引用本文： 張曉莉, 張譯尹, 殷玉環, 葉建瑩, 張菊霞. 補充維生素D對認知功能影響的Meta分析. 中國循證醫學雜志, 2023, 23(4): 416-421. doi: 10.7507/1672-2531.202209117 復制
認知障礙又稱認知缺陷，是指大腦記憶、語言、定向力、執行能力等方面出現異常，導致的學習、記憶、行為等障礙，一般分為輕度認知障礙和癡呆。隨著人口老齡化進程加快，全世界每年新確診的癡呆病例超過990萬例[1]，目前癡呆已成為全球老年人失能和死亡的主要原因[2]。目前我國癡呆患者總數約為840萬，占全球癡呆患者總數的25%[3]，給我國帶來約472億美元的社會經濟負擔[4]。有研究發現，認知障礙患者普遍存在維生素D（vitamin D，VitD）缺乏的現象[5]，同時VitD缺乏也可能增加癡呆及阿爾茨海默病（Alzheimer’s disease，AD）的患病風險[6-7]。已有部分研究認為，補充VitD與降低癡呆和AD發生風險相關[8-11]，但補充VitD是否能影響認知功能仍存在爭議[12-15]。因此，本研究系統評價補充VitD對認知障礙和非認知障礙人群認知功能的影響，以期為臨床實踐提供依據。
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
被確診為輕度認知功能障礙（mild cognitive impairment，MCI）、癡呆、AD等存在認知障礙的患者或非認知障礙人群。
1.1.3 干預措施
試驗組為補充VitD，對照組為安慰劑、空白對照；或試驗組給予高劑量VitD，對照組給予低劑量VitD。
1.1.4 結局指標
主要結局指標：① 總體認知功能：采用總體認知功能篩查量表，包括簡易精神狀態量表（mini-mental state examination，MMSE）、蒙特利爾認知評估量表（Montreal cognitive assessment，MoCA）、中國修訂版韋氏成人智力量表（Wechsler adult intelligence scale-revised，WAIS-RC）等。② 認知功能亞領域：如語言流暢性、語言記憶、工作記憶、執行功能等。
1.1.5 排除標準
① 重復發表的文獻；② 無法獲得全文、無重要結局指標或數據無法換算；③ 研究對象年齡<40歲。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索PubMed、Web of Science、Cochrane Library、EMbase、CNKI、CBM、WanFang Data和VIP數據庫，搜集補充維生素D對認知功能影響的RCT，檢索時限均從建庫至2022年3月。檢索采用主題詞與自由詞相結合的方式進行，并根據各數據庫特點進行調整。同時追朔納入研究的參考文獻，以補充獲取相關資料。中文檢索詞包括：維生素D、膽鈣化醇、骨化二醇、骨化三醇、阿法骨化醇、隨機對照試驗等；英文檢索詞包括：vitamin D、ergocalciferols、cholecalciferol、calcifediol、calcitriol、alfacalcidol、RCT等。
1.3 文獻篩選與資料提取
將初步檢索出的文獻，以題錄的形式導入EndNote文獻管理軟件，剔除重復的文獻。由2位評審員根據已經制訂好的納入和排除標準，獨立篩選文獻，提取資料及數據并進行復查核對，如有分歧，則通過討論或與第三方協商解決。資料提取內容主要包括：① 納入研究的基本信息，包括研究題目、第一作者、發表時間和實施國家等；② 研究對象的基線特征，包括各組的樣本數、患者的年齡、性別和疾病狀況等；③ 干預措施的具體細節、干預時間等；④ 偏倚風險評價的關鍵要素；⑤ 所關注的結局指標和結果測量數據。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由2名研究者獨立評價納入研究的偏倚風險，并交叉核對結果。偏倚風險評價采用Cochrane手冊5.1.0推薦的RCT偏倚風險評估工具[16]。
1.5 統計分析
采用RevMan 5.4軟件進行統計分析。計量資料采用均數差（mean difference，MD）或標準化均數差（standardized mean difference，SMD）為效應指標，各效應指標均給出其點估計值和95%可信區間（confidence interval，CI）。納入研究結果間的異質性采用χ2 檢驗進行分析（檢驗水準為 α=0.1），同時結合I2定量判斷異質性大小。若各研究結果間無統計學異質性，則采用固定效應模型進行Meta分析；若各研究結果間存在統計學異質性，則進一步分析異質性來源，在排除明顯臨床異質性的影響后，采用隨機效應模型進行Meta分析。Meta分析的檢驗水準設為 α=0.05。對明顯的臨床異質性采用亞組分析或敏感性分析等方法進行處理，或只進行描述性分析。通過Egger’s線性回歸分析法進行發表偏倚檢驗。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢獲得相關文獻932篇，其中PubMed（n=115）、EMbase（n=207）、Cochrane Library（n=146）、Web of Science（n=192）、CNKI（n=73）、CBM（n=55）、VIP（n=58）、WanFang Data（n=86）。閱讀題目和摘要初篩出689篇，閱讀全文復篩出36篇，最終納入19個RCT[12-15,17-31]，包括8 684例研究對象。
2.2 納入研究的基本特征與偏倚風險評價結果
納入研究的基本特征見表1。
表1
納入研究的基本特征
19個RCT中，報告了具體隨機方法的研究共9個[13-14,17-19,22,25-26,29]，隨機方法不清楚的研究10個[12,15,20-21,23-24,27-28,30-31]；報告了雙盲的研究7個[13,17-18,25,28-30]，報告了單盲的研究4個[14,22-24]，盲法不清楚的研究8個[12,15,19-21,26-27,31]；報告了具體分配隱藏的研究2個[18,29]，分配隱藏不清楚的研究17個[12-15,17,19-28,30-31]；無失訪的研究10個[12,15,19-21,26-27,29-31]，有失訪進行了ITT分析的研究4個[14,17,22,25]，有失訪未進行ITT分析的研究5個[13,18,23-24,28]；所有研究均未選擇性報告研究結果；所有研究其他偏倚來源不清楚。
2.3 Meta分析結果
Meta分析結果匯總見表2。在整體認知功能和工作記憶方面，認知障礙患者VitD組的MMSE評分［MD＝1.70，95%CI（1.20，2.21），P<0.01］、MoCA評分［MD＝1.51，95%CI（1.00，2.02），P<0.01］、WAIS-RC評分［MD＝9.12，95%CI（7.77，10.47），P<0.01］和工作記憶［SMD＝1.87，95%CI（1.07，2.67），P<0.01］均優于對照組，但非認知障礙人群VitD組的整體認知功能和工作記憶與對照組相比差異無統計學意義；在語言流暢性和語言記憶方面，VitD組與對照組差異均無統計學意義；在執行功能方面，干預時間>6個月時，VitD組優于對照組［SMD＝0.15，95%CI（0.01，0.28），P＝0.03］。
表2
Meta分析結果匯總表
2.4 發表偏倚檢驗
針對整體認知功能方面的MMSE評分這一結局指標采用Egger’s檢驗進行發表偏倚檢驗，結果顯示存在發表偏倚的可能性較小（P>0.05）。
2.5 敏感性分析
通過逐一剔除單個研究的方法進行敏感性分析，結果顯示合并結果并未發生實質性變化，提示結果較穩定。
3 討論
本Meta分析結果顯示，補充VitD能有效改善認知障礙患者的整體認知功能和工作記憶。動物實驗也同樣發現補充VitD可有效改善老年大鼠與年齡相關的學習和記憶下降[32-33]。這可能是因為VitD作為一種神經甾體激素，可穿過血腦屏障，與海馬、下丘腦、皮層和皮層下神經元中的VitD受體結合，通過減少Aβ的產生，增加Aβ的降解[34-35]、抑制海馬組織中的氧化應激和炎癥反應[10-11]、促進神經營養因子的合成[36-37]、調控突觸傳遞和突觸可塑性[38-39]，從而對神經系統發揮重要的調節作用。但對非認知障礙人群而言，額外補充VitD的意義不大。一項評估補充VitD對非認知障礙人群MMSE評分、語言流暢性、語言記憶、視覺能力和注意力影響的Meta分析結果顯示，補充VitD預防AD沒有顯著影響[40]，這與本次Meta分析的結果一致。一項納入360名社區老年人的研究發現，與對照組相比，MCI患者的血漿25（OH）D3水平顯著降低，且與MoCA評分呈正相關[41]。因此，我們考慮得出否定結論的原因可能是相較認知障礙患者，認知功能正常的人群已經具備了足夠的神經認知儲備，補充VitD對其產生的積極影響可能較小。此外，Pettersen等[42]發現對82例非認知障礙人群補充VitD可以顯著改善非語言（視覺）記憶的表現，并且在基線VitD不足（<75 nmol/L）的人群中，這種作用尤為顯著。因此對不足或缺乏VitD的人群補充VitD，其認知功能的改善可能更有臨床意義。但本次Meta分析納入的研究均未測量研究對象基線的25（OH）D水平，無法按照基線25（OH）D水平對研究對象進行亞組分析，故補充VitD對非認知障礙人群的影響還待進一步研究。
本Meta分析結果顯示，在語言流暢性、語言記憶和執行功能方面，補充VitD組和對照組的差異無統計學意義。我們分析，納入研究的干預時間不同可能是兩組無差異的主要原因之一，按照干預時間進行亞組分析后，結果顯示當干預時間>6個月時，VitD組執行功能優于對照組。Buell等[43]的一項包含1 080名社區老年人群的橫斷面調查結果也發現，執行功能與血清25（OH）D濃度之間存在顯著正線性關聯。而當干預時間≤6個月時，補充VitD對執行功能影響不顯著。有研究顯示對經活檢證實的肌病患者，補充VitD可在6～12個月后恢復肌肉功能[44]，而補充VitD改善認知功能的最佳干預時間目前尚無法確定。
本研究存在的局限性：① 部分納入研究未詳細描述隨機方法、分配隱藏和盲法等，可能存在選擇性和實施偏倚；② 納入研究的數量、樣本量較少，且報道相同結局指標（如語言流暢性）的研究較少，導致證據可信度與實際情況存在較大不同的可能性，因此需要更多大樣本的研究對結果進行驗證；③ 納入研究的干預時間、VitD補充劑量差異較大，無法為最佳干預劑量和干預周期提供依據。
綜上所述，當前證據表明，補充VitD可有效改善認知障礙患者的整體認知功能和工作記憶，在干預時間>6個月時，對執行功能也有積極影響。受納入研究數量和質量的限制，上述結論尚待更多高質量研究予以驗證。
認知障礙又稱認知缺陷，是指大腦記憶、語言、定向力、執行能力等方面出現異常，導致的學習、記憶、行為等障礙，一般分為輕度認知障礙和癡呆。隨著人口老齡化進程加快，全世界每年新確診的癡呆病例超過990萬例[1]，目前癡呆已成為全球老年人失能和死亡的主要原因[2]。目前我國癡呆患者總數約為840萬，占全球癡呆患者總數的25%[3]，給我國帶來約472億美元的社會經濟負擔[4]。有研究發現，認知障礙患者普遍存在維生素D（vitamin D，VitD）缺乏的現象[5]，同時VitD缺乏也可能增加癡呆及阿爾茨海默病（Alzheimer’s disease，AD）的患病風險[6-7]。已有部分研究認為，補充VitD與降低癡呆和AD發生風險相關[8-11]，但補充VitD是否能影響認知功能仍存在爭議[12-15]。因此，本研究系統評價補充VitD對認知障礙和非認知障礙人群認知功能的影響，以期為臨床實踐提供依據。
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
被確診為輕度認知功能障礙（mild cognitive impairment，MCI）、癡呆、AD等存在認知障礙的患者或非認知障礙人群。
1.1.3 干預措施
試驗組為補充VitD，對照組為安慰劑、空白對照；或試驗組給予高劑量VitD，對照組給予低劑量VitD。
1.1.4 結局指標
主要結局指標：① 總體認知功能：采用總體認知功能篩查量表，包括簡易精神狀態量表（mini-mental state examination，MMSE）、蒙特利爾認知評估量表（Montreal cognitive assessment，MoCA）、中國修訂版韋氏成人智力量表（Wechsler adult intelligence scale-revised，WAIS-RC）等。② 認知功能亞領域：如語言流暢性、語言記憶、工作記憶、執行功能等。
1.1.5 排除標準
① 重復發表的文獻；② 無法獲得全文、無重要結局指標或數據無法換算；③ 研究對象年齡<40歲。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索PubMed、Web of Science、Cochrane Library、EMbase、CNKI、CBM、WanFang Data和VIP數據庫，搜集補充維生素D對認知功能影響的RCT，檢索時限均從建庫至2022年3月。檢索采用主題詞與自由詞相結合的方式進行，并根據各數據庫特點進行調整。同時追朔納入研究的參考文獻，以補充獲取相關資料。中文檢索詞包括：維生素D、膽鈣化醇、骨化二醇、骨化三醇、阿法骨化醇、隨機對照試驗等；英文檢索詞包括：vitamin D、ergocalciferols、cholecalciferol、calcifediol、calcitriol、alfacalcidol、RCT等。
1.3 文獻篩選與資料提取
將初步檢索出的文獻，以題錄的形式導入EndNote文獻管理軟件，剔除重復的文獻。由2位評審員根據已經制訂好的納入和排除標準，獨立篩選文獻，提取資料及數據并進行復查核對，如有分歧，則通過討論或與第三方協商解決。資料提取內容主要包括：① 納入研究的基本信息，包括研究題目、第一作者、發表時間和實施國家等；② 研究對象的基線特征，包括各組的樣本數、患者的年齡、性別和疾病狀況等；③ 干預措施的具體細節、干預時間等；④ 偏倚風險評價的關鍵要素；⑤ 所關注的結局指標和結果測量數據。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由2名研究者獨立評價納入研究的偏倚風險，并交叉核對結果。偏倚風險評價采用Cochrane手冊5.1.0推薦的RCT偏倚風險評估工具[16]。
1.5 統計分析
采用RevMan 5.4軟件進行統計分析。計量資料采用均數差（mean difference，MD）或標準化均數差（standardized mean difference，SMD）為效應指標，各效應指標均給出其點估計值和95%可信區間（confidence interval，CI）。納入研究結果間的異質性采用χ2 檢驗進行分析（檢驗水準為 α=0.1），同時結合I2定量判斷異質性大小。若各研究結果間無統計學異質性，則采用固定效應模型進行Meta分析；若各研究結果間存在統計學異質性，則進一步分析異質性來源，在排除明顯臨床異質性的影響后，采用隨機效應模型進行Meta分析。Meta分析的檢驗水準設為 α=0.05。對明顯的臨床異質性采用亞組分析或敏感性分析等方法進行處理，或只進行描述性分析。通過Egger’s線性回歸分析法進行發表偏倚檢驗。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢獲得相關文獻932篇，其中PubMed（n=115）、EMbase（n=207）、Cochrane Library（n=146）、Web of Science（n=192）、CNKI（n=73）、CBM（n=55）、VIP（n=58）、WanFang Data（n=86）。閱讀題目和摘要初篩出689篇，閱讀全文復篩出36篇，最終納入19個RCT[12-15,17-31]，包括8 684例研究對象。
2.2 納入研究的基本特征與偏倚風險評價結果
納入研究的基本特征見表1。
表1
納入研究的基本特征
19個RCT中，報告了具體隨機方法的研究共9個[13-14,17-19,22,25-26,29]，隨機方法不清楚的研究10個[12,15,20-21,23-24,27-28,30-31]；報告了雙盲的研究7個[13,17-18,25,28-30]，報告了單盲的研究4個[14,22-24]，盲法不清楚的研究8個[12,15,19-21,26-27,31]；報告了具體分配隱藏的研究2個[18,29]，分配隱藏不清楚的研究17個[12-15,17,19-28,30-31]；無失訪的研究10個[12,15,19-21,26-27,29-31]，有失訪進行了ITT分析的研究4個[14,17,22,25]，有失訪未進行ITT分析的研究5個[13,18,23-24,28]；所有研究均未選擇性報告研究結果；所有研究其他偏倚來源不清楚。
2.3 Meta分析結果
Meta分析結果匯總見表2。在整體認知功能和工作記憶方面，認知障礙患者VitD組的MMSE評分［MD＝1.70，95%CI（1.20，2.21），P<0.01］、MoCA評分［MD＝1.51，95%CI（1.00，2.02），P<0.01］、WAIS-RC評分［MD＝9.12，95%CI（7.77，10.47），P<0.01］和工作記憶［SMD＝1.87，95%CI（1.07，2.67），P<0.01］均優于對照組，但非認知障礙人群VitD組的整體認知功能和工作記憶與對照組相比差異無統計學意義；在語言流暢性和語言記憶方面，VitD組與對照組差異均無統計學意義；在執行功能方面，干預時間>6個月時，VitD組優于對照組［SMD＝0.15，95%CI（0.01，0.28），P＝0.03］。
表2
Meta分析結果匯總表
2.4 發表偏倚檢驗
針對整體認知功能方面的MMSE評分這一結局指標采用Egger’s檢驗進行發表偏倚檢驗，結果顯示存在發表偏倚的可能性較小（P>0.05）。
2.5 敏感性分析
通過逐一剔除單個研究的方法進行敏感性分析，結果顯示合并結果并未發生實質性變化，提示結果較穩定。
3 討論
本Meta分析結果顯示，補充VitD能有效改善認知障礙患者的整體認知功能和工作記憶。動物實驗也同樣發現補充VitD可有效改善老年大鼠與年齡相關的學習和記憶下降[32-33]。這可能是因為VitD作為一種神經甾體激素，可穿過血腦屏障，與海馬、下丘腦、皮層和皮層下神經元中的VitD受體結合，通過減少Aβ的產生，增加Aβ的降解[34-35]、抑制海馬組織中的氧化應激和炎癥反應[10-11]、促進神經營養因子的合成[36-37]、調控突觸傳遞和突觸可塑性[38-39]，從而對神經系統發揮重要的調節作用。但對非認知障礙人群而言，額外補充VitD的意義不大。一項評估補充VitD對非認知障礙人群MMSE評分、語言流暢性、語言記憶、視覺能力和注意力影響的Meta分析結果顯示，補充VitD預防AD沒有顯著影響[40]，這與本次Meta分析的結果一致。一項納入360名社區老年人的研究發現，與對照組相比，MCI患者的血漿25（OH）D3水平顯著降低，且與MoCA評分呈正相關[41]。因此，我們考慮得出否定結論的原因可能是相較認知障礙患者，認知功能正常的人群已經具備了足夠的神經認知儲備，補充VitD對其產生的積極影響可能較小。此外，Pettersen等[42]發現對82例非認知障礙人群補充VitD可以顯著改善非語言（視覺）記憶的表現，并且在基線VitD不足（<75 nmol/L）的人群中，這種作用尤為顯著。因此對不足或缺乏VitD的人群補充VitD，其認知功能的改善可能更有臨床意義。但本次Meta分析納入的研究均未測量研究對象基線的25（OH）D水平，無法按照基線25（OH）D水平對研究對象進行亞組分析，故補充VitD對非認知障礙人群的影響還待進一步研究。
本Meta分析結果顯示，在語言流暢性、語言記憶和執行功能方面，補充VitD組和對照組的差異無統計學意義。我們分析，納入研究的干預時間不同可能是兩組無差異的主要原因之一，按照干預時間進行亞組分析后，結果顯示當干預時間>6個月時，VitD組執行功能優于對照組。Buell等[43]的一項包含1 080名社區老年人群的橫斷面調查結果也發現，執行功能與血清25（OH）D濃度之間存在顯著正線性關聯。而當干預時間≤6個月時，補充VitD對執行功能影響不顯著。有研究顯示對經活檢證實的肌病患者，補充VitD可在6～12個月后恢復肌肉功能[44]，而補充VitD改善認知功能的最佳干預時間目前尚無法確定。
本研究存在的局限性：① 部分納入研究未詳細描述隨機方法、分配隱藏和盲法等，可能存在選擇性和實施偏倚；② 納入研究的數量、樣本量較少，且報道相同結局指標（如語言流暢性）的研究較少，導致證據可信度與實際情況存在較大不同的可能性，因此需要更多大樣本的研究對結果進行驗證；③ 納入研究的干預時間、VitD補充劑量差異較大，無法為最佳干預劑量和干預周期提供依據。
綜上所述，當前證據表明，補充VitD可有效改善認知障礙患者的整體認知功能和工作記憶，在干預時間>6個月時，對執行功能也有積極影響。受納入研究數量和質量的限制，上述結論尚待更多高質量研究予以驗證。
