權小艷，宋攀，王丹，熊華容，張明鳳，石鎂虹

1 西南醫(yī)科大學護理學院，四川瀘州 646699；2 西南醫(yī)科大學附屬中醫(yī)醫(yī)院肝膽病科，四川瀘州 646099；3 四川大學華西護理學院，四川成都 610044

下肢動脈硬化閉塞癥（ASO）是由動脈粥樣硬化病變引起的下肢動脈缺血性疾病［1］，位居動脈粥樣硬化性疾病第三位［2］。全球約有2.366 億ASO 患者［3］，我國約有4 113 萬患者［4］。ASO 平均年患病率為10.7%［5］，且該患病率預計將隨人口老齡化的加劇而持續(xù)增長［6］。間歇性跛行是ASO 的常見癥狀之一［7］，由于血液灌注不足，ASO 患者下肢功能喪失的速度往往比其他患者更快［8］。LLOYD-JONES 等［9］研究表明，約60%的ASO患者存在跛行癥狀，該癥狀與下肢功能受損、生活質量降低等密切相關［10］。用于預防ASO患者行走能力喪失或改善其功能障礙的方法有限［11］，有監(jiān)督的運動療法（SEP）是其中之一［12］，其可顯著改善ASO 患者的行走能力，降低截肢率和病死率［13］。然而，高昂的費用、缺乏醫(yī)療保險報銷、醫(yī)療中心不足、去康復中心的時間和交通負擔等因素限制了SEP的應用［14-16］。作為SEP的補充和創(chuàng)新，家庭步行鍛煉（HB-WE）是指患者在以家庭為基礎的環(huán)境中（遠離醫(yī)院、康復中心等類似機構），在專業(yè)人員的指導下進行有監(jiān)督、結構化的步行鍛煉［17］，具有比SEP更為經濟、便捷等特點［12］，且相比SEP，HB-WE依從性更高［18］。但是HB-WE對ASO患者的臨床效果存在爭議，有研究表明HB-WE對ASO患者的步行能力、生活質量均有明顯的改善作用［11，19］，但MCDERMOTT 等［20］研究結果卻與此矛盾。目前國內暫無HB-WE對ASO患者步行能力、生活質量改善效果的系統(tǒng)評價，國外的相關文獻也時隔較遠、有待更新。因此，本研究對HB-WE改善ASO患者步行能力和生活質量的有效性進行Meta分析，以期為臨床ASO患者肢體功能障礙的預防和治療提供循證依據。

1 資料與方法

1.1 文獻納入與排除標準 納入標準：①研究對象為符合世界衛(wèi)生組織診斷標準的ASO 患者；②研究類型為隨機對照試驗（RCT），語言為中文或英文；③干預組接受HB-WE，對照組接受常規(guī)護理；④結局指標：6 min 步行距離（6MWD）、步行障礙問卷（WIQ）評分（距離、速度、爬樓梯）、生活質量量表（SF-36）中的身體功能評分。排除標準：①無法提取所需原始數據或無法獲得全文的文獻；②非RCT 文獻，如綜述類文獻、會議摘要；③重復發(fā)表文獻；④高偏倚文獻：所有質量評價條目均為高風險。

1.2 資料來源及檢索策略 由2 名研究人員按納入與排除標準在中國知網、萬方、維普、CBM、PubMed、Embase、Web of Science、the Cochrane Library 中獨立檢索自建庫至2023 年1 月31 日為止的HB-WE 對ASO 患者影響的RCT 文獻。檢索策略使用主題詞、自由詞和通配符相結合的方式，中文檢索式為（“下肢動脈硬化閉塞癥”O(jiān)R“下肢動脈阻塞性疾病”O(jiān)R“下肢粥樣硬化疾病”O(jiān)R“外周動脈疾病”）AND（“家庭步行訓練”O(jiān)R“家庭步行運動”O(jiān)R“家庭步行鍛煉”O(jiān)R“步行運動”O(jiān)R“步行鍛煉”O(jiān)R“步行訓練”O(jiān)R“步行”）AND（“隨機對照試驗”O(jiān)R“干預”）。英文檢索以PubMed 檢索式為例，見圖1。為使檢索結果更加全面，對納入文獻的參考文獻也進行篩選。

圖1 PubMed檢索策略

1.3 文獻篩選和資料提取 由2 名研究人員按照納入與排除標準，瀏覽標題和摘要進行初篩，再下載初篩合格文獻，進一步閱讀全文進行復篩。若出現分歧，則與第三名研究人員商討直至得到一致結論。對最終入選文獻使用EndNote20 軟件進行去重，提取以下數據：第一作者姓名、發(fā)表年份與國家、樣本量、年齡、性別、干預措施、運動持續(xù)時間及頻次、隨訪時間、結局指標。

1.4 質量評價 使用Cochrane 系統(tǒng)評價的偏倚風險評價工具。由2名研究人員評價以下7個條目：①隨機序列；②分配隱藏；③研究對象和干預者施盲；④結果測評者施盲；⑤數據完整性；⑥選擇性報告；⑦其他偏倚。評價結果分為高風險、低風險和不清楚。若所有條目的評價結果均為低風險，則判定文獻質量為“A 級”；若部分條目的評價結果為低風險，則判定文獻質量為“B 級”；若所有條目的評價結果無一為低風險，則判定文獻質量為“C 級”。當評價意見不一致時，與第三名研究人員商討決定。

1.5 統(tǒng)計學方法 使用RevMan5.4 軟件進行數據分析。結局指標為連續(xù)變量，效應指標使用均數差（MD），并計算點估計值和95%置信區(qū)間（95%CI）。使用χ2檢驗及I2值判斷異質性檢驗結果，I2≤50%，P＞0.1 時，說明異質性在可接受范圍內，采用固定效應模型；I2＞50%，P≤0.1 時，說明異質性明顯，采用隨機效應模型，并通過亞組分析探討異質性來源。在某一結局指標的納入研究≥10 個的情況下，繪制漏斗圖以評價發(fā)表偏倚風險。最后，使用逐一刪除法進行敏感性分析，以估計每項RCT 對總體Meta 分析的潛在影響。P＜0.05表示差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 文獻檢索流程及結果 本研究納入475篇文獻進行初步的篩選，去重后剔除156篇重復文獻，經復篩后最終納入10 篇文獻［11，19-27］進行下一步的Meta 分析，涉及1 360 例患者，其中HB-WE 組768 例、常規(guī)護理組592例。文獻篩選具體流程見圖2。

圖2 文獻篩選流程及結果

2.2 納入文獻的基本特征及質量評價 共納入10篇文獻，納入文獻的基本特征見表1；A 級質量文獻1篇［23］，B級質量文獻9篇［11，19-22，24-27］，納入文獻總體質量中等。質量評價結果見圖3。

表1 納入文獻的基本特征

圖3 納入文獻的質量評價總結圖

2.3 Meta分析結果

2.3.1 6MWD 共9 篇［11，19-24，26，27］文獻描述了HBWE 對ASO 患者6MWD 的影響，各研究間異質性明顯（P＜0.000 1，I2=75%），采用隨機效應模型，結果顯示：兩組差異有統(tǒng)計學意義（MD=22.03，95%CI：3.56～40.49，P=0.02）。根據隨訪時間進行亞組分析，結果顯示，當隨訪時間≤12周，兩組差異有統(tǒng)計學意義（MD=40.86，95%CI：8.48～73.24，P=0.01）；當隨訪時間＞12 周，兩組差異無統(tǒng)計學意義（MD=18.44，95%CI：-1.28～38.15，P=0.07），見圖4。

圖4 HB-WE對ASO患者6MWD影響的Meta分析森林圖

2.3.2 WIQ評分

2.3.2.1 距離 共7 篇［11，20-22，24-26］文獻描述了HB-WE 對ASO 患者WIQ 距離評分的影響，各研究間異質性明顯（P=0.003，I2=68%），采用隨機效應模型，結果顯示：兩組差異有統(tǒng)計學意義（MD=9.49，95%CI：2.89～16.08，P=0.005）。根據隨訪時間進行亞組分析，結果顯示，當隨訪時間≤12 周，兩組差異無統(tǒng)計學意義（MD=10.57，95%CI：-14.10～35.23，P=0.40）；當隨訪時間＞12 周，兩組差異有統(tǒng)計學意義（MD=10.41，95%CI：6.30～14.51，P＜0.000 01），見圖5。逐一剔除文獻對敏感性進行分析，發(fā)現剔除TEW 等［26］后P=0.08，I2=47%，采用固定效應模型，結果顯示，兩組差異有統(tǒng)計學意義（MD=7.32，95%CI：2.20～12.44，P=0.005），與敏感性分析前結果一致，見圖6。

圖5 HB-WE對ASO患者WIQ-距離影響的Meta分析森林圖

圖6 HB-WE對ASO患者WIQ-距離影響的Meta敏感性分析森林圖

2.3.2.2 速度 共7 篇［11，20-22，24-26］文獻描述了HBWE 對ASO 患者WIQ 速度評分的影響，各研究間異質性明顯（P=0.000 4，I2=74%），采用隨機效應模型，結果顯示：兩組差異有統(tǒng)計學意義［MD=6.63，95%CI：0.65～12.60，P=0.03）。根據隨訪時間進行亞組分析，結果顯示，當隨訪時間≤12 周，兩組差異無統(tǒng)計學意義（MD=5.46，95%CI：-10.54～21.45，P=0.50）；當隨訪時間＞12 周，兩組差異有統(tǒng)計學意義（MD=7.97，95%CI：2.51～13.43，P=0.004），見圖7。

圖7 HB-WE對ASO患者WIQ-速度影響的Meta分析森林圖

2.3.2.3 爬樓梯 共6 篇［11，20，22，24-26］文獻描述了HB-WE對ASO患者WIQ爬樓梯評分的影響，各研究間異質性明顯（P=0.01，I2=65%），采用隨機效應模型，結果顯示：兩組差異有統(tǒng)計學意義（MD=7.72，95%CI：0.65～14.79，P=0.03）。根據隨訪時間進行亞組分析，結果顯示，當隨訪時間≤12 周，兩組差異無統(tǒng)計學意義（MD=13.20，95%CI：-7.31～33.71，P=0.21）；當隨訪時間＞12周，兩組差異有統(tǒng)計學意義（MD=6.13，95%CI：1.44～10.83，P=0.01），見圖8。逐一剔除文獻對敏感性進行分析，發(fā)現剔除TEW 等［26］后P=0.62，I2=0%，采用固定效應模型，結果顯示：兩組差異具有統(tǒng)計學意義（MD=5.28，95%CI：1.27～9.28，P=0.010），與敏感性分析前結果一致，見圖9。

圖8 HB-WE對ASO患者WIQ-爬樓梯影響的Meta分析森林圖

圖9 HB-WE對ASO患者WIQ-爬樓梯影響的Meta敏感性分析森林圖

2.3.3 SF-36身體功能評分 共4篇［11，20-21，25］文獻描述了HB-WE 對ASO 患者SF-36 身體功能評分的影響。各研究間異質性明顯（P=0.01，I2=69%），采用隨機效應模型，結果顯示：兩組差異無統(tǒng)計學意義（MD=1.26，95%CI：-4.33～6.84，P=0.66）。根據隨訪時間進行亞組分析，結果顯示，當隨訪時間≤12周，兩組差異無統(tǒng)計學意義（MD=-3.56，95%CI：-10.06～2.95，P=0.28）；當隨訪時間＞12周，兩組差異也無統(tǒng)計學意義（MD=4.21，95%CI：-4.45～12.87，P=0.34），見圖10。

圖10 HB-WE對ASO患者SF-36身體功能影響的Meta分析森林圖

2.4 發(fā)表偏倚 在所有的結局指標中，僅6MWD的結局指標研究數量在10 個及以上，因此針對6MWD這一結局指標繪制漏斗圖，檢驗其發(fā)表偏倚。結果顯示該漏斗圖對稱分布，發(fā)表偏倚風險較低，見圖11。

圖11 HB-WE對ASO患者6MWD影響的Meta分析漏斗圖

3 討論

3.1 HB-WE 可提高ASO 患者的步行能力 本研究以6MWD 和WIQ 評分作為步行能力的結局指標。6MWD 與ASO 患者的下肢功能狀態(tài)密切相關，是一種能有效衡量ASO 患者步行能力的重要指標［28-29］。GARDNER 等［30］研究表明，WIQ 評分可以有效地反映患者的日常步行能力，該評分的下降與ASO 患者病死率增加有關。總體而言，不論是在6MWD，還是在WIQ 評分（距離、速度、爬樓梯）的Meta 分析結果中，本研究均支持HB-WE可提高ASO患者的步行能力，這與LI 等［31］的研究結果一致。ASO 患者下肢會因機體灌注和代謝需求之間的不平衡狀態(tài)出現肌肉缺血，而步行鍛煉可優(yōu)化ASO 患者的微循環(huán)灌注狀態(tài)，增加外周動脈供氧和血液流動，從而改善下肢步行功能［32］。且有研究表明，高強度的步行鍛煉比低強度的步行鍛煉更能給患者帶來益處，但還需更多原始研究及循證證據支持［21］。最初的只是告知患者“回家步行”的HB-WE是無效的［33］，這可能與沒有進行系統(tǒng)性、結構化設計的步行鍛煉方案有關。而隨后發(fā)展的部分HB-WE 在方案構建中應用了行為改變技術和互聯(lián)網技術，如MCDERMOTT 等［21］的方案設計中包含佩戴加速器記錄鍛煉時間、強度和電話指導等服務，兼具SEP與最初家庭鍛煉的優(yōu)點，以便及時給予ASO 患者個性化、具體的指導，提高其規(guī)律鍛煉的積極性和依從性，促進下肢功能的改善。

在亞組分析中，當隨訪時間≤12 周時，研究結果顯示HB-WE 組的WIQ 評分（距離、速度、爬樓梯）均與常規(guī)護理組沒有統(tǒng)計學意義；當隨訪時間＞12 周時，研究結果顯示HB-WE組的6MWD與常規(guī)護理組沒有統(tǒng)計學意義?？梢姡狙芯拷Y果顯示HB-WE在短期內對6MWD 有改善作用，但長期作用并不明顯；HB-WE 在長期內對WIQ 評分的提高是明顯的，但短期內并無明顯作用。HB-WE 對ASO 患者長期內6MWD 改善不明顯，這可能與步行運動誘導的康復功能益處逐漸積累并在4～8 周內變得更為明顯，在8 周后有下降趨勢有關，但其生物機制是非常復雜的，目前尚不明確［34］，也有可能與患者不能長期堅持HB-WE，其依從性隨時間的增長而降低，使得6MWD不能得到持續(xù)的改善有關［18］。但相關結果尚需進一步的研究證明，未來的研究應更加關注相關干預中的時間關系以及不同結局指標對干預結果的影響。

在敏感性分析中，當剔除TEW 等［26］的研究時，WIQ 的距離分析的I2從68%降至47%，WIQ 的爬樓梯分析的I2從65%降至0%，經對比發(fā)現，TEW 等［26］研究隨訪周期僅為6 周且樣本量較小（n=25），與其他納入研究差距較大，可能對合并整體結果產生了偏倚。

3.2 不支持HB-WE對ASO患者生活質量的改善作用 在生活質量影響方面，本研究采用SF-36 身體功能評分作為結局指標。SF-36 身體功能評分是常用于評估患者在接受家庭性干預措施后對生活質量影響的重要指標，評分越高，說明該干預措施對生活質量的影響越好，患者健康水平越高［11］。本研究結果顯示HB-WE 對ASO 患者生活質量沒有積極影響（P＞0.05），但這種結果可能與ASO 本身的疾病特點相關。ASO是病因復雜、病程長、難以治愈的慢性進展性疾病，患者疾病負擔重，就算進行手術治療以有效重建血運后也有靶血管再狹窄的風險，嚴重影響患者的日常生活［1］。其次，ASO 好發(fā)于老年人［1］，該患病人群具有共病較多、自我管理能力較差、有不可避免的衰老趨勢、健康水平較低等特點，ASO患者在接受HB-WE 干預后的生活質量可能難以有較為顯著的改善。最后，ASO 臨床表現常為下肢缺血性疼痛、間歇性跛行以及肢體潰瘍或壞死［1］，患者可能受肢體疼痛、擔心疾病進展和活動加重不適癥狀等因素影響，減少非必要的自主性活動和社會活動參與，導致生活質量的提高不明顯［35］。

此外，本研究結果與MAKRIS 等［15］的研究結果不一致，原因可能為MAKRIS 等［15］使用的研究工具為歐洲五維健康量表（EQ-5D），故提示評價工具的不同可能對最后的分析結果造成差異。相關研究表明，與一般的生活質量評價工具（如EQ-5D）相比，一些疾病特異性生活質量評價工具（如血管生活質量問卷）不僅考慮了相關疾病的特異性，還能充分評估干預措施與生活質量之間的治療關系［36］。因此，建議在今后的ASO 生活質量研究中，盡量采用疾病特異性生活質量評價工具作為研究工具，以得到更為可靠的研究結果。

3.3 局限與展望 本研究存在以下局限：①納入英文文獻占比為90%，但這種語言偏倚在不同的研究群體中是平衡的，實際偏倚可能較??；②納入文獻數量相對較少，研究質量有待提高，如使用盲法的文獻較少等；③部分研究的基線特征、HB-WE 具體干預手段及時長等參數存在著一定的差異，這可能會引起異質性較高，從而影響本研究結果的可靠性；④僅繪制了6MWD 的漏斗圖，但由于異質性明顯，漏斗圖缺乏線條限制，其他結局指標因研究數量不足，無法進行漏斗圖的偏倚風險判斷。建議今后的研究能針對以上不足改進，為ASO患者開展HB-WE的臨床效果提供更多有效、可靠的研究和依據。

本研究顯示，與常規(guī)護理（僅口頭建議“回家步行”）相比較，HB-WE對ASO患者步行能力的提高有著積極的影響，可在臨床實踐中推廣。但目前的HB-WE 方案存在干預周期、干預強度、干預頻率等要素不統(tǒng)一的情況，期待臨床出現標準的HB-WE方案及評價指標，對ASO 患者的干預效果進行進一步探討。此外，HB-WE對ASO 患者生活質量的影響需要進一步論證。

利益沖突聲明所有作者聲明不存在利益沖突

作者貢獻聲明權小艷：選題、研究設計、論文寫作及修改、數據核實；宋攀：選題、論文寫作及修改；王丹：檢索提取、質量評價、修改；熊華容：質量評價、數據核實、修改；張明鳳：檢索提取、統(tǒng)計分析、論文審核；石鎂虹：選題與研究設計指導、統(tǒng)計分析、論文審核