引用本文： 李紅, 王浪, 趙麗, 謝蘭添, 陳華更, 龐曉麗. 認知行為療法對維持性血液透析患者抑郁、焦慮和生活質量影響的系統評價. 中國循證醫學雜志, 2017, 17(2): 152-161. doi: 10.7507/1672-2531.201611073 復制
終末期腎臟病（end stage renal disease，ESRD）是全球范圍內的一個主要健康問題，據預測到 2020 年 ESRD 患者數量與 2005 年相比將增長約 60%[1]。ESRD 的治療方式主要是腎臟替代療法，其中 90% 的 ESRD 患者接受血液透析治療[2]。因腎臟疾病、血透治療及生活和經濟等多方面的壓力，維持性血液透析（maintenance hemodialysis，MHD）患者極易出現各種心理障礙，其中以抑郁、焦慮最為常見，其發生率遠遠高于普通人群[3]，且生活質量較低[4]。抑郁、焦慮可損害 ESRD 患者身心健康，降低生活質量[5]，影響疾病的轉歸，增加住院率和死亡率[6]。隨著透析技術的進步，MHD 患者的生存時間不斷延長，其生活質量高低顯得愈發重要。因此，亟需探索有效干預措施改善患者的抑郁、焦慮，提高生活質量。
認知行為療法（cognitive behavioral therapy，CBT）是指通過糾正不合理的認知觀念和（或）行為來轉變不良的情緒反應，進而解決患者的一系列生理和心理問題，是常用的心理干預方法之一[7]。2010 年，美國精神病學會制定的一項指南也強調了心理干預特別是 CBT 對患者抑郁、焦慮的治療效果[8]。目前有研究顯示 CBT 可在一定程度上改善 MHD 患者的抑郁、焦慮情緒[9]和提高生活質量[10]，但研究結論尚不統一，且部分研究樣本量偏少。隨著近年來國內外關于 CBT 改善 MHD 患者心理狀態和生活質量研究的不斷增多，本研究旨在采用系統評價方法全面評價 CBT 對 MHD 患者抑郁、焦慮和生活質量的干預效果，以期為臨床應用 CBT 提供循證醫學證據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型 隨機對照試驗（randomized controlled trial，RCT）。
1.1.2 研究對象 年齡≥18 歲的血液透析患者，且透析時長≥3 個月，不限制患者的原發性疾病。排除合并有其他精神疾病者以及同時服用其他抗抑郁焦慮藥物者。
1.1.3 干預措施 干預組在對照組干預措施的基礎上采用 CBT。CBT 是將認知療法和行為療法相結合的一種干預方法，分為個體治療和團體治療。我們納入的 CBT 主要包括：① 認知重建：根據理性情緒療法（rational motive behavior therapy，REBT），運用認知識別－轉換－替代的方法，修正患者的不良認知，以理性觀念取代非理性觀念[11]。② 行為激活療法：通過為患者安排愉悅感和控制感較高的活動來激活他們的行為（例如組織個體參與休閑娛樂活動），增加患者生活中的積極強化行為，同時避免回避退縮行為，進而使患者投入到正常生活中[12]。③ 放松訓練：包括深呼吸和漸進性肌肉放松技術。其中認知重建是 CBT 的重要環節，需要具備心理學知識和經驗的專業人員進行。對照組采用常規血液透析護理（包括健康宣教、飲食指導、用藥護理、非 CBT 心理護理等）。
1.1.4 結局指標 主要結局指標：① 抑郁。采用抑郁自評量表（Self-Rating Depression Scale，SDS）、貝克抑郁自評問卷（Beck Depression Inventory，BDI）、癥狀自評量表（Symptom Checklist-90，SCL-90）、漢密頓抑郁量表（Hamilton Depression Scale，HAMD）、簡明國際神經精神訪談（Mini International Neuropsychiatric Interview，MINI）進行評估。② 焦慮。采用焦慮自評量表（Self-Rating Anxiety Scale，SAS）、貝克焦慮自評問卷（Beck Anxiety Inventory，BAI）、癥狀自評量表（Symptom Checklist-90，SCL-90）進行評估。次要結局指標：生活質量。采用簡明健康狀況調查表（Medical Outcomes Study Short-Form 36，SF-36）、生活質量綜合評定問卷（Generic Quality of Life Inventory-74，GQOLI-74）、腎臟疾病生活質量簡表（Kidney Disease Quality of Life Short Form，KDQOL-SF）、慢性病生活質量評價量表（Chronically Ill Quality of Life Profile，CIQOLP）進行評估。
1.1.5 排除標準 ① 重復發表的文獻；② 非中英文文獻；③ 研究對象、干預措施、結局指標不符或描述不清文獻；④ 未提供研究所需數據且聯系作者無果的文獻。
1.2 檢索策略
首先，在中英文數據庫中檢索相關的原始研究，并對其文題、關鍵詞、摘要及主題詞進行分析，以進一步確定檢索關鍵詞。最終確定的英文檢索詞包括 Renal Dialys*、Hemodialys*、Extracorporeal Dialys*、Haemodialys*、Maintained Hemodialys*、hemotodialys*、Blood Dialys*、HD、MHD、Cognitive Therap*、Behavio* Therap*、Cognitive Behavio* Therap*、CBT、random*。中文檢索詞包括腎透析、血透、血液透析、維持性血液透析、血液透析濾過、體外透析、血液濾過、血漿置換、血液灌流、HD、MHD、認知行為療法、認知療法、行為療法、CBT、隨機。檢索數據庫包括：PubMed、EMbase、CENTRAL（2016 年 8 期）、Web of Science、CINAHL、PsycoINFO、CBM、CNKI 和 WanFang Data，文獻檢索時限均為建庫至 2016 年 9 月 1 日。檢索策略采用主題詞與自由詞相結合的方式，并根據各數據庫特點進行相應調整。另外，輔以追溯納入文獻、主題相關文獻和綜述的參考文獻，以確保查全率。以 PubMed 為例，其具體檢索策略見框 1。
1.3 文獻篩選與資料提取
由 2 名研究員（李紅、王浪）依據納入與排除標準獨立篩選文獻、提取資料，并交叉核對，如有異議通過討論或與第三名研究員（龐曉麗）進行商議解決。資料提取內容包括納入文獻第一作者與發表年限、研究對象納入與排除標準、分組方法、樣本量、干預與對照措施、干預頻率及時間、資料收集時間、相關結局指標等。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由 2 名研究員（李紅、王浪）根據 Cochrane 手冊推薦的 RCT 偏倚風險評估標準[13]評價納入研究的偏倚風險。評價結果存在分歧時，通過討論或由第三名研究員（龐曉麗）仲裁解決。
1.5 統計學分析
采用 RevMan 5.3 軟件行 Meta 分析。因本次 Meta 分析結局評價指標（抑郁、焦慮、生活質量）均為連續型變量，且各研究的結局指標評價量表有差異，故合并分析時若納入研究采用的評價量表相同，選用均數差（MD）及其 95%CI 為效應指標，若評價量表不同則選用標準化均數差（SMD）及其 95%CI 為效應指標。納入研究結果間的異質性采用χ2 檢驗進行分析，并結合I2 定量判斷異質性的大小。當P≥0.1，I2≤50% 時，表明研究間具有同質性，采用固定效應模型進行合并分析；當P<0.1，I2>50% 時，提示研究間存在異質性，進一步尋找異質性的來源，并根據可能導致異質性的因素進行亞組分析，在排除明顯臨床或方法學異質性的影響后，采用隨機效應模型進行合并分析。Meta 分析的檢驗水準設為α=0.05。
2 結果
2.1 文獻檢索結果
數據庫初檢獲得文獻 504 篇，通過追溯主題相關文獻補充 1 篇。經過逐層篩選后，最終納入 14 個 RCT[12,14-26]，其中英文 5 篇，中文 9 篇。文獻篩選流程見圖 1。
圖1
文獻篩選流程及結果 *所檢索的數據庫及檢出文獻數具體如下：PubMed（n=23）、EMbase（n=25）、CENTRAL（n=88）、Web of Science（n=204）、CINAHL（n=9）、PsycoINFO（n=5）、CBM（n=47）、CNKI（n=52）、WanFang Data（n=51）
2.2 納入研究的基本特征及偏倚風險評價
納入的 14 個 RCT 共包括 1 492 例患者。納入研究的基本特征見表 1，偏倚風險評價結果見表 2。
表1
納入研究的基本特征
表2
納入研究的偏倚風險評估
2.3 Meta 分析結果
2.3.1 對 MHD 患者抑郁的影響
2.3.1.1 干預<2 個月 2 個 RCT[12,14]采用 BDI 評價了 CBT 干預<2 個月時對抑郁的影響，共納入 121 例患者。固定效應模型 Meta 分析結果顯示，CBT 組和對照組抑郁改善差異無統計學意義[MD=–3.59，95%CI（–7.76，0.58），P=0.09]（圖 2）。
圖2
CBT 干預<2 個月時對 MHD 患者抑郁影響的 Meta 分析
2.3.1.2 干預≥2 個月 11 個 RCT[12,15-19,21,22,24-26]分別采用 SDS、BDI、SCL-90 評價了 CBT 干預≥2 個月時對抑郁的影響，共納入 1 330 例患者。固定效應模型 Meta 分析結果顯示，CBT 干預≥2 個月時能夠改善 MHD 患者的抑郁，差異有統計學意義[SMD= –0.85，95%CI（–0.96，–0.74），P<0.000 01]。進一步根據研究采用量表的不同進行亞組分析：6 個研究[15,21,22,24-26]采用 SDS，固定效應模型合并分析結果顯示 CBT 組抑郁的改善情況優于對照組，差異有統計學意義[SMD=–0.90，95%CI（–1.03，–0.77），P<0.000 01]；3 個研究[12,16,17]采用 BDI，固定效應模型合并分析結果顯示 CBT 組抑郁的改善優于對照組，差異有統計學意義[SMD=–0.65，95%CI（–0.90，–0.41），P<0.000 01]；2 個研究[18,19]采用 SCL-90，固定效應模型合并分析結果顯示 CBT 組抑郁的改善優于對照組，差異有統計學意義[SMD= –0.87，95%CI（–1.21，–0.52），P<0.000 01] （圖 3）。
圖3
CBT 干預≥2 個月時對 MHD 患者抑郁影響的 Meta 分析
2.3.2 對 MHD 患者焦慮的影響
2.3.2.1 干預<2 個月 2 個 RCT[12,14]采用 BAI 評價了 CBT干預<2 個月時對焦慮的影響，共納入 121 例患者。固定效應模型合并分析結果顯示，CBT 組和對照組焦慮改善差異無統計學意義[MD=–3.02，95%CI（–7.47，1.42），P=0.18]（圖 4）。
圖4
CBT 干預<2 個月時對 MHD 患者焦慮影響的 Meta 分析
2.3.2.2 干預≥2 個月 9 個 RCT[14,15,18,19,21,22,24-26]分別采用 BAI、SAS、SCL-90 評價了 CBT 干預≥2 個月時對焦慮的影響，共納入 1 196 例患者。隨機效應模型 Meta 分析結果顯示，CBT 干預≥2 個月時能夠改善 MHD 患者的焦慮，差異有統計學意義[SMD= –1.16，95%CI（–1.37，–0.94），P<0.000 01]。進一步按照焦慮評價量表的不同進行亞組分析：6 個研究[15,21,22,24-26]采用 SAS，隨機效應模型合并分析結果顯示 CBT 組焦慮的改善優于對照組，差異有統計學意義[SMD=–1.06，95%CI（–1.20，–0.93），P<0.000 01]；2 個研究[18,19]采用 SCL-90，隨機效應模型合并分析結果顯示 CBT 組焦慮的改善優于對照組，差異有統計學意義[SMD=–1.80，95%CI（–2.25，–1.35），P<0.000 01]；1 個研究[12]采用 BAI，結果顯示 CBT 組焦慮的改善優于對照組，差異有統計學意義[SMD=–0.82，95%CI（–1.42，–0.21），P=0.008]（圖 5）。
圖5
CBT 干預≥2 個月時對 MHD 患者焦慮影響的 Meta 分析
2.3.3 對 MHD 患者生活質量的影響
2.3.3.1 干預<2 個月 1 個 RCT[12]采用 CIQOLP 評價了 CBT 干預<2 個月時對生活質量的影響，結果顯示 CBT 能提高患者的生活質量。
2.3.3.2 干預≥2 個月 4 個 RCT[12,16,20,23]分別采用 GQOLI-74、KDQOL-SF、CIQOLP 評價了 CBT 干預≥2 個月時對生活質量的影響，共納入 204 例患者。隨機效應模型 Meta 分析結果顯示，CBT 干預≥2 個月時能夠提高患者的生活質量，差異有統計學意義[SMD=0.88，95%CI（0.21，1.56），P=0.010]。進一步根據生活質量評價量表的不同進行亞組分析：1 個研究[12]采用 CIQOLP，結果顯示 CBT 組患者生活質量的提高優于對照組，差異有統計學意義[SMD=0.89，95%CI（0.28，1.50），P=0.004]；1 個研究[16]采用 KDQOL-SF，結果顯示 CBT 組和對照組患者生活質量的提高差異無統計學意義[SMD=0.18，95%CI（–0.31，0.68），P=0.47]；2 個研究[20,23]采用 GQOLI-74，隨機效應模型合并分析結果顯示 CBT 組患者生活質量的提高優于對照組，差異有統計學意義[SMD=1.28，95%CI（0.39，2.17），P=0.005]（圖 6）。
圖6
CBT 干預≥2 個月時對 MHD 患者生活質量影響的 Meta 分析
另有 2 項研究[22,24]采用 SF-36、1 項研究[17]采用 KDQOL-SF 評估了 CBT 對 MHD 患者生活質量的影響，但都僅報道了各量表分維度的得分情況，故未納入 Meta 分析。但對上述研究結果的定性分析可初步認為 CBT 對提高 MHD 患者的生活質量具有積極效果。
2.4 發表偏倚及敏感性分析
當 Meta 分析納入研究數量≥10 個時，應用倒漏斗圖法分析文獻是否存在發表偏倚。本研究對抑郁、焦慮指標所納入文獻做倒漏斗圖，其結果均顯示對稱性欠佳，尚不能完全排除發表偏倚。同時，為確保本次研究合并結果的可信性，采用比較不同合并模型以及將各結局指標的研究逐個剔除后所得合并效應量間的差異行敏感性分析。結果均顯示合并結果并無明顯變化，提示 Meta 分析結果基本穩健。
3 討論
CBT 是將認知療法和行為療法相結合的一種心理干預方式[27]。認知療法（cognitive therapy，CT）源于理性情緒療法，認為個體的情緒和行為障礙并非完全由某一應激事件本身直接引起，個體對該事件的一系列非理性或錯誤認知才是心理問題產生的根源[28,29]，因此可通過矯正個體的錯誤認知達到改善情緒和行為的治療目的[7]。行為療法（behavior therapy，BT）則是通過行為的改變促進個體認知和情緒的改善[7]。CBT 以問題為中心[27]，因而針對不同的情緒和行為障礙，CBT 涵蓋了多種多樣的干預措施，如認知重建、行為激活療法和放松訓練等。目前已有大量研究證明 CBT 對很多疾病造成的抑郁、焦慮有明顯的治療效果[30,31]。
MHD 患者因長期血液透析而面臨各種壓力，包括自身形象的改變、易疲乏、飲食的控制、時間的限制、家庭社會功能的喪失、對死亡的恐懼等等，極易產生抑郁、焦慮等負性情緒[5,32]。田君葉等[33]的一項質性研究發現，血液透析患者的內心體驗分為消極悲觀的負性情緒和積極樂觀的正性情緒，而這主要與患者對血液透析是否有正確的認知有關。最新一項 Meta 分析也證實了不良情緒和非理性信念之間的相關關系[34]。因此，矯正 MHD 患者的錯誤認知有利于負性情緒的改善。CBT 通過識別并逐步改變患者的錯誤認知和消極應對，使患者主動調整心態，進而減輕抑郁、焦慮等負性情緒。不僅如此，CBT 還從患者自身知識和技能以及實際情景中的行為表現出發，達到全面改善患者的情緒狀態和行為方式的治療效果[35]。與此同時，CBT 強調治療者和患者協作參與，通過此過程患者能夠學會如何獨立、有效地處理實際問題，采取積極的行為方式[36]。然而，干預時間不足 2 個月時，CBT 并未顯示出改善抑郁、焦慮的效果，分析原因可能為：① 抑郁、焦慮是患者因長期 MHD 所帶來的持續累積的心理問題，其改善需要一個循序漸進的過程，只有達到一定的干預時間即足夠的干預劑量，這種積極效應才能顯現出來；② 納入研究數量較少，可能存在一定的偏倚。
在生活質量方面，基于 4 個 RCT 的 Meta 分析結果顯示，CBT 干預≥2 個月時能夠提高患者的生活質量，分析原因可能與 CBT 能夠減輕抑郁和焦慮情緒、糾正消極應對方式、改善睡眠障礙有關[37]。將各項研究按評價工具的不同納入亞組分析時，采用 CIQOLP、GQOLI-74 評價生活質量時，CBT 能夠改善 MHD 患者的生活質量；而采用 KDQOL-SF 時，CBT 并未顯示其改善生活質量的效應。上述結果的細微差異可能與不同量表在評價生活質量時存在一定誤差有關。基于 1 個 RCT 的結果顯示，CBT 干預<2 個月時也可提高患者的生活質量，分析原因可能為：① 僅納入 1 項研究，可能存在一定的偏倚；② 生活質量不僅與抑郁、焦慮等負性情緒有關，其他因素如睡眠質量[38]、應對方式[39]、治療依從性[40]、營養狀況[41]等也會影響生活質量，CBT 干預不足 2 個月時可能對這些因素有一定的改善作用。
本研究的局限性：① 僅檢索了公開發表的中、英文文獻，可能存在文獻收錄不全面而引發發表偏倚。② 納入研究質量偏低，大部分研究未對評估者實施盲法，一定程度上使研究結果的可信度受到影響；提示未來研究者應嚴格保證臨床試驗的方法學質量，注重分配方案的隱藏尤其是盲法的實施，避免產生選擇和測量偏倚。③ 各研究 CBT 的內容、頻次、每次干預時長不一致，可能對合并結果造成一定影響；提示臨床人員應制定統一完善的 CBT 方案，以規范具體干預內容，確保干預措施具體落實到位。④ CBT 干預時間均較短，使得 CBT 對 MHD 患者的長期效果不可獲知；提示未來應開展更多長期的 RCT，延長對結局指標的評價時長，以了解 CBT 的長期影響效果。⑤ 鑒于研究數量較少、研究間異質性較大，本研究未能將其他結局指標如睡眠質量等納入 Meta 分析；提示以后開展 CBT 研究時應對其進行評價，以全面探究 CBT 的干預效果。
綜上所述，CBT 在干預≥2 個月時有助于改善 MHD 患者的抑郁、焦慮水平和提高生活質量；而干預<2 個月時未顯示出對抑郁、焦慮的改善效應，對生活質量的效果也尚不能確定。建議在臨床實施 CBT 時，為保證滿意的干預效果，其干預時長應至少達到 2 個月。CBT 作為一種心理療法，具有低成本、非侵入性、無任何副作用、易被患者所接受的優勢，值得在臨床實踐中推廣應用。同時，未來應開展更多多中心、大樣本、高質量的隨機對照試驗，以為其臨床實踐提供進一步的循證證據。
終末期腎臟病（end stage renal disease，ESRD）是全球范圍內的一個主要健康問題，據預測到 2020 年 ESRD 患者數量與 2005 年相比將增長約 60%[1]。ESRD 的治療方式主要是腎臟替代療法，其中 90% 的 ESRD 患者接受血液透析治療[2]。因腎臟疾病、血透治療及生活和經濟等多方面的壓力，維持性血液透析（maintenance hemodialysis，MHD）患者極易出現各種心理障礙，其中以抑郁、焦慮最為常見，其發生率遠遠高于普通人群[3]，且生活質量較低[4]。抑郁、焦慮可損害 ESRD 患者身心健康，降低生活質量[5]，影響疾病的轉歸，增加住院率和死亡率[6]。隨著透析技術的進步，MHD 患者的生存時間不斷延長，其生活質量高低顯得愈發重要。因此，亟需探索有效干預措施改善患者的抑郁、焦慮，提高生活質量。
認知行為療法（cognitive behavioral therapy，CBT）是指通過糾正不合理的認知觀念和（或）行為來轉變不良的情緒反應，進而解決患者的一系列生理和心理問題，是常用的心理干預方法之一[7]。2010 年，美國精神病學會制定的一項指南也強調了心理干預特別是 CBT 對患者抑郁、焦慮的治療效果[8]。目前有研究顯示 CBT 可在一定程度上改善 MHD 患者的抑郁、焦慮情緒[9]和提高生活質量[10]，但研究結論尚不統一，且部分研究樣本量偏少。隨著近年來國內外關于 CBT 改善 MHD 患者心理狀態和生活質量研究的不斷增多，本研究旨在采用系統評價方法全面評價 CBT 對 MHD 患者抑郁、焦慮和生活質量的干預效果，以期為臨床應用 CBT 提供循證醫學證據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型 隨機對照試驗（randomized controlled trial，RCT）。
1.1.2 研究對象 年齡≥18 歲的血液透析患者，且透析時長≥3 個月，不限制患者的原發性疾病。排除合并有其他精神疾病者以及同時服用其他抗抑郁焦慮藥物者。
1.1.3 干預措施 干預組在對照組干預措施的基礎上采用 CBT。CBT 是將認知療法和行為療法相結合的一種干預方法，分為個體治療和團體治療。我們納入的 CBT 主要包括：① 認知重建：根據理性情緒療法（rational motive behavior therapy，REBT），運用認知識別－轉換－替代的方法，修正患者的不良認知，以理性觀念取代非理性觀念[11]。② 行為激活療法：通過為患者安排愉悅感和控制感較高的活動來激活他們的行為（例如組織個體參與休閑娛樂活動），增加患者生活中的積極強化行為，同時避免回避退縮行為，進而使患者投入到正常生活中[12]。③ 放松訓練：包括深呼吸和漸進性肌肉放松技術。其中認知重建是 CBT 的重要環節，需要具備心理學知識和經驗的專業人員進行。對照組采用常規血液透析護理（包括健康宣教、飲食指導、用藥護理、非 CBT 心理護理等）。
1.1.4 結局指標 主要結局指標：① 抑郁。采用抑郁自評量表（Self-Rating Depression Scale，SDS）、貝克抑郁自評問卷（Beck Depression Inventory，BDI）、癥狀自評量表（Symptom Checklist-90，SCL-90）、漢密頓抑郁量表（Hamilton Depression Scale，HAMD）、簡明國際神經精神訪談（Mini International Neuropsychiatric Interview，MINI）進行評估。② 焦慮。采用焦慮自評量表（Self-Rating Anxiety Scale，SAS）、貝克焦慮自評問卷（Beck Anxiety Inventory，BAI）、癥狀自評量表（Symptom Checklist-90，SCL-90）進行評估。次要結局指標：生活質量。采用簡明健康狀況調查表（Medical Outcomes Study Short-Form 36，SF-36）、生活質量綜合評定問卷（Generic Quality of Life Inventory-74，GQOLI-74）、腎臟疾病生活質量簡表（Kidney Disease Quality of Life Short Form，KDQOL-SF）、慢性病生活質量評價量表（Chronically Ill Quality of Life Profile，CIQOLP）進行評估。
1.1.5 排除標準 ① 重復發表的文獻；② 非中英文文獻；③ 研究對象、干預措施、結局指標不符或描述不清文獻；④ 未提供研究所需數據且聯系作者無果的文獻。
1.2 檢索策略
首先，在中英文數據庫中檢索相關的原始研究，并對其文題、關鍵詞、摘要及主題詞進行分析，以進一步確定檢索關鍵詞。最終確定的英文檢索詞包括 Renal Dialys*、Hemodialys*、Extracorporeal Dialys*、Haemodialys*、Maintained Hemodialys*、hemotodialys*、Blood Dialys*、HD、MHD、Cognitive Therap*、Behavio* Therap*、Cognitive Behavio* Therap*、CBT、random*。中文檢索詞包括腎透析、血透、血液透析、維持性血液透析、血液透析濾過、體外透析、血液濾過、血漿置換、血液灌流、HD、MHD、認知行為療法、認知療法、行為療法、CBT、隨機。檢索數據庫包括：PubMed、EMbase、CENTRAL（2016 年 8 期）、Web of Science、CINAHL、PsycoINFO、CBM、CNKI 和 WanFang Data，文獻檢索時限均為建庫至 2016 年 9 月 1 日。檢索策略采用主題詞與自由詞相結合的方式，并根據各數據庫特點進行相應調整。另外，輔以追溯納入文獻、主題相關文獻和綜述的參考文獻，以確保查全率。以 PubMed 為例，其具體檢索策略見框 1。
1.3 文獻篩選與資料提取
由 2 名研究員（李紅、王浪）依據納入與排除標準獨立篩選文獻、提取資料，并交叉核對，如有異議通過討論或與第三名研究員（龐曉麗）進行商議解決。資料提取內容包括納入文獻第一作者與發表年限、研究對象納入與排除標準、分組方法、樣本量、干預與對照措施、干預頻率及時間、資料收集時間、相關結局指標等。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由 2 名研究員（李紅、王浪）根據 Cochrane 手冊推薦的 RCT 偏倚風險評估標準[13]評價納入研究的偏倚風險。評價結果存在分歧時，通過討論或由第三名研究員（龐曉麗）仲裁解決。
1.5 統計學分析
采用 RevMan 5.3 軟件行 Meta 分析。因本次 Meta 分析結局評價指標（抑郁、焦慮、生活質量）均為連續型變量，且各研究的結局指標評價量表有差異，故合并分析時若納入研究采用的評價量表相同，選用均數差（MD）及其 95%CI 為效應指標，若評價量表不同則選用標準化均數差（SMD）及其 95%CI 為效應指標。納入研究結果間的異質性采用χ2 檢驗進行分析，并結合I2 定量判斷異質性的大小。當P≥0.1，I2≤50% 時，表明研究間具有同質性，采用固定效應模型進行合并分析；當P<0.1，I2>50% 時，提示研究間存在異質性，進一步尋找異質性的來源，并根據可能導致異質性的因素進行亞組分析，在排除明顯臨床或方法學異質性的影響后，采用隨機效應模型進行合并分析。Meta 分析的檢驗水準設為α=0.05。
2 結果
2.1 文獻檢索結果
數據庫初檢獲得文獻 504 篇，通過追溯主題相關文獻補充 1 篇。經過逐層篩選后，最終納入 14 個 RCT[12,14-26]，其中英文 5 篇，中文 9 篇。文獻篩選流程見圖 1。
圖1
文獻篩選流程及結果 *所檢索的數據庫及檢出文獻數具體如下：PubMed（n=23）、EMbase（n=25）、CENTRAL（n=88）、Web of Science（n=204）、CINAHL（n=9）、PsycoINFO（n=5）、CBM（n=47）、CNKI（n=52）、WanFang Data（n=51）
2.2 納入研究的基本特征及偏倚風險評價
納入的 14 個 RCT 共包括 1 492 例患者。納入研究的基本特征見表 1，偏倚風險評價結果見表 2。
表1
納入研究的基本特征
表2
納入研究的偏倚風險評估
2.3 Meta 分析結果
2.3.1 對 MHD 患者抑郁的影響
2.3.1.1 干預<2 個月 2 個 RCT[12,14]采用 BDI 評價了 CBT 干預<2 個月時對抑郁的影響，共納入 121 例患者。固定效應模型 Meta 分析結果顯示，CBT 組和對照組抑郁改善差異無統計學意義[MD=–3.59，95%CI（–7.76，0.58），P=0.09]（圖 2）。
圖2
CBT 干預<2 個月時對 MHD 患者抑郁影響的 Meta 分析
2.3.1.2 干預≥2 個月 11 個 RCT[12,15-19,21,22,24-26]分別采用 SDS、BDI、SCL-90 評價了 CBT 干預≥2 個月時對抑郁的影響，共納入 1 330 例患者。固定效應模型 Meta 分析結果顯示，CBT 干預≥2 個月時能夠改善 MHD 患者的抑郁，差異有統計學意義[SMD= –0.85，95%CI（–0.96，–0.74），P<0.000 01]。進一步根據研究采用量表的不同進行亞組分析：6 個研究[15,21,22,24-26]采用 SDS，固定效應模型合并分析結果顯示 CBT 組抑郁的改善情況優于對照組，差異有統計學意義[SMD=–0.90，95%CI（–1.03，–0.77），P<0.000 01]；3 個研究[12,16,17]采用 BDI，固定效應模型合并分析結果顯示 CBT 組抑郁的改善優于對照組，差異有統計學意義[SMD=–0.65，95%CI（–0.90，–0.41），P<0.000 01]；2 個研究[18,19]采用 SCL-90，固定效應模型合并分析結果顯示 CBT 組抑郁的改善優于對照組，差異有統計學意義[SMD= –0.87，95%CI（–1.21，–0.52），P<0.000 01] （圖 3）。
圖3
CBT 干預≥2 個月時對 MHD 患者抑郁影響的 Meta 分析
2.3.2 對 MHD 患者焦慮的影響
2.3.2.1 干預<2 個月 2 個 RCT[12,14]采用 BAI 評價了 CBT干預<2 個月時對焦慮的影響，共納入 121 例患者。固定效應模型合并分析結果顯示，CBT 組和對照組焦慮改善差異無統計學意義[MD=–3.02，95%CI（–7.47，1.42），P=0.18]（圖 4）。
圖4
CBT 干預<2 個月時對 MHD 患者焦慮影響的 Meta 分析
2.3.2.2 干預≥2 個月 9 個 RCT[14,15,18,19,21,22,24-26]分別采用 BAI、SAS、SCL-90 評價了 CBT 干預≥2 個月時對焦慮的影響，共納入 1 196 例患者。隨機效應模型 Meta 分析結果顯示，CBT 干預≥2 個月時能夠改善 MHD 患者的焦慮，差異有統計學意義[SMD= –1.16，95%CI（–1.37，–0.94），P<0.000 01]。進一步按照焦慮評價量表的不同進行亞組分析：6 個研究[15,21,22,24-26]采用 SAS，隨機效應模型合并分析結果顯示 CBT 組焦慮的改善優于對照組，差異有統計學意義[SMD=–1.06，95%CI（–1.20，–0.93），P<0.000 01]；2 個研究[18,19]采用 SCL-90，隨機效應模型合并分析結果顯示 CBT 組焦慮的改善優于對照組，差異有統計學意義[SMD=–1.80，95%CI（–2.25，–1.35），P<0.000 01]；1 個研究[12]采用 BAI，結果顯示 CBT 組焦慮的改善優于對照組，差異有統計學意義[SMD=–0.82，95%CI（–1.42，–0.21），P=0.008]（圖 5）。
圖5
CBT 干預≥2 個月時對 MHD 患者焦慮影響的 Meta 分析
2.3.3 對 MHD 患者生活質量的影響
2.3.3.1 干預<2 個月 1 個 RCT[12]采用 CIQOLP 評價了 CBT 干預<2 個月時對生活質量的影響，結果顯示 CBT 能提高患者的生活質量。
2.3.3.2 干預≥2 個月 4 個 RCT[12,16,20,23]分別采用 GQOLI-74、KDQOL-SF、CIQOLP 評價了 CBT 干預≥2 個月時對生活質量的影響，共納入 204 例患者。隨機效應模型 Meta 分析結果顯示，CBT 干預≥2 個月時能夠提高患者的生活質量，差異有統計學意義[SMD=0.88，95%CI（0.21，1.56），P=0.010]。進一步根據生活質量評價量表的不同進行亞組分析：1 個研究[12]采用 CIQOLP，結果顯示 CBT 組患者生活質量的提高優于對照組，差異有統計學意義[SMD=0.89，95%CI（0.28，1.50），P=0.004]；1 個研究[16]采用 KDQOL-SF，結果顯示 CBT 組和對照組患者生活質量的提高差異無統計學意義[SMD=0.18，95%CI（–0.31，0.68），P=0.47]；2 個研究[20,23]采用 GQOLI-74，隨機效應模型合并分析結果顯示 CBT 組患者生活質量的提高優于對照組，差異有統計學意義[SMD=1.28，95%CI（0.39，2.17），P=0.005]（圖 6）。
圖6
CBT 干預≥2 個月時對 MHD 患者生活質量影響的 Meta 分析
另有 2 項研究[22,24]采用 SF-36、1 項研究[17]采用 KDQOL-SF 評估了 CBT 對 MHD 患者生活質量的影響，但都僅報道了各量表分維度的得分情況，故未納入 Meta 分析。但對上述研究結果的定性分析可初步認為 CBT 對提高 MHD 患者的生活質量具有積極效果。
2.4 發表偏倚及敏感性分析
當 Meta 分析納入研究數量≥10 個時，應用倒漏斗圖法分析文獻是否存在發表偏倚。本研究對抑郁、焦慮指標所納入文獻做倒漏斗圖，其結果均顯示對稱性欠佳，尚不能完全排除發表偏倚。同時，為確保本次研究合并結果的可信性，采用比較不同合并模型以及將各結局指標的研究逐個剔除后所得合并效應量間的差異行敏感性分析。結果均顯示合并結果并無明顯變化，提示 Meta 分析結果基本穩健。
3 討論
CBT 是將認知療法和行為療法相結合的一種心理干預方式[27]。認知療法（cognitive therapy，CT）源于理性情緒療法，認為個體的情緒和行為障礙并非完全由某一應激事件本身直接引起，個體對該事件的一系列非理性或錯誤認知才是心理問題產生的根源[28,29]，因此可通過矯正個體的錯誤認知達到改善情緒和行為的治療目的[7]。行為療法（behavior therapy，BT）則是通過行為的改變促進個體認知和情緒的改善[7]。CBT 以問題為中心[27]，因而針對不同的情緒和行為障礙，CBT 涵蓋了多種多樣的干預措施，如認知重建、行為激活療法和放松訓練等。目前已有大量研究證明 CBT 對很多疾病造成的抑郁、焦慮有明顯的治療效果[30,31]。
MHD 患者因長期血液透析而面臨各種壓力，包括自身形象的改變、易疲乏、飲食的控制、時間的限制、家庭社會功能的喪失、對死亡的恐懼等等，極易產生抑郁、焦慮等負性情緒[5,32]。田君葉等[33]的一項質性研究發現，血液透析患者的內心體驗分為消極悲觀的負性情緒和積極樂觀的正性情緒，而這主要與患者對血液透析是否有正確的認知有關。最新一項 Meta 分析也證實了不良情緒和非理性信念之間的相關關系[34]。因此，矯正 MHD 患者的錯誤認知有利于負性情緒的改善。CBT 通過識別并逐步改變患者的錯誤認知和消極應對，使患者主動調整心態，進而減輕抑郁、焦慮等負性情緒。不僅如此，CBT 還從患者自身知識和技能以及實際情景中的行為表現出發，達到全面改善患者的情緒狀態和行為方式的治療效果[35]。與此同時，CBT 強調治療者和患者協作參與，通過此過程患者能夠學會如何獨立、有效地處理實際問題，采取積極的行為方式[36]。然而，干預時間不足 2 個月時，CBT 并未顯示出改善抑郁、焦慮的效果，分析原因可能為：① 抑郁、焦慮是患者因長期 MHD 所帶來的持續累積的心理問題，其改善需要一個循序漸進的過程，只有達到一定的干預時間即足夠的干預劑量，這種積極效應才能顯現出來；② 納入研究數量較少，可能存在一定的偏倚。
在生活質量方面，基于 4 個 RCT 的 Meta 分析結果顯示，CBT 干預≥2 個月時能夠提高患者的生活質量，分析原因可能與 CBT 能夠減輕抑郁和焦慮情緒、糾正消極應對方式、改善睡眠障礙有關[37]。將各項研究按評價工具的不同納入亞組分析時，采用 CIQOLP、GQOLI-74 評價生活質量時，CBT 能夠改善 MHD 患者的生活質量；而采用 KDQOL-SF 時，CBT 并未顯示其改善生活質量的效應。上述結果的細微差異可能與不同量表在評價生活質量時存在一定誤差有關。基于 1 個 RCT 的結果顯示，CBT 干預<2 個月時也可提高患者的生活質量，分析原因可能為：① 僅納入 1 項研究，可能存在一定的偏倚；② 生活質量不僅與抑郁、焦慮等負性情緒有關，其他因素如睡眠質量[38]、應對方式[39]、治療依從性[40]、營養狀況[41]等也會影響生活質量，CBT 干預不足 2 個月時可能對這些因素有一定的改善作用。
本研究的局限性：① 僅檢索了公開發表的中、英文文獻，可能存在文獻收錄不全面而引發發表偏倚。② 納入研究質量偏低，大部分研究未對評估者實施盲法，一定程度上使研究結果的可信度受到影響；提示未來研究者應嚴格保證臨床試驗的方法學質量，注重分配方案的隱藏尤其是盲法的實施，避免產生選擇和測量偏倚。③ 各研究 CBT 的內容、頻次、每次干預時長不一致，可能對合并結果造成一定影響；提示臨床人員應制定統一完善的 CBT 方案，以規范具體干預內容，確保干預措施具體落實到位。④ CBT 干預時間均較短，使得 CBT 對 MHD 患者的長期效果不可獲知；提示未來應開展更多長期的 RCT，延長對結局指標的評價時長，以了解 CBT 的長期影響效果。⑤ 鑒于研究數量較少、研究間異質性較大，本研究未能將其他結局指標如睡眠質量等納入 Meta 分析；提示以后開展 CBT 研究時應對其進行評價，以全面探究 CBT 的干預效果。
綜上所述，CBT 在干預≥2 個月時有助于改善 MHD 患者的抑郁、焦慮水平和提高生活質量；而干預<2 個月時未顯示出對抑郁、焦慮的改善效應，對生活質量的效果也尚不能確定。建議在臨床實施 CBT 時，為保證滿意的干預效果，其干預時長應至少達到 2 個月。CBT 作為一種心理療法，具有低成本、非侵入性、無任何副作用、易被患者所接受的優勢，值得在臨床實踐中推廣應用。同時，未來應開展更多多中心、大樣本、高質量的隨機對照試驗，以為其臨床實踐提供進一步的循證證據。
