楊秋霞，馬玉霞，賀婭楠，王晨霞，韓 琳

（1.甘肅中醫(yī)藥大學護理學院，甘肅 蘭州 730000；2.蘭州大學護理學院，甘肅 蘭州 730000；3.甘肅省人民醫(yī)院，甘肅 蘭州 730000）

原發(fā)性高血壓（簡稱“高血壓”）是全球最常見的慢性疾病之一［1］，也是我國重大公共衛(wèi)生問題之一。我國18 歲以上人群高血壓的患病率已超過30%［2］，且高血壓人群呈現(xiàn)出“三高、三低”的現(xiàn)象，即發(fā)病率高、死亡率高、致殘率高、知曉率低、控制率低、服藥率低。2017 版美國高血壓臨床指南對高血壓的診斷標準進行了調(diào)整［3］，新標準下我國高血壓患病率增加了 26.8%［4］，這給社會和家庭帶來了沉重的經(jīng)濟負擔。目前，高血壓主要依賴藥物治療，而藥物治療會帶來較多的不良反應［5］，且我國高血壓患者服藥依從率僅為42.5%［6］。因此，越來越多的研究者開始關(guān)注高血壓非藥物治療方式，如音樂療法、八段錦、太極拳等［7］。動機性訪談（motivational interviewing，MI）作為一種改變行為動機的非藥物治療方式，因其便捷性、經(jīng)濟性而受到患者和家屬的青睞，又因其扎實的理論基礎(chǔ)得到國內(nèi)外臨床護理工作者和有關(guān)領(lǐng)域?qū)＜业膹V泛關(guān)注［8］。MI 是一種以咨詢者為中心的指導性方法，旨在幫助和挖掘咨詢者在行為改變過程中的矛盾心理［9-10］。近年來，研究顯示MI 干預對高血壓患者有積極的影響［11］，但是單項研究不足以說明問題。因此，本研究將有關(guān)MI 對高血壓患者自我效能、服藥依從性、血壓及生活質(zhì)量影響的相關(guān)文獻進行系統(tǒng)評價，以期為高血壓患者的護理干預提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索策略計算機檢索Cochrane Library、PubMed、Embase、Web of Science、中國知網(wǎng)（CNKI）、中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫（CBM）、維普期刊（VIP）以及萬方數(shù)據(jù)庫。檢索時間為數(shù)據(jù)庫建庫至2019 年6 月，采用主題詞和自由詞相結(jié)合的方法進行檢索。英文檢 索 式 為 （“motivational interviewing”O(jiān)R“motivation interview”O(jiān)R “counseling”O(jiān)R “MI”）AND（“hypertension”O(jiān)R“high blood pressure”）。中文檢索式為（“動機式訪談”O(jiān)R“動機式面談”O(jiān)R“動機性晤談” OR “動機性訪談”）AND “高血壓”。

1.2 文獻納入與排除標準納入標準：①動機性訪談對高血壓患者影響的隨機對照研究； ②研究對象的高血壓診斷標準符合WHO 與國際高血壓聯(lián)盟共同制定的《高血壓診斷分級標準》，即收縮壓≥140 mmHg(1 mmHg=0.133 kPa)和/或舒張壓≥90 mmHg；③干預組采用動機性訪談，對照組采用常規(guī)護理；④結(jié)局指標包括血壓、自我效能、生活質(zhì)量、服藥依從性。排除標準：①數(shù)據(jù)不全的文獻；②重復發(fā)表的文獻；③原始研究中數(shù)據(jù)無法轉(zhuǎn)換和應用的文獻。

1.3 文獻篩選和資料提取所有文獻均導入EndNote軟件，由2 名評價員獨立按文獻納入與排除標準篩選文獻并進行交叉核對；如有分歧，則通過討論或征詢專家意見決定。采用自制表格提取資料，包括：①作者、題目、發(fā)表年份、國家、研究時間及發(fā)表時間；②干預措施、干預時間、干預頻次及干預實施者；③血壓、自我效能、生活質(zhì)量、服藥依從性等結(jié)局指標數(shù)據(jù)。

1.4 文獻質(zhì)量評價由2 名經(jīng)過方法學培訓的研究者獨立使用Cochrane 偏倚風險評價工具進行評價，如遇分歧與第三方專家協(xié)商解決。內(nèi)容主要包括隨機序列的產(chǎn)生、分配隱藏、盲法的實施、不完整報告數(shù)據(jù)、選擇性報告及其他偏倚。若全部符合上述標準，其結(jié)果發(fā)生偏倚的可能性較小，質(zhì)量等級為A；部分符合，其結(jié)果發(fā)生偏倚的可能性為中度，質(zhì)量等級為B；完全不符合，其結(jié)果發(fā)生偏倚的可能性較大，質(zhì)量等級為C。

1.5 資料分析方法采用RevMan 5.3 軟件進行Meta分析。采用異質(zhì)性檢驗分析結(jié)果間的異質(zhì)性，若P≥0.1、I2＜50%時，認為不存在異質(zhì)性或異質(zhì)性較小，采用固定效應模型；若 P＜0.1、I2≥50%，則認為異質(zhì)性大，根據(jù)可能出現(xiàn)異質(zhì)性的因素進行亞組分析或敏感性分析，采用隨機效應模型。連續(xù)性資料采用均數(shù)差（mean difference，MD） 為效應統(tǒng)計量，計數(shù)資料采用比值比（odds ratio，OR） 表示，所有效應量以 95%可信區(qū)間（confidence interval，CI）表示，以 P<0.05 為有統(tǒng)計學意義。文獻數(shù)量≥10 時，采用漏斗圖評價研究的發(fā)表偏倚。

2 結(jié)果

2.1 文獻檢索結(jié)果本研究初步檢索共獲得相關(guān)文獻1 176 篇，采用EndNote 軟件排除重復題錄后剩余992 篇，通過對文題和摘要的初篩后排除文獻915 篇，經(jīng)逐篇閱讀全文后，依據(jù)納入、排除標準排除文獻64 篇，最終納入13 篇文獻。

2.2 納入文獻的基本情況納入的13 篇文獻［11-23］為2008—2017 年刊出,納入文獻的語種為中文和英文，研究 分 別 來 自 中 國［11-13,16,21-23］、 美 國［15,18-20］、 愛 爾 蘭［17］、丹麥［14］。所有納入研究的觀察組均采用 MI 干預，干預時間最短為1 個月，最長為18 個月，單次干預時間為20～40 min。納入文獻的基本情況，見表1。

2.3 納入文獻的質(zhì)量評價納入的13 篇文獻［11-23］質(zhì)量等級均為B，詳見表2。

2.4 Meta 分析結(jié)果

2.4.1 MI 對高血壓患者收縮壓的影響納入文獻中有10 篇文獻［11,13-20,22］報道了MI 對高血壓患者收縮壓的影響。研究間存在異質(zhì)性（I2≥50%，P<0.1），選用隨機效應模型進行Meta 分析。結(jié)果顯示，MI 組與對照組相比患者的收縮壓下降2.56 mmHg，差異具有統(tǒng)計學意義［MD=-2.56，95% CI 為(-3.57，-1.55), P＜0.000 01］。由于納入研究的干預時間不同，則根據(jù)干預時間做亞組分析，結(jié)果見圖1。

表1 納入文獻的基本情況

2.4.1.1 干預 6 個月Hardcastle 等［18］研究同時報道了 6、18 個月的干預結(jié)果，故共有 5 篇文獻［11,13,16,18,22］報道MI 對高血壓患者6 個月收縮壓的影響，采用隨機效應模型分析，結(jié)果顯示，MI 組與常規(guī)組相比可使患者的收縮壓下降3.84 mmHg，差異具有統(tǒng)計學意義［MD=-3.84，95% CI 為(-5.37，-2.30), P＜0.000 01］。

2.4.1.2 干預 12 個月Murphy 等［17］研究同時報道了12、18 個月的干預結(jié)果，故共有 4 篇文獻［14-15,17,19］報道MI 對高血壓患者12 個月收縮壓的影響，采用隨機效應模型分析，結(jié)果顯示，MI 組與常規(guī)組相比可使患者的收縮壓下降0.90 mmHg，差異無統(tǒng)計學意義［MD=-0.90，95% CI 為(2.61，0.82), P=0.31］。

2.4.1.3 干預 18 個月3 篇文獻［17.18,20］報道 MI 對高血壓患者18 個月收縮壓的影響，采用隨機效應模型分析，結(jié)果顯示，MI 組與常規(guī)組相比可使患者的收縮壓下降2.57 mmHg，差異具有統(tǒng)計學意義［MD=-2.57，95% CI 為(-4.64，-0.50), P=0.02］。

2.4.2 MI 對高血壓患者舒張壓的影響納入文獻中有10 篇文獻［11,13-20,22］報道了MI 對高血壓患者舒張壓的影響。各研究間無異質(zhì)性（I2＜50%，P≥0.1），選用固定效應模型進行Meta 分析。結(jié)果顯示，MI 組與常規(guī)組相比可使患者的舒張壓下降0.89 mmHg，差異具有統(tǒng)計學意義［MD=-0.89, 95% CI 為(-1.51，-0.27), P=0.005］。由于納入研究時間不同，則根據(jù)不同干預時間做亞組分析，結(jié)果見圖2。

2.4.2.1 干預 6 個月5 篇文獻［11,13,16,18,22］報道 MI 對高血壓患者6 個月舒張壓的影響，采用固定效應模型分析，結(jié)果顯示，MI 組與常規(guī)組相比可使患者的舒張壓下降1.14 mmHg，差異具有統(tǒng)計學意義［MD=-1.14,95% CI 為(-2.22，-0.07), P=0.04］。

2.4.2.2 干預 12 個月4 篇文獻［14-15,17,19］報道 MI 對高血壓患者12 個月舒張壓的影響，采用固定效應模型分析，結(jié)果顯示，MI 組與常規(guī)組相比可使患者的舒張壓下降0.56 mmHg，但差異無統(tǒng)計學意義［MD=-0.56，95% CI 為(-1.66，0.55), P=0.33］。

圖1 MI 對高血壓患者收縮壓影響的森林圖

圖2 MI 對高血壓患者舒張壓影響的森林圖

2.4.2.3 干預 18 個月3 篇文獻［17-18.20］報道 MI 對高血壓患者18 個月收縮壓的影響，采用固定效應模型分析，結(jié)果顯示，MI 組與常規(guī)組相比可使患者的收縮壓下降0.95 mmHg，但差異無統(tǒng)計學意義［MD=-0.95，95% CI 為(-2.00，0.11), P=0.08］。

2.4.3 MI 對高血壓患者自我效能的影響納入文獻中3 篇文獻［12-13,23］報道了MI 對高血壓患者自我效能的影響，各研究間存在異質(zhì)性，采用隨機效應模型分析，結(jié)果顯示，MI 可提高患者的自我效能，差異具有統(tǒng)計學意義［MD=2.52，95% CI 為(1.56，3.47), P＜0.000 01］，見圖3。

2.4.4 MI 對高血壓患者生活質(zhì)量的影響3 篇文獻［13,16,21］報道了MI 對高血壓患者生活質(zhì)量的影響，各研究間存在異質(zhì)性，采用隨機效應模型分析，結(jié)果顯示，MI 組與常規(guī)組相比可提高患者的生活質(zhì)量，具有統(tǒng)計學意義［MD=6.99,95%CI 為(3.25,10.74)，P=0.000 3］，見圖4。

2.4.5 MI 對高血壓患者服藥依從性的影響4 篇文獻［12,14,21-22］報道了MI 對高血壓患者服藥依從性的影響，各研究間存在異質(zhì)性，采用隨機效應模型分析，結(jié)果顯示，MI 組與常規(guī)組相比可提高患者的服藥依從性，差異具有統(tǒng)計學意義 ［OR=4.30, 95% CI 為(1.53,12.10), P=0.006］，見圖5。

2.5 發(fā)表偏倚以MI 對高血壓患者舒張壓影響這一結(jié)局指標進行發(fā)表偏倚評估，肉眼觀察發(fā)表偏倚漏斗圖（圖6）基本對稱，存在發(fā)表偏倚的可能性小。

3 討論

3.1 MI 對血壓控制有積極的影響本研究納入了10 項［11,13-20,22］隨機對照研究，分析了 MI 對高血壓患者血壓的影響，結(jié)果顯示，MI 可降低高血壓患者的血壓（收縮壓和舒張壓），這與以往的研究結(jié)果一致［24］。Ettehad 等［25］研究顯示，血壓每降低 10 mmHg，心血管疾病的風險減少20%，冠心病的風險減少17%，中風的風險減少27%，心功能衰竭的風險減少28%，全因死亡的風險減少13%。由此可見，MI 是降低高血壓患者心血管疾病風險的有效措施之一。此外，亞組分析結(jié)果顯示，MI 可以降低患者的血壓水平，但不同的時間其血壓控制水平有所波動。究其原因可能是：在MI 初期，患者能夠意識到血壓控制的重要性，訪談者針對血壓控制的問題給予個性化、循序漸進的指導后，提高了患者對高血壓疾病的認知，激發(fā)了其內(nèi)在動機［26］，從而引起其行為的改變［27］，患者開始重視血壓監(jiān)測及改變不良生活習慣，從而有效地降低了患者的血壓水平；MI 干預2～3 個月后，患者自我意識可能進入到懈怠期，導致其血壓控制水平出現(xiàn)波動；但隨著時間的延長，在MI實施者的幫助下，患者的行為、生活方式形成了相對固定的模式，其自我效能得到了提升，從而能夠有效控制血壓水平。

圖3 MI 對高血壓患者自我效能影響的森林圖

圖4 MI 對高血壓患者生活質(zhì)量影響的森林圖

圖5 MI 對高血壓患者服藥依從性影響的森林圖

圖6 發(fā)表偏倚漏斗圖

3.2 MI 可提高高血壓患者的自我效能及服藥依從性本研究結(jié)果顯示，MI 可以提高高血壓患者的自我效能及服藥依從性。高血壓患者服藥依從性差的主要原因是患者認為長期服藥太過困難，沒有信心堅持下去［28］。有研究顯示，自我效能與服藥依從性呈正相關(guān)關(guān)系［29］，提高患者的自我效能可促進其服藥依從行為［30］。因此，堅定的服藥信念對患者至關(guān)重要。MI 在尊重患者思想及情感的基礎(chǔ)上，運用一系列的溝通技巧，在和諧的氛圍和治療環(huán)境中鼓勵患者探索自己內(nèi)心的矛盾情感，找出自我效能薄弱、欠缺的環(huán)節(jié)［31］。MI 改變過去盲目的隨機性宣教，以移情、尊重和開放的方式，有針對性地進行個體化指導［32］；在充分考慮個體差異的基礎(chǔ)上因人施教，使患者對解決自身問題充滿信心；指導患者進行自我鼓勵、自我激勵，從而激發(fā)其內(nèi)在潛能、提高自我效能，進而增強患者的服藥信念、提高其服藥依從性。此外，為了進一步提高患者的自我效能，在未來的訪談過程中可采取多種措施相結(jié)合的方法，如提供及時的用藥咨詢，強化醫(yī)院-社區(qū)-家庭的全面支持，探討基于自我效能的心理干預等［31］。

3.3 MI 可提高高血壓患者的生活質(zhì)量隨著醫(yī)學技術(shù)的進步，人民生活水平的提高，患者在治療疾病的同時，也非常重視其生活質(zhì)量的改善。唐淼燕等［33］研究表明，影響高血壓患者生活質(zhì)量的主要因素是服藥依從性、心理狀態(tài)、睡眠質(zhì)量、自我效能、生活方式以及高血壓相關(guān)知識的知曉程度。MI 的干預過程中，能夠涉及到影響患者生活質(zhì)量的各個因素，MI 實施者對這些因素進行多層次地挖掘后，可制訂出可行性強、全面的干

預方案，再進一步給予循序漸進的指導，使患者意識到按時服藥、改變生活方式、控制情緒、合理運動對血壓控制的重要性，從而重視疾病的自我管理，患者血壓得以降低，進而提高了患者的生活質(zhì)量。

3.4 研究局限性本研究的局限性：①本研究檢索了中、英文文獻，由于語言因素可能存在文獻收錄不全的情況；②納入的文獻中同類指標因其評價工具各異，可能存在異質(zhì)性，無法將數(shù)據(jù)合并進行分析，使得一些指標分析規(guī)模受到限制；③本次納入的文獻中，2 篇文獻具體怎樣隨機分配未描述，僅有4 篇文獻提到了盲法的實施情況。因此，今后的研究中應注意隨機分組分配隱藏和盲法的實施，以增加結(jié)果的可靠性。

3.5 啟示本Meta 分析結(jié)果顯示，MI 對高血壓患者的血壓、服藥依從性、自我效能以及生活質(zhì)量有積極的作用。而目前臨床實踐中，MI 的干預頻次、干預時間長短不一，干預內(nèi)容也呈多樣化，訪談者訪談能力參差不齊，以上因素均有可能對研究結(jié)果造成一定的影響。因此，在今后的研究中應完善MI 的訪談內(nèi)容，挖掘最佳的訪談頻次和訪談時間，形成一套規(guī)范化的MI 訪談體系，以便更好地發(fā)掘患者內(nèi)心的主要矛盾，使訪談效果達到最優(yōu)化。

4 小結(jié)

本研究運用Meta 分析探討動機性訪談對高血壓患者的影響，結(jié)果表明，動機性訪談可降低高血壓患者的血壓水平，提高高血壓患者的自我效能、生活質(zhì)量及服藥依從性，由于其經(jīng)濟性、可行性，值得臨床借鑒及推廣。