基于互聯網的自助干預對青少年抑郁療效的系統評價與meta分析

嚴 波 鄭曉暉 羅詩韻 賴雨婷 譚靜儀 林愛華,2

1 廣州新華學院健康學院,510000 廣東 廣州;2 中山大學公共衛生學院,510000 廣東 廣州

青少年抑郁是近年來備受關注的公共衛生問題[1]。青少年抑郁與自殘和自殺的風險增加有關,這是導致青少年死亡的主要原因之一[2]。盡管常規的面對面心理治療是首選方案[3],但許多因素限制了面對面心理治療的開展,例如缺少具備資質的專業醫師、缺乏專業的心理治療場所、治療費用相對較高[4]。青少年是互聯網的熟練使用者[5],基于互聯網的自助干預時間安排更靈活,不受地域和交通限制;且私密性更佳,更利于患者接受干預[6]。因此,對于青少年抑郁,基于互聯網的自助干預可能是一種具有潛力的干預手段[7]。

既往有meta分析[8]提示了自助干預對精神疾病的有益作用,但該研究發表年限相對較早,且僅考慮了基于紙質媒介的認知行為自助干預(例如紙質版自助干預手冊等),而非基于互聯網的自助干預。目前僅發現2項meta分析[9-10]提示了基于互聯網的干預有助于緩解抑郁癥狀。然而,這些研究均局限于成年人(大學生),尚未涉及青少年人群。因此,目前仍未明確基于互聯網的自助干預在青少年抑郁人群中的作用。近年來,各地學者開展了隨機對照試驗(RCT)以探討基于互聯網的自助干預對青少年抑郁癥患者的干預效果,但關于該主題的RCT研究結論尚未完全一致。部分研究認為[4, 7, 11-13]基于互聯網的自助干預對青少年抑郁患者有效,亦有研究[14-16]提示未見干預效果。此外,部分研究[7, 13, 15]樣本量可能相對較小,僅憑單篇研究難以得到相對確切的結論。本文擬通過meta分析,探討基于互聯網的自助干預對青少年抑郁是否有效,為青少年抑郁的干預提供客觀依據。

1 資料與方法

1.1 文獻來源

①英文數據庫:PubMed、Web of Science、Embase、Scopus、PsycNET、PsycInfo。②中文數據庫:Sinomed、CNKI、維普、萬方數據庫。③灰色文獻來源:谷歌學術、Proquest全球博碩論文庫、Open Grey、Clinical Trials.gov。檢索時限均為各數據庫建庫至 2023年1月1日。輔以文獻追溯法,人工檢索最終納入文獻的引文。

1.2 檢索策略

①中文數據庫檢索策略以Sinomed為例:(“計算機通信網絡[CMeSH]”OR“遠程醫學[CMeSH]”OR“便攜式電話[CMeSH]”OR“網絡”OR“互聯網”OR“網頁”OR“網站”OR“遠程醫學”OR“遠程醫療”OR“移動醫療”OR“手機”OR“電子郵箱”OR“電子郵件”)AND(“自我護理[CMeSH]”OR“自助”OR“自我”)AND(“青少年[CMeSH]”OR“兒童[CMeSH]”OR“未成年人[CMeSH]”OR“學生[CMeSH]”OR“青少年”OR“少年”OR“兒童”OR“未成年”OR“青春期”OR“青年期”OR“在校學生”OR“初中生”OR“高中生”OR“高校學生”)AND(“抑郁癥[CMeSH]” OR “憂郁癥[CMeSH]” OR “雙相情感障礙[CMeSH]” OR“抑郁”OR“憂郁”OR“雙相情感”)AND(“隨機對照試驗[CMeSH]” OR“隨機”)。自由詞檢索均限定在“常用字段”,并在高級檢索界面勾選“智能”選項框。

②英文數據庫檢索策略以PubMed為例:(“Internet-Based Intervention[MeSH]” OR “online*” OR “internet*” OR “web” OR “webs” OR “website*” OR “tele*” OR “M-health” OR “E-health” OR “smartphone*” OR “mobile*” OR “computer*” OR “e-mail*” OR “email*” OR “electronic mail*”) AND “self-care[MeSH]” OR “self-car*” OR “self-serv*” OR “self-guid*” OR “self-manag*” OR “self-help*”) AND (“adolescent [MeSH]” OR “adolescent*” OR “teenager*” OR “young” OR “student*” OR “juvenile*”) AND (“depression [MeSH]” OR “depress*” OR “bipolar” OR “Melancholia”) AND (“randomized controlled trial [MeSH]” OR “RCT” OR randomi*)。自由詞檢索均限定為“title/abstract”字段。

1.3 納入和排除標準

1.3.1 納入標準

①研究對象年齡為10～19歲[1];經抑郁量表篩查或臨床醫師診斷的研究對象。②干預措施為基于互聯網的自助干預。結合既往研究,本文將“自助”定義為[17]:使用文字材料或多媒體內容,開展相關活動(例如閱讀文字材料、聆聽音頻資料、觀看視頻、完成游戲等),用于了解(或解決)與治療需求(或個人發展)相關的問題,自助干預的目標應與心理咨詢或臨床心理學領域相關。③對照組為常規治療、等待治療(陰性對照)、心理安慰組(陰性對照)。④報告了抑郁量表得分。⑤隨機對照試驗(RCT)可均衡混雜因素,具有最高的證據強度。故本研究僅納入RCT。

1.3.2 排除標準

①重復發表的文獻;②研究未按計劃正式實施的臨床試驗、會議摘要等;③非中文或非英文的文獻。

1.4 結局指標

干預前、干預剛結束時、干預后隨訪的抑郁量表測量得分。使用量表均應為廣泛使用的、具有良好信效度、較為權威的量表,例如CES-D、CDRS-R、MFQ-child、PHQ-9等。

1.5 文獻篩選與數據提取

由2名研究人員獨立進行文獻篩選、信息提取,通過討論解決分歧。將檢索所得有關文獻導入NoteExpress3.2中排除重復文獻。初篩通過查看文獻標題和摘要篩除無關文獻。閱讀初篩后所得文獻的全文,進一步篩除無關文獻。對符合納排標準的文獻,使用Excel 2016提取以下數據:發表年份、第一作者、研究地區、均齡和年齡范圍、樣本量、干預措施、對照措施、診斷標準和基線癥狀、測量量表、療程、招募方式、干預結束后隨訪時長、偏倚風險評估、Jadad評分。此外,對于沒有報告結果的研究,通過聯系作者以獲得更多信息。

1.6 文獻質量和偏倚風險評估

本研究采用ROB 2.0[18]和Jadad評分量表進行文獻質量和偏倚風險評估。考慮到ROB 2.0工具推出年份較新,近年使用相對更多,因此將ROB 2.0作為主要的文獻質量評價工具。研究方案原定使用Jadad量表作為文獻質量評價工具。考慮到研究結果報告應盡量與方案對應,本文亦報告了Jadad量表評價結果,并以之作為輔助和補充。使用ROB 2.0對納入文獻進行方法學質量評估,包括隨機化過程中的偏倚、偏離既定干預措施的偏倚、結局數據缺失的偏倚、結局測量的偏倚、選擇性報告結果的偏倚。Jadad評分1～2分文獻為低質量文獻,3～5分為高質量文獻[19]。文獻質量評價均由2名作者獨立完成,若出現分歧則通過討論或由本文通訊作者最終決定。

1.7 證據質量評價

采用 GRADE證據分級[20]進行證據質量評價,可能降低隨機對照試驗證據質量的因素包括研究的偏倚風險、不一致性、間接性、不精確性和發表偏倚。證據分級因此劃分為“高級”“中級”“低級”和“極低級”4種級別。基于RCT的meta分析被預設為“高級”證據。

1.8 統計學方法

采用CMA 3.0軟件,分析干預剛結束時和干預結束后隨訪的抑郁量表得分變化(均與干預前相比)。采用標準化均數差(standardized mean difference, SMD)作為合并效應量,并計算95%CI。P<0.05視為有統計學意義。通過森林圖展示合并結果。采用I2定量判斷異質性大小。考慮到不同研究中使用的自助干預手段可能存在一定臨床異質性(例如不同的療程長短、招募來源等),本文采用隨機效應模型合并結果[21]。根據對照類型、療程、招募方式開展亞組分析。通過逐一剔除文獻,開展敏感性分析。如有高偏倚風險文獻被納入,亦通過敏感性分析(剔除高偏倚風險文獻)判斷其對合并結果有無影響。如果納入meta分析研究數大于10個,則繪制漏斗圖,并使用Egger法對漏斗圖進行不對稱檢驗,判斷是否存在小型研究效應,檢驗水準α=0.10。由2名研究者獨立篩選結果的一致性,用Kappa值表示。Kappa值介于0.40～0.75表示篩選結果為中、高度一致[22]。

2 結果

2.1 文獻檢索

本研究依據PRISMA 2020標準報告結果[23]。最初通過各種途徑獲得1 975篇文獻,經逐層篩選最終納入8篇文獻,流程圖見圖1。文獻初篩和閱讀全文復篩的Kappa值分別為0.53和0.71。提示篩選一致性較好。

圖1 文獻篩選流程圖

2.2 納入文獻基本特征與偏倚風險評估

由2名研究人員分別進行偏倚風險評估,通過討論解決分歧。根據ROB 2.0評估納入研究的偏倚風險[18],文獻[7][11][13][14][15][16]被判斷為中風險,文獻[4][12]被判斷為低風險。Jadad評分量表提示文獻[16]未提及隨機方法。文獻[13][16]采用“雙盲”并闡述具體使用。8篇研究均具體描述了撤出的人數和理由,其中文獻[7][16]撤出原因為未能在規定時間完成評估,文獻[4][12]撤出原因為技術故障、缺乏時間、缺乏興趣、身體不適等,文獻[11][15]撤出原因為失去聯系,文獻[13]撤出原因為患者中途不接受評估、退出研究,文獻[14]撤出原因為缺勤、離校。根據Jadad評分量表,文獻[13]評分為5分,其它文獻評分均為3分。ROB 2.0提示無高風險偏倚文獻。Jadad評分量表提示無低質量文獻。納入文獻基本特征見表1。偏倚風險評估結果見圖2。

圖2 偏倚風險評估結果

2.3 meta分析結果

對納入的8篇[4, 7, 11-16]研究進行meta分析,考慮到不同研究中使用的自助干預手段可能存在一定臨床異質性(例如不同的療程長短、招募來源等),本文采用隨機效應模型合并結果[21]。基于互聯網的自助干預可能有助于改善青少年抑郁癥狀(干預前 VS. 干預剛結束,SMD=-0.33,95%CI: -0.57～ -0.08,Z=-2.60,P=0.01,I2=73.41),可認為效應量差異意義較小[24]。見圖3。

圖3 基于互聯網的自助干預對青少年抑郁的干預效果(干預前V.S干預剛結束)

干預結束后,部分研究進行了短期隨訪(<6月)[7,12-13,16]和長期隨訪(≥6月)[7,14],2組均未見異質性(I2=0)。短期隨訪結果提示干預效果仍有可能維持(SMD=-0.21, 95%CI: -0.41～ -0.01),而長期隨訪則未提示干預有效。

2.4 亞組分析結果

基于互聯網的自助干預組與陰性對照組對比,可能有助于改善青少年的抑郁癥狀。而與常規治療組相比,其干預效果則無統計學差異。療程>6周的干預提示可能有效,療程≤6周的干預提示無效。非臨床招募的患者中顯示干預可能有效,而臨床招募的患者未見干預效果。亞組分析結果提示異質性可能來源于療程長短。見表2。

2.5 敏感性分析

剔除使用DSM-4-TR診斷標準和量表聯合診斷的一篇文獻[7],研究結論未發生改變(SMD=-0.29, 95%CI:-0.54～-0.04)。逐一剔除其他文獻,亦得到類似結論。提示研究結果較為穩健。

2.6 發表偏倚評價

Egger′s檢驗提示無發表偏倚(P=0.25)。

2.7 證據質量分級評價結果

使用GRADE證據分級進行證據質量評價[20]。本研究僅納入RCT,初始證據水平為高。ROB 2.0提示納入研究無高偏倚風險文獻,不因偏倚風險而降級。SMD的95%CI估計范圍較精確,不因效應估計精確性而降級。逐一剔除研究后,研究未發生結果改變。不因單個研究結果一致性而降級。試驗納入的研究人群相似,但不同研究采用的自助干預措施(例如療程)等可能存在一定差異,證據水平可能因間接性而降低一級。Egger′s檢驗提示,無明顯發表偏倚。不因發表偏倚而降級。故最終證據質量評價為中等,研究結果與實際效應有可能接近。

3 討論

本文研究結果顯示,基于互聯網的自助干預可能有助于降低青少年抑郁量表得分,與既往研究結果類似[9-10,25]。基于互聯網的自助干預能幫助青少年抑郁患者了解和識別抑郁癥狀,并幫助其掌握常見的抑郁癥狀管理技巧,從而達到干預效果[26]。與傳統面對面治療相比,自助干預措施價格低廉,可及性更高,可提供給更多患者[27]。此外,基于互聯網自助干預不受時空、專業醫師資源限制,患者接受干預更為靈活[26]。另外,基于互聯網自助干預對青少年群體可能更具優勢。青少年是社交媒體的熟練使用者,基于互聯網自助干預不僅可以提供更具互動性和吸引力的內容(如動畫、游戲等),還能夠通過互聯網干預平臺把握每個患者治療進度,提供人性化幫助,有助于自制力較差的青少年完成治療[26]。值得關注的是,在COVID-19等疾病流行期間,部分患者因疫情管控需要,可能難以獲得定期的、連續的、面對面心理干預[27-28]。患者可通過互聯網,自助獲得便捷、及時的干預。在疫情流行等特殊時期,醫療資源相對緊張。基于互聯網的自助干預則可能為青少年抑郁提供了切實可行的干預思路。

本文亞組分析結果提示基于互聯網的自助干預效果優于陰性對照組,但與常規治療組相比,干預效果未見統計學差異,該結果與既往研究相似[29-30]。這可能是由于本研究常規治療組人數相對較少(n=241),統計效能相對不足,因而未提示有效。有研究指出[30]:受到醫療資源的限制,有限的面對面治療機會往往被分配給重癥抑郁患者,此時,輕癥患者則可選擇基于互聯網的自助干預作為緩解方式。后者作為一種備選方案,仍具有一定的臨床應用價值。未來研究可深入探討基于互聯網的自助干預與傳統治療方法相比,何者效果更佳。

與既往研究結果類似[31],本文亞組分析提示,療程較短的自助干預未見干預效果,而療程較長的自助干預可能降低了抑郁評分。這可能是由于抑郁癥容易復發,自我管理需長期持續。療程較長的自助干預更有助于引導患者練習相關技能,積極調節身心狀況,以確保患者真正掌握并內化自我管理技能,從而體現出干預效果。本文研究結果也提示停止接受干預后,基于互聯網的自助干預仍可能在短期內(6個月內)觀察到干預效應的維持,而長期隨訪則未見干預效果。這與另一項meta分析結論相一致[32]。這可能是由于終止干預后,患者自我調節技巧和知識隨著時間推移而被逐漸遺忘,因而其干預效果未能長期維持。

與既往研究結果類似[33],本文研究結果提示,與臨床招募者相比(來自醫院、診所等),非臨床招募者(來自社區、學校等)可能從自助干預中受益更多。這是因為臨床招募者通常為確診患者。與之相比,非臨床招募者(無就醫需求或尚未尋求專業治療)的癥狀通常相對較輕,更容易達到干預效果(如觀察到癥狀改善);或者可能更有興趣嘗試以自助干預作為傳統治療的替代方案[33],對自助干預方式較為信任,因而呈現出更佳的干預效果。需要指出的是,納入文獻中僅有2篇為臨床招募[12,15],因此結論難以明確。仍需開展更多研究,進一步探討不同招募方式的患者之間的干預效果是否存在差異。

本研究具有一定優勢。當前納入文獻均為RCT,可均衡混雜偏倚,且GRADE證據分級提示為中級,研究結果與實際效應可能較為接近,具有一定的可信度。此外,盡管本研究未能在公開平臺注冊,但研究者事先制定了詳細研究方案(在原方案基礎上新增基于ROB 2.0的文獻質量評價,其余步驟均按照方案執行),并開展了統一培訓,且雙人獨立篩選文獻一致性較好(Kappa值介于0.53～0.71),這可能提高了本研究的可信度。本研究也存在一定缺陷。首先,部分亞組樣本量相對較小,可能導致統計效能不足。其次,8篇被納入的RCT中,有7篇開展于發達國家和地區,并以輕度和中度抑郁患者為主,這可能一定程度上限制了結果的外推。

綜上所述,本研究提示基于互聯網的自助干預效果可能優于陰性對照組,且短期隨訪顯示干預可能有效。未來可考慮針對我國青少年開展相關研究,尤其是樣本量較大的、設計精良、關注長期隨訪的RCT研究,進一步探討基于互聯網的自助干預對青少年抑郁的干預效果。