醒腦開竅針刺法對于中風后肢體功能障礙的臨床療效Meta分析

史霄霄，王安然，肖凌勇，王鶴揚，楊思琪，甘晶瑩，梁晨曦，常穎慧，戴曉

中風是嚴重危害人體健康的主要疾病之一，其致殘率高，嚴重影響人們的生活質量和身心健康，給家庭和社會帶來巨大的經濟和心理負擔。醒腦開竅針刺法是石學敏院士20世紀70年代初提出并創立的以醒腦開竅，滋補肝腎為主，疏通經絡為輔的治療方法。石院士創立的醒腦開竅針刺法治療中風后肢體功能障礙臨床效果良好，已推廣至全國各地，卻因療效評價標準不統一[1]，導致循證醫學證據不足。現為進一步明確醒腦開竅針刺法治療中風后肢體功能障礙的真實療效，遂開展此項研究。

1 研究資料與方法

1.1 選取標準 研究類型：所有關于醒腦開竅針刺法治療中風后肢體功能障礙的臨床隨機對照試驗，語言限于中、英文。納入標準：研究設計方案為隨機對照試驗(RCT)；研究對象符合公認、權威的“腦卒中”診斷標準(WHO或全國腦血管病學術會議診斷標準)；治療組采用醒腦開竅針刺治療或配合其他療法的綜合療法，對照組不采用醒腦開竅針刺治療，而采用與治療組基礎治療一致的療法或在基礎治療上疊加其他治療。結局指標至少包括簡式Fugel-Meyer肢體運動功能(FMA)評定量表或改良RANKIN量表(mRS)。排除標準：納入患者有嚴重的并發癥；畢業論文、會議文章、動物實驗等文獻；重復發表或文獻中有明顯的質量問題。

1.2 檢索策略

1.2.1 檢索范圍 所有關于醒腦開竅針刺法治療中風后肢體功能障礙的文獻，語言限定為中文和英文，無出版狀態的限制。檢索日期為建庫至2021年8月。

1.2.2 檢索方法 共7個數據庫，檢索采取主題詞和自由詞相結合的方式。計算機檢索中國知網期刊全文數據庫(CNKI)、萬方數據庫(Wanfang)、維普全文期刊數據庫(VIP)、中國生物醫學文獻數據庫(CBM)等中文數據庫，以及PubMed、The cochrane library、Web of Science等英文數據庫。以醒腦開竅、中風(腦卒中、腦缺血、腦血管意外、腦栓塞、腦梗死、缺血性、偏癱)、隨機(RCT、隨機對照)為中文檢索詞；以Xingnao Kaiqiao(XNKQ)、stroke、cerebrovascular accident、apoplexy or cerebral infarction、hemiplegia、brain ischemia、cerebral embolism、brain vascular accident、randomized controlled trial、randomized、placebo、FMA、fugl-meyer、mRS為英文檢索詞。

1.3 研究選擇 首先由2個評價員依照既定的納入標準，各自閱讀文章題目，排除明顯不相關的文章，對可能相關的文獻閱讀摘要，如為隨機對照試驗則閱讀全文，將文章分類，匯總納入文獻，再對納入文獻進行分類評價，若有不同意見二人討論或征求第三者仲裁解決。

1.4 數據的提取和分析 2個評價員獨立地進行數據的提取并填入專門設計的表格，缺少或可疑的數據通過與作者聯系取得或確認，任何分歧都尋求第三者仲裁。提取的數據包括作者、年份、診斷、病例數、研究設計方案(隨機方法)、方法學內容(隱蔽分組和盲法)、干預措施及方法、結局測量和不良事件的數量及類型、結果報道完整、治療療程及隨訪等。

1.5 單個偏倚研究 按照Cochrane Handbook推薦的“偏倚風險評估”工具對納入的研究進行方法學質量評價：①隨機分配方法。②隱蔽分組。③對研究對象、治療方案實施者，研究結果測量者或同級人員采用盲法。④結果數據的完整性。⑤選擇性報告研究結果。⑥其他偏倚來源。如有無失訪或退出，如有失訪或退出時是否采用ITT分析。

1.6 統計學方法 采用Cochrane協作網提供的RevMan 5.3軟件。對各個試驗進行異質性分析[2-3]，異質性檢驗P＞0.10，I2＜50%，資料間可以認為具有同質性，使用固定效應模型分析；反之P＜0.10，I2＞50%，異質性高，采用隨機效應模型分析或者根據可能出現異質性的因素進行亞組分析等。計數資料采用比值比(odds ratio，OR) 作為療效分析統計量；計量資料采用加權均數差(weight mean difference，WMD)，二者都給出95%CI(confidence interval，CI)。若納入研究數量足夠，進行亞組分析，用于探討異質性，若數據完整，根據干預措施、針刺療程進行亞組Meta分析。

1.7 發表偏倚 在研究數據充足的情況下，采用RevMan 5.3繪制漏斗圖，以OR值為橫坐標，logOR值的SE為縱坐標，評估可能存在的發表偏倚[4]。

2 結果

2.1 研究一般情況

2.1.1 文獻資料 7個數據庫共檢索到623篇文獻，導入文件管理軟件查重后剩余476篇，閱讀標題和摘要后剔除文獻408篇，剩余68篇，閱讀全文復篩，經篩選后，納入37篇文獻。篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選過程

2.1.2 研究設計 納入的37項研究均為隨機對照試驗的中文文獻。共納入受試者3 605例(實驗組1 803例，對照組1 802例)，均為中風后肢體障礙患者。對照組采用藥物治療11例，傳統針刺治療6例，康復訓練19例，其他中醫治療1例。干預組均采用醒腦開竅針刺法為主要治療措施。其中一項研究包括三組樣本，而其他研究包括兩組樣本。37篇文獻特點見表1。

2.1.3 基線與療程比較 納入研究均報道了納入的患者在性別、年齡、病程等一般資料方面差異無統計學意義。納入文獻的療程與針刺計量見表1。

2.1.4 結果測量指標 共有2個結果測量指標，為mRS、FMA，見表1。

表1 納入文獻基本特征

2.2 納入研究的方法學質量 納入研究質量不等，用Revman 5.3軟件根據以下幾個方面，分析得出質量評價圖：①隨機方法，1個研究未提及隨機，14個研究僅提及隨機，22個研究提及采用隨機數字表產生隨機序列；提及隨機序列產生辦法為低風險，僅提及為未知風險，未提及則為高風險。②有分配隱藏為低風險，未提及為高風險；2個研究提及，其余所有納入研究均未提到分配隱藏。③參與者和治療者盲法屬于低風險。④結果的盲法均未提及為高風險。⑤所有研究的結果數據都是完整的，為低風險。⑥有2個研究選擇性地報道結果，為高風險；其余為低風險。⑦其他偏倚，有1個研究報道了病例中途退出，1個報道了隨訪，為低風險；其余研究未報道，為高風險。納入研究的方法學質量評價見圖2～3。

圖2 質量評價圖

圖3 質量評價匯總圖

3 Meta 分析結果

腦卒中是一種突然發病，迅速出現神經功能缺損的腦血管疾病，出于醫學倫理和對患者生命安全考慮，多數研究采用醒腦開竅針刺治療配合西醫基礎治療等。由于納入研究中對照組的干預措施不同，考慮存在混雜因素，不能合并分析。因此根據對照組干預措施不同分為：①醒腦開竅組(醒腦開竅針刺＋基礎治療)VS空白組(基礎治療)。②醒腦開竅組(醒腦開竅針刺＋基礎治療)VS非空白組(康復/常規針刺＋基礎治療)。

3.1 臨床總有效率

3.1.1 醒腦開竅組VS空白組 在納入的37篇文獻中，有23 篇[5-27]文獻采用醒腦開竅組(醒腦開竅＋基礎治療)與空白組(基礎治療)對照的方式對臨床療效進行了評價，本研究納入研究的最低療效標準為：NIHSS評分降低兩分或減少18%，或肌力增加1 級或VAS療效指數≥50%。對比18篇[5，7-10，12-13，16-21，23-27]和優效性對比5篇[6，11，14-15，22]。采用OR值隨機效應模型分別對其總體療效進行評估，根據統計結果異質性檢驗顯示：總納入干預組病例數931例，對照組病例數851例，Tau2＝0.77；Chi2＝31.15，I2＝49%，自由度df＝16(P＝0.01)；故采用固定效應模型進行合并，見圖4。結果：合并效應量OR值＝2.28，置信區間(1.21，4.32)，P＝0.01，差異有統計學意義，且具有同質性，故醒腦開竅針刺法干預組的療效是對照組的2.28倍。并對18篇文獻結果制作了漏斗圖，顯示存在偏倚，見圖5。

圖4 臨床總有效率醒腦開竅組VS 空白組Meta 分析森林圖

圖5 臨床總有效率醒腦開竅組VS 空白組偏倚漏斗圖

為降低異質性，進行亞組分析，將相同療程研究進行合并。效應量采用WMD，固定效應模型進行分析，見圖6。以2 周為療程效應量OR＝3.82(1.78，8.22)，P＝0.006，差異有統計學意義。以3周為療程的研究只有一項，P＝0.04，差異無統計學意義。以4周為療程效應量OR＝3.96(2.35，6.69)，P＜0.000 01，差異具有高度統計學意義。以8周為療程效應量OR＝6.18(2.79，13.67)，P＜0.000 01，差異有高度統計學意義。

圖6 臨床總有效率醒腦開竅組VS 空白組亞組Meta 分析森林圖

3.1.2 醒腦開竅組VS非空白組 納入的5項研究[6，11，14-15，22]采 用 醒 腦 開 竅 組(醒 腦 開 竅＋基 礎 治療)與非空白組(康復/常規針刺＋基礎治療)對照，其中醒腦開竅組與康復對照僅有1篇[14]，醒腦開竅組與常規針刺組對照有4篇研究[6，11，15，22]。總納入干預組病例數230例，對照組病例數230例；Chi2＝0.50，I2＝0%，自由度df＝4(P＝0.97)；故采用固定效應模型進行合并，見圖7。結果：合并效應量OR值＝2.87，置信區間(1.72，4.79)，P＜0.000 1，差異有高度統計學意義，且具有同質性。并對5篇文獻結果制作了漏斗圖，未見明顯偏倚，見圖8。

圖7 臨床總有效率醒腦開竅組VS 非空白組Meta 分析森林圖

圖8 臨床總有效率醒腦開竅組VS 非空白組偏倚漏斗圖

3.2 FMA運動功能評分量表評估 在納入文獻中 有35篇[5-10，12-17，19-22，24，27，29-40]采 用FMA量 表 評 分，將35篇[5-10，12-17，19-22，24，27，29-40]根 據 對 照 措 施 分 為：醒腦開竅組VS空白組與醒腦開竅組VS非空白組，分別對FMA評分進行評估。

3.2.1 醒腦開竅組VS 空白組 29 項研究[5，7-10，12-13，16-17，19-21，24，27，29-38]采 用 醒 腦 開 竅 組(醒 腦開竅＋基礎治療)與空白組(基礎治療)對照，采用WMD效應量隨機效應模型經行合并，總納入干預組病例數1 157 例，對照組病例數1 191例，Tau2＝16.30；Chi2＝203.43，I2＝88%，自由度df＝25(P＜0.000 01)，見圖9。結果：合并效應WMD值＝10.14，置信區間(8.37，11.92)，P＜0.000 01，差異有高度統計學意義。并對29篇文獻結果制作了漏斗圖，顯示存在偏倚，見圖10。為進一步降低異質性，采用亞組分析，根據療程進行分組，見圖11。效應量采用WMD，隨機效應模型進行分 析； 以2 周 為 療 程 效 應 量WMD ＝5.80(2.15，9.44)，P＝0.002，I2＝0%，具有同質性，差異有統計學意義。以3周為療程效應量WMD＝6.46(2.39，10.53)，P＝0.002，I2＝86%，差異具有統計學意義，但不具同質性。以4周為療程效應量WMD＝10.21(5.73，14.70)，P＜0.000 01，I2＝95%，差異具有高度統計學意義，但不具同質性。以8周為療程效 應 量WMD ＝5.96(4.02，7.91)，P＜0.000 01，I2＝43%，差異有高度統計學意義，見圖11。敏感性分析：采用Stata1 16.0 進行單項研究影響的敏感性分析，結果顯示各項研究均在可行性區間內，提示本研究結果較穩定，可作為參考依據，見圖12。

圖9 FMA量表評估醒腦開竅組VS 空白組Meta 分析森林圖

圖10 FMA量表評估醒腦開竅組VS 空白組偏倚漏斗圖

圖11 FMA量表評估醒腦開竅組VS 空白組亞組Meta 分析森林圖

圖12 FMA量表評估醒腦開竅組VS 空白組敏感性分析

3.2.2 醒腦開竅組VS 非空白組 6 篇文獻[6，14-15，22，39-40]總納入干預組病例數341例，對照組病例數341例，其中一項研究[14]采用醒腦開竅組與康復組對照，其余5項研究[6，15，22，39-40]采用醒腦開竅與常規針刺對照。Tau2＝22.51；Chi2＝154.77，I2＝97%，異質性較大，自由度df＝5(P＜0.000 01)，故采用隨機效應模型進行合并，結果：合并效應量WMD值＝12.27，置信區間(7.91，16.64)，P＜0.000 01，差異具有高度統計學意義。由于納入研究較少，少于10項，不進行敏感性分析，見圖13。

圖13 FMA量表評估醒腦開竅組VS 非空白組Meta 分析森林圖

3.3 mRS 獨立生活能力評分 納入文獻中3篇[17，23，41]采用mRS評分。采用WMD效應量隨機效應模型經行合并，有效性分析：總納入干預組病例數198 例，對 照 組 病 例 數198 例，Chi2＝219.13，I2＝99%，自由度df＝2(P＜0.000 01)，見圖14。結果：合并效應量WMD值＝－0.95，置信區間(－1.04，－0.85)，P＜0.000 01，差異有高度統計學意義。

圖14 mRS 評分Meta 分析森林圖

3.4 安全性分析 納入文獻中僅有3篇[8-9，12]提及了不良反應的發生情況，其余文獻均未提及相關的危害或意外效應。1例[12]試驗組患者因出現輕微暈針癥狀而退出研究，癥狀可經臥床休息后緩解。兩組患者不良反應發生率差異無統計學意義(P＞0.05)。其余為口服藥物出現輕微胃腸道反應。

4 討論

全文按照循征醫學的方法將醒腦開竅針刺法治療腦卒中的研究文獻進行了量化，發現研究文獻存在諸多缺點，這些缺點都會對證據的傳播與利用產生影響，主要體現在納入研究均為國內研究，缺乏國外研究，而國際的針灸研究者聯盟認為中國大陸的臨床研究質量極差，所以在做高質量Meta分析時，將中國大陸的臨床試驗排除在外[42]；如病例選擇未明確區分腦梗死與腦缺血，隨機方法選擇模糊，分配隱藏及結果的完全報告做的不到位，臨床療效標準不統一等。腦梗死與腦出血是腦卒中的兩種類型，醒腦開竅針刺治療兩類腦卒中的療效差異，會導致研究的偏倚。部分文獻隨機方法描述不具體，可能導致結果偏倚。減少心理因素及結果測量的人為偏倚可使用分配盲法，而納入文獻缺乏必要的描述。部分文獻只選擇有效率或單一的評分量表作為結果，這增加了選擇性報告的可能。部分研究未明確臨床療效標準，建議使用腦卒中的療效標準進行療效判斷，選擇最新國際公認的標準，便于后續研究者對證據進行補充、推廣和利用。其次，腦卒中具有高發病率、高致殘率、高死亡率及高復發率的特點[43]，留有后遺癥的患者很多，多數文獻未提及隨訪情況、遠期療效等；建議治療療程從急性期延續至后遺癥期，并延長隨訪期，并且對腦卒中類型、針刺介入時機及病情輕重程度經行分層隨機對照，可以大大降低兩組的異質性。本研究納入文獻均未報告嚴重的不良事件。僅有1例[12]因個體差異產生輕微不良反應，休息即可緩解，無需任何治療。證明醒腦開竅針法是較為安全的治療方法。

本文Meta分析納入的研究在Fugl-Meyer量表、mRS量表評價均存在異質性，這可能與治療療程、留針時間，以及病例病程對療效結局都有不同程度的影響有關。部分研究納入病例未明確區分腦梗死與腦缺血，盡管所納入的37篇文獻存在研究方法方面的某些不足，但其均采用了平行設計、對照研究，證實了醒腦開竅法的可行性和有效性。根據Meta分析結果，醒腦開竅針刺法治療中風后患者肢體運動功能障礙具有明顯改善作用。

以往關于醒腦開竅的Meta分析研究多注重于整體臨床療效，且療效標準分散，在不同療效標準的評估中，納入樣本較整體的原始樣本偏少。本研究重點關注中風后肢體功能障礙的臨床研究，療效標準統一，循證醫學證據更加有力。

5 結論

綜上所述，醒腦開竅針刺法治療中風后肢體功能障礙有效；治療中風后肢體功能障礙患者時加用醒腦開竅針刺法的療效優于未使用醒腦開竅針刺法治療的療效。但是目前的研究文獻存在某些研究方法上的不足，期待后續高質量的隨機對照試驗提供循證醫學證據。