效應(yīng)量，使用SMD 將研究結(jié)果標(biāo)準(zhǔn)化。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果為P=0.02，I2＝74%，各研究間存在異質(zhì)性，排除臨床異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta 分析顯示，CBT 組改善患者焦慮情況優(yōu)于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義［SMD=-0.61，95%CI（-1.08，-0.15），P=0.009］，見圖8。

圖8 CBT 對患者焦慮情況的影響

3 討論

3.1 納入研究的方法學(xué)質(zhì)量

本次納入的9 篇文獻(xiàn)中，3 篇文獻(xiàn)對隨機(jī)方法以及分配隱藏方案進(jìn)行了具體的描述，3 篇文獻(xiàn)運(yùn)用盲法；9 篇文獻(xiàn)對病例的缺失進(jìn)行了報道，均比較了研究對象的基線資料，9 項研究在基線資料上具有可比性。

3.2 CBT 對患者生活質(zhì)量的影響

本研究結(jié)果顯示，CBT 未能提高患者生活質(zhì)量。但按干預(yù)時間長短不同納入亞組分析后顯示，CBT干預(yù)時間小于3 個月對改善患者生活質(zhì)量無明顯效果，但CBT 干預(yù)時間大于3 個月能有效改善患者生活質(zhì)量，提高患者治療依從性。分析原因可能有以下幾點(diǎn)：①心力衰竭患者病程較長，且發(fā)展過程中經(jīng)常出現(xiàn)不可預(yù)測的癥狀，導(dǎo)致患者出現(xiàn)恐懼及不安全的心理[34]，影響其生活質(zhì)量，而CBT 作為一種心理療法，給患者提供相應(yīng)知識，使其面對 疾病時更放松，從而提高患者生活質(zhì)量。但CBT 在短時間內(nèi)難以立即糾正患者認(rèn)知與行為，因此干預(yù)時間短于3 個月，對患者生活質(zhì)量的改善不明顯。②各研究間存在測評時間、干預(yù)頻次及使用的量表不一致的現(xiàn)象，可能導(dǎo)致結(jié)果的偏倚。③干預(yù)時間小于、大于3 個月的文獻(xiàn)各僅納入4 篇，測量指標(biāo)的納入文獻(xiàn)少、樣本量小，可能導(dǎo)致結(jié)果的偏倚，需要大樣本隨機(jī)對照研究，做進(jìn)一步的追蹤與分析。上述研究中有2 項研究[30-31]因未提及生活質(zhì)量量表總分，測量生活質(zhì)量的工具往往包含了多個方面，因此對生活質(zhì)量的整體分析造成了一定影響，在以后研究中可以對生活質(zhì)量的具體內(nèi)容進(jìn)行細(xì)化分析。

3.3 CBT 對患者負(fù)性情緒的影響

將各研究按不同抑郁量表進(jìn)行亞組分析結(jié)果顯示，采用BDI-Ⅱ、HAMD 和SDS 評價抑郁時，CBT 能改善HF 患者的抑郁情緒。但是采用CDS 和PHQ-9 評價抑郁時，CBT 未能改善患者的抑郁情緒。上述結(jié)果的差異可能是由于不同量表造成的差異，這提示，研究人員在評價抑郁時要注意評價量表的選擇。Jeyanantham 等[35]一個納入6 項研究（CBT對心力衰竭患者抑郁的影響）的Meta 分析顯示，在CBT 干預(yù)階段結(jié)束后，與常規(guī)護(hù)理組相比，CBT 組在抑郁情況方面有更大的改善，與本研究結(jié)果基本一致。3 項研究[27,30-31]報道了CBT 對患者焦慮情況的影響，Meta 分析顯示，CBT 可改善患者焦慮情況。因文獻(xiàn)量較少，研究結(jié)論需進(jìn)一步驗(yàn)證。

3.4 CBT 對HF 患者心功能的影響

本研究結(jié)果顯示，CBT 提高6MWT 方面，兩組差異無統(tǒng)計學(xué)意義，可能是因?yàn)镃BT 的行為激活部分的目的是通過增加愉快和富有成效的活動參與來減少抑郁，干預(yù)中并不包括體育鍛煉[15]，這表明將CBT 和運(yùn)動干預(yù)相結(jié)合可能比單獨(dú)干預(yù)產(chǎn)生更好的效果。

3.5 本研究的局限性

①納入研究均是已發(fā)表的中、英文文獻(xiàn)，且由于文獻(xiàn)數(shù)量的原因未繪制漏斗圖，一定程度上會影響結(jié)論的準(zhǔn)確性。②納入的研究樣本量偏小，研究總體質(zhì)量不高，存在一定偏倚風(fēng)險。因此，應(yīng) 謹(jǐn)慎對待此次Meta 分析的結(jié)果。

本研究發(fā)現(xiàn)，CBT 能改善HF 患者的負(fù)性情緒，但對于提高生活質(zhì)量、改善HF 患者的心功能沒有作用。鑒于本研究存在的局限性，期待以后研究中出現(xiàn)更多高質(zhì)量、大樣本的隨機(jī)對照試驗(yàn)。