王佳穎，王湘宜，李劉伊諾，雷鴻慧，高鵬翼，田可欣，謝小丹，馬 禎，趙麗萍，趙天林，劉龍呈，彭 妍，南艷慧，朱翔宇

（北京中醫(yī)藥大學，北京 100029）

中風，是中醫(yī)病名，常伴偏癱。中風有內(nèi)風和外風之分：外風因感受外邪所致，常稱中風；內(nèi)風屬內(nèi)傷病證，又稱卒中。《中國卒中中心報告2020》概要[1]中提到：我國現(xiàn)患中風的人數(shù)高居世界首位，據(jù)我國老齡化趨勢和第七次人口普查數(shù)據(jù)測算，2020年我國40 歲以上人群中，中風患者約為1780 萬，新發(fā)患者約為340 萬，相關的死亡患者約為230 萬。近年來，醫(yī)療技術水平飛速發(fā)展，中風病人的死亡率有所下降，但中風致殘率卻高達80%，中風后偏癱患者的社會參與度和尊嚴將受到很大的打擊[2]，而在康復過程中，患者因療程長、見效慢、費用高等困擾出現(xiàn)對治療喪失信心的情況，因而趨向于更經(jīng)濟、療效顯著的治療[3-4]。

目前臨床上多采用聯(lián)合療法治療中風后偏癱，WHO 報道經(jīng)過綜合的康復治療后，患者恢復到正常生活能力且回歸社會的概率高達60%，需要輕度幫助的僅20%，需很多生活幫助的為15%，仍然完全癱瘓的占5%[5]。故本研究對針刺聯(lián)合康復訓練治療中風后偏癱的臨床研究文獻進行Meta分析，系統(tǒng)全面地評價針刺聯(lián)合康復訓練治療中風后偏癱的臨床效果，以期為臨床選擇最優(yōu)治療方案提供循證依據(jù)和參考。

1 資料與方法

1.1 納入標準與排除標準

1.1.1 納入標準①研究類型：隨機對照試驗（RCT），不限制是否采取盲法操作，語種為中文或英文；②研究對象：明確診斷為中風后偏癱的患者；③干預措施：對照組采用常規(guī)康復治療，治療組在對照組基礎上聯(lián)合針刺治療；④結局指標：臨床療效總有效率、Fugl-Meyer 肢體運動功能量表（FMA）評分和Barthel指數(shù)量表（BI）評分。

1.1.2 排除標準無明確診斷標準；病程、療程不詳?shù)葦?shù)據(jù)不全或不可靠；綜述和理論探討類、動物實驗、臨床經(jīng)驗體會等；會議摘要、學位論文等。

1.2 檢索策略通過計算機檢索中國期刊全文數(shù)據(jù)庫（CNKI）、維普中文期刊全文數(shù)據(jù)庫（VIP）、萬方數(shù)據(jù)知識服務平臺（Wanfang）、中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫（CBM）、PubMed、Cochrane Library、EMbase、Web of Science（SCI）數(shù)據(jù)庫，檢索年限設為從建庫至2021 年12 月31 日。中文檢索詞包括中風、腦梗塞、腦血管障礙、偏癱、肢體功能障礙、康復、康復訓練、PNF、Rood、Bobath、針刺、針灸等，英文檢索詞包括“acupuncture”“hemiplegia”“stroke”“rehabilitation”等，檢索語種為中文與英文。根據(jù)不同數(shù)據(jù)庫的檢索要求和中英文表達的檢索特點，依據(jù)PICOS 原則參考醫(yī)學主題詞表進行主題詞和自由詞相結合制定檢索策略，并針對檢索結果對檢索式進行調(diào)整，以期能夠獲得較全面的原始文獻。

1.3 文獻篩選和數(shù)據(jù)提取通過軟件去重后，根據(jù)文獻的標題和摘要進行初篩，再進一步下載通讀全文根據(jù)納排標準進行復篩，其全過程均由兩名研究者嚴格按照上述檢索方法獨立完成，并對最終納入的文獻提取相關信息：題目、作者、發(fā)表年份、各組患者的例數(shù)、年齡、性別、病程、治療方案、療程、結局指標等。

1.4 質(zhì)量評價采用Cochrane 風險偏倚評估工具評價納入文獻質(zhì)量情況：主要包括隨機序列產(chǎn)生、分配隱藏、對納入人群及實驗人員的盲法、對結局評估者的盲法、結果數(shù)據(jù)的完整性、選擇性報告、偏倚7 個條目。其中，需要研究人員對納入文獻作出“低偏倚風險”“偏倚風險不確定”“高偏倚風險”的判斷。納入文獻和質(zhì)量評價以兩名研究員結論一致為終點，遇到問題分歧則邀請第3人決定。

1.5 統(tǒng)計學方法采用STATA 軟件（StataCorp LLC,Stata/SE15.1）進行Meta 分析。采用比值比（odds ratio，OR）分析二分類變量，采用標準均方差（standardized mean difference, SMD），以95%置信區(qū)間（confidence interval, CI）表示各效應量。采用卡方檢驗（α=0.05）進行異質(zhì)性檢驗，當P≥0.1，I2＜50%時，考慮異質(zhì)性較低，用固定效應模型；當P＜0.1，I2＞50%時，則考慮存在異質(zhì)性，使用隨機效應模型并進一步分析異質(zhì)性來源。采用漏斗圖評價發(fā)表偏倚。

2 結果

2.1 文獻檢索結果檢索文獻共1261 篇，利用軟件查重及人工查重的方法排除104 篇、閱讀文題及摘要排除1063 篇、下載通讀全文排除78 篇，最終納入16 篇文獻[6-21]，包括1 篇外文文獻[19]，15 篇中文文獻[6-18,20-21]，共1352例患者，文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選流程及結果

2.2 納入文獻的一般情況 本研究共納入16 篇文獻[6-21]，各組基線資料具有可比性，總計患者1352例，治療組689 例，對照組663 例。干預措施中，就針刺治療方案，共8篇文獻[7,13,14,16-20]使用自擬穴位針刺治療，4篇文獻[9-12]使用分期針刺治療，2篇文獻[6,21]使用頭針治療，1 篇文獻[8]使用電針治療，1 篇文獻[15]使用顱針針刺治療；納入文獻中所用主穴使用頻次前五分別是：三陰交（14 次）、合谷（12 次）、內(nèi)關（11次）、足三里（9次）、人中（9次）；頭部常取運動區(qū)；就康復治療方案，3篇文獻[6,15,21]使用易化技術，其中王國書等[15]還在此基礎上使用了運動再學習療法，2篇文獻[18,19]使用Bobath 技術，1 篇文獻[9-12]使用三級康復方法，其余10篇文獻使用常規(guī)康復訓練。就結局指標，有7 篇文獻[7,12,14,16,17,19,20]報道了臨床療效總有效率、12 篇文獻[6,8-15,18-20]運用BI 分級對日?；顒幽芰M行評分、10 篇文獻[6,8-11,14,15,17,18,21]運用FMA 分級對運動功能進行評分，3 篇文獻[9,19,20]使用了神經(jīng)功能缺損程度量表（NDS）進行神經(jīng)功能的評分2篇文獻[6,14]使用了美國國立衛(wèi)生研究院卒中量表（NIHSS）進行神經(jīng)功能的評分。納入文獻的基本特征見表1。

表1 納入文獻的基本特征

2.3 文獻質(zhì)量評價按照Cochrane風險偏倚評估工具進行評價：1）隨機序列產(chǎn)生：16 篇文獻中有7 篇文獻[8,9,10,12,19,20,21]均采用具體隨機方法進行分組：1 篇文獻[8]使用多中心分層區(qū)組法，1 篇文獻[9]使用分層隨機分配表法，3 篇文獻[10,19,20]使用隨機數(shù)字表法，1篇文獻[12]使用病志號抽簽法，1 篇文獻[21]使用隨機序列號按比例分配，均評估為“低風險”；8 篇文獻[6,7,11,13-15,17,18]未明確隨機分配方法，僅提及隨機，但兩組研究對象在人口學資料及臨床特征等方面均基線可比，故均評估為“低風險”；另1 篇文獻[16]按照患者就診時間的先后順序分組，為半隨機方法，評估為“高風險”；2）分配隱藏：有2篇文獻[8,21]提及分配隱藏，其中1篇[21]采用密封信封法，另1篇[8]采用中心隨機法，評估為“低風險”；其余14 篇文獻均未提及，評估為“不清楚”；3）對納入人群及實驗人員的盲法：16篇文獻均未說明對納入人群及實驗人員的盲法，故評估為“不清楚”；4）對結局評估者的盲法：6 篇文獻[8,6,11,19,9,20]使用盲法評測，評估為“低風險”；其余10篇文獻未提及，評估為“不清楚”；5）結果數(shù)據(jù)的完整性：有7篇文獻[8,9,11,12,16,19,20]提及脫落和失訪情況，且在結果中剔除，其中1 篇文獻[9]為患者腦出血復發(fā)、大面積腦梗死死亡造成病例脫落和失訪，1 篇文獻[11]為患者經(jīng)費緊缺等原因造成病例脫落和失訪，1篇文獻[8]為患者交通不便等原因造成病例脫落和失訪且將對剩余患者進行半年至一年的隨訪，另4篇文獻無脫落和失訪病例。此外，所有文獻結果數(shù)據(jù)均完整，均評估為“低風險”；6）選擇性報告：所有文獻研究結果部分與方法部分內(nèi)容一致，考慮不存在選擇性報告情況，故評估為“低風險”；7）其他來源的偏倚：所有文獻均采用規(guī)范化操作，且所有患者人口學資料及臨床特征等情況均具有基線可比性，認為不存在其他影響結果的偏倚來源，故評估為“低風險”。見圖2、圖3。

圖2 風險偏倚圖

圖3文獻偏倚風險分布

2.4 Meta分析結果

2.4.1 臨床總有效率納入的16 篇文獻[6-21]中共有7篇文獻[7,12,14,16,17,19,20]報道了臨床療效總有效率，樣本例數(shù)共600例，治療組301例，對照組299例。無明顯異質(zhì)性（P=0.929，I2=0%），采用固定效應模型，Meta 分析結果顯示，治療組患者臨床療效總有效率高于對照組，兩組間比較差異有統(tǒng)計學意義[OR=4.67，95%CI（2.77，7.87），P＜0.001] ，見圖4。

圖4 臨床總有效率的Meta分析

2.4.2 BI 分級評分納入的16 篇文獻[6-21]中共有12 篇文獻[6,8-15,18-20]對日?；顒幽芰M行評分，5 篇文獻[6,12,14,19,20]使用Barthel 指數(shù)進行評分，7 篇文獻[8-11,13,15,18]使用改良Barthel 指數(shù)進行評分，總計1033 例，治療組529 例，對照組504 例。有高度異質(zhì)性（P＜0.001，I2=83.1%），故采用隨機效應模型進行分析。Meta 分析結果顯示：治療組患者BI 評分高于對照組，兩組間比較差異有統(tǒng)計學意義[SMD=1.11，95%CI（0.78，1.44），P＜0.05] ，見圖5。

圖5 BI評分的Meta分析

2.4.3 FMA 分級評分納入的16 篇文獻[6-21]中共有10篇文獻[6,8-11,14,15,17,18,21]對運動功能進行評分，6 篇文獻[6,9,10,14,17,21]使用Fugl-Meyer 運動功能評分量表，4篇文獻[8,11,15,18]使用簡化Fugl-Meyer運動功能評分量表，總計902例，治療組455例，對照組447例。各文獻間具有高度異質(zhì)性（P＜0.001，I2=86.0%），故采用隨機效應模型進行分析。Meta分析結果顯示：治療組患者FMA評分高于對照組，兩組間比較差異有統(tǒng)計學意義[SMD=1.22，95%CI(0.83，1.61)，P＜0.05]，見圖6。

圖6 FMA評分的Meta分析

2.5 Meta 回歸分析和異質(zhì)性探討B(tài)I 分級的文獻共納入12篇，基于本次研究的數(shù)據(jù)情況，考慮異質(zhì)性的來源為療程、年齡或病程不一致，以效應量為因變量，以上述三種影響因素類型為自變量，進行Meta回歸考察異質(zhì)性來源，結果顯示：病程（P=0.445），年齡（P=0.073）,療程（P=0.996），P＞0.05，提示自變量病程、療程、年齡均不是產(chǎn)生異質(zhì)性的主要來源，見表2。FMA 評分的文獻共納入10 篇，以病程、療程、年齡三種影響因素類型為自變量，進行Meta 回歸考察異質(zhì)性來源，結果顯示：病程（P=0.052）、年齡（P=0.061）、療程（P=0.135）P＞0.05，提示自變量病程、療程、年齡均不是產(chǎn)生異質(zhì)性的主要來源，見表2。

表2 BI、FMA的Meta回歸

2.6 敏感性分析對所有結局的Meta 分析結果進行敏感性分析，在整體研究的基礎上采取逐一剔除的方式，評估每個研究對整體效應量的影響。通過分析后發(fā)現(xiàn)剔除某一篇文獻后對整體的異質(zhì)性影響不大，表明meta分析的結果較為穩(wěn)定。

2.7 發(fā)表偏倚按照納入研究的臨床療效總有效率為指標，發(fā)現(xiàn)漏斗圖大部分分布較對稱，有少部分分布不對稱，表明納入文獻存在一定的發(fā)表偏倚，可能與研究的異質(zhì)性以及納入文獻數(shù)量較少有關，見圖7。

圖7 臨床總有效率的漏斗圖

2.8 安全性分析16 篇文獻中，有4 篇文獻[7,10,16,20]提及并報道患者不良反應，其中所有患者均未在治療過程中發(fā)生嚴重不良反應，不良反應發(fā)生率較低；有7篇文獻[8,9,11,12,16,19,20]提及患者退出情況，其中6 篇文獻無退出病例或因交通不便、經(jīng)費緊缺等原因存在退出病例13例，另1篇文獻[9]中胡世華等提及治療過程中，治療組1例患者因腦出血復發(fā)死亡剔除，對照組1例因大面積腦梗死死亡剔除，存在退出病例2例。

3 討論

近年來有關治療中風后偏癱的治療手段不斷革新、交互融合，不僅有針刺療法、推拿療法及公認有效的康復療法及其聯(lián)合療法等神經(jīng)運動發(fā)育方面的治療，而且有心理療法等精神心理發(fā)育治療，將中醫(yī)藥結合現(xiàn)代康復技術運用到中風后偏癱治效果研究的熱點不斷升溫，運用針刺聯(lián)合康復訓練治療中風后偏癱的相關臨床研究數(shù)量大幅增多，但缺乏對該類療法的系統(tǒng)評價。

本次研究共納入16 篇文獻，總樣本量1352 例。Meta 分析結果表明：治療組臨床療效總有效率高于對照組[OR=4.67，95%CI（2.77,7.87），P＜0.001] ；治療組BI 改善程度高于對照組[SMD=1.11，95%CI（0.78,1.44），P＜0.05]；治療組FMA 改善程度高于對照組[SMD=1.22，95%CI（0.83,1.61），P＜0.05]。本研究納入的文獻中對照組均采用康復訓練，主要包括運用Bobath 技術、Rood 技術、Brunnstrom 技術、PNF 技術等來抑制痙攣和異常運動模式的發(fā)生，糾正異常運動模式、促進正常運動模式的發(fā)育，最終達到能夠進行充分的分離運動、自主運動，恢復到正常運動模式的目的，使患者更好地回歸社會。治療組在對照組的治療基礎上，實施頭針治療、辨陰陽經(jīng)證電針治療、力平衡針刺治療、蒙醫(yī)針刺治療、醒腦開竅針刺治療、三通四聯(lián)針刺治療、靳三針治療等。據(jù)相關研究顯示，針刺療法可用于降低肌張力，改善痙攣程度，促進患肢運動功能的恢復與提高；且針刺療法可使全身氣機暢達，從而達到疏通氣血、改善全身血液循環(huán)的效果[23-25]?？梢?，針刺聯(lián)合康復訓練治療中風后偏癱可促進患者受損神經(jīng)的發(fā)育，有助于神經(jīng)功能的恢復，從而達到改善患者運動功能、提高日常生活能力的目的，為患者參與社會角色、樹立生活信心提供基礎[28-29]。

在納入研究的文獻中，陳清祥等[6]在治療過程中實施頭針療法聯(lián)合康復訓練進行治療：兩組治療14d、28d 時FMA 評級、BI 評級與治療前比較均存在明顯差異（P＜0.05）；兩組治療14d 時BI評級與28d 比較均存在明顯差異（P＜0.01），而兩組FMA 評級比較無明顯差異（P＞0.05）；胡世華等[9]在治療過程中實施分期針刺療法聯(lián)合三級康復訓練進行治療：兩組治療3m、6m治療組FMA評級、BI評級與對照組比較均存在明顯差異（P＜0.05），而在治療1m 時以上三項評級與對照組比較均無明顯差異（P＞0.05）。其次，陸壽康等[26]認為頭針療法同樣具有治療量的累積效應，刺激累計時間、治療次數(shù)影響頭針療效。徐基民等[27]認為對中風后偏癱患者的針刺治療是一個“量變到質(zhì)變”的過程，如給予患者“醒神益髓開竅”法針刺治療，每次治療后患者表示“感到舒適”，但無功能的隨即改善，后經(jīng)持續(xù)治療后患者頓有“開竅”之感.可見，針刺聯(lián)合康復訓練療法需要一定治療量的積累。

本次研究也存在一定的局限性：①本研究納入文獻除1 篇英文文獻[19]外，其余15 篇均為中文文獻，但所有文獻研究對象均為黃種人，針刺聯(lián)合康復訓練治療中風后偏癱的療法具有地域局限性。這是因為目前國外對針刺療法的接受度、掌握度并不可與國內(nèi)相比，故針刺聯(lián)合康復訓練治療中風后偏癱的已有臨床研究在全球范圍內(nèi)存在研究對象為黃種人的情況，鑒于中醫(yī)藥文化的良好發(fā)展態(tài)勢及輸出，未來有望將針刺聯(lián)合康復訓練治療中風后偏癱的良好療效推廣至全球患者。②納入文獻的結局指標一致性較低：7 篇文獻[7,12,14,16,17,19,20]使用臨床療效總有效率，10 篇文獻[6,8-11,14,15,17,18,21]使用FMA 評分，12 篇文獻[6,8-15,18-20]使用BI 評分，2 篇文獻[6,14]使用NIHSS 評分，1 篇文獻[8]使用mRS 評分，3 篇文獻[9,19,20]使用NDS 評分，1 篇文獻[20]使用MMSE 評分，1 篇文獻[12]使用SS-QOL 評分，1 篇文獻[14]使用蒙醫(yī)癥狀評分，1篇文獻[20]使用MAS 評分。由于目前臨床研究的主要結局指標并不統(tǒng)一，甚至部分研究僅有“臨床總有效率”一項結局指標，使得可供從多角度進行同質(zhì)性分析的原始數(shù)據(jù)較少，且所用主要結局指標多具有主觀性，療效評價的敏感性、規(guī)范性欠佳，造成一定程度上原始數(shù)據(jù)的客觀性缺失。③在進行BI、FMA的Meta 分析過程中，納入的各文獻間具有高度異質(zhì)性?？赡苡邢聨讉€原因?qū)е庐愘|(zhì)性：1）各文獻間樣本懸殊較大；2）針刺具體治療方案的個體差異較大。④《中國腦卒中康復治療指南》中提倡在患者病情穩(wěn)定后即可介入康復訓練[22]，盡早介入治療能使療效更顯著，而在本次納入研究中，患者的平均病程為2d～1y，差異懸殊。

綜上可見，基于目前證據(jù)，針刺聯(lián)合康復訓練可提高中風后偏癱肢體的臨床療效，且有助于改善中風后偏癱肢體活動能力和患者日常生活自理能力等，具有良好的臨床安全性。