健康教育護理干預對兒童哮喘療效影響的Meta分析

龔燕虹 陳靜蕊 蔣繼焦 李偉明

目前哮喘已經成為兒童最常見的慢性肺部疾病。兒童哮喘我國發病率約3%，歐美約1.5%~5.1%，澳大利亞約5.4%~7.4%，均為各國兒童肺部非感染性疾病的首位[1-2]。且發病率呈逐年上升的趨勢[3-4]。兒童哮喘的反復發作，對患兒的學習和生活造成了嚴重的影響，也對患兒家長造成一定的心理壓力和經濟負擔[5]。在對兒童哮喘進行積極常規治療和護理的同時，醫護專家逐漸意識到對患兒及其父母進行健康教育的重要性。有護理專家認為開展患兒及家長的健康教育為藥物治療手段以外防治哮喘的一項重要干預措施[6]。也有專家認為由于兒童年齡及哮喘疾病的特殊性，可不進行健康教育，從而減少護士工作量，提高護士工作效率?；诖爽F狀，本文采用Meta分析對有關“健康教育干預對兒童哮喘療效影響”這一問題的所有隨機對照試驗（randomized controlled trial， RCT）研究進行綜合分析，探討健康教育對于兒童哮喘的影響，以進一步明確教育干預對兒童哮喘療效的影響是否顯著。為臨床健康教育護理兒童哮喘提供有力的證據。

1 資料與方法

1.1 資料來源 文獻檢索為電子檢索。檢索的數據庫包括CNKI中國知網、中國生物醫學文獻數據庫（CBM）、萬方數據庫、中文科技期刊數據庫（VIP）、Google Scholar等數據庫。中文關鍵詞為：“哮喘”；“兒童”、“少兒”、“患兒”；“健康教育”。根據不同數據庫的特征進行綜合檢索。再篩選出提及“隨機對照”、“隨機分組”的文獻。檢索日期截止到2014年7月6日。

1.2 納入標準 （1）研究對象為0~18歲的兒童哮喘患者。（2）研究類型為隨機對照試驗（RCT），包括半隨機對照試驗，教育組與對照組基本情況不存在差異。（3）干預措施：健康教育組和對照組均接受常規的治療和護理，教育組在此基礎上加入健康教育（健康教育形式不限）。對照組未進行健康教育。（4）療效評價標準從住院次數、急診次數、急性發作次數、住院天數、最大呼氣流速（PEF）值、PEF預計值%、用藥依從性、臨床總有效率、復發率等方面就教育干預對兒童哮喘療效的影響進行判定。（5）在國內外專業雜志上公開發表的文獻。

1.3 排除標準 （1）文獻未設對照組；（2）文獻試驗設計不嚴謹（如樣本資料交代不清或不全等）；（3）教育組實施規范治療和健康教育，而對照組未實施規范治療；（4）統計方法不恰當；（5）文摘、綜述、述評重復發表的文獻。

2 研究方法

2.1 質量評價和資料提取 用統一的質量評價表格由兩位研究者獨立對每一篇符合納入標準的文獻進行質量評價和資料提取，并交叉核對，如有分歧，通過討論或由第3位研究者協助解決。納入研究的方法學質量采用Jadad質量評價法[1]，RCTs為1~5分。隨機方法：（1）未描述，0分；（2）只描述為隨機，未描述具體方法，1分；（3）合理的隨機方法，2分。盲法：（1）未說明，0分；（2）只說明為盲法，無具體方法，1分；（3）有合理的盲法，2分。退出或失訪：（1）未描述，0分；（2）有描述，1分。1或2分的實驗研究被視為低質量研究，3~5分為高質量研究，只納入Jadad 評分≥1分的文獻進行分析。

2.2 統計學處理 應用RevMan 4.2軟件進行數據處理。計數資料采用比值比（OR），計量資料采用均數差（MD）為療效分析統計量。各效應量均以95%的可信區間（CI）表示。發表性偏倚的檢測采用“漏斗圖”（funnel plot）進行分析。

3 結果

3.1 納入研究的特點和質量評價 初檢共獲得78篇健康教育護理干預對兒童哮喘療效的療效影響隨機對照試驗（RCT）的文獻，通過閱讀篩選，共獲得文獻16篇中文文獻。均在西醫常規治療和護理的基礎上聯合健康教育；診斷標準明確，療效判定標準的描述基本一致。這16篇文獻試驗只有2篇介紹隨機分配方法，其他文獻隨機方法不清楚，隱藏均未描述。所有文獻未提及是否實施了盲法、無失訪和退出病例。16篇文獻基線的可比性均較好。納入文獻方法學質量普遍偏低。見表1。

3.2 住院次數 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者住院次數比較Meta分析結果見圖1。6項研究報道了將“住院次數”作為健康教育護理干預對兒童哮喘療效影響的判斷指標。對上述項研究進行Meta分析，異質性檢驗 字2=88.83，P<0.01，表明研究間具有異質性，故選擇隨機效應模型（Random Effects Model）。假設檢驗Z=8.95，P<0.00001，多個研究的合并效應量有統計學意義；合并WMD值-0.98，95%置信區間（CI）為[-1.19，-0.76]，結果表明健康教育組在住院次數上與常規治療組比較差異具有統計學意義（P<0.01）。健康教育有助于減少小兒哮喘患者的住院次數。

表1 納入文獻的臨床特征

圖1 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者住院次數比較Meta分析

圖2 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者急診次數比較Meta分析

3.3 急診次數 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者急診次數比較Meta分析結果見圖2。6項研究報道了將“急診次數”作為健康教育護理干預對兒童哮喘療效影響的判斷指標。對上述項研究進行Meta分析，異質性檢驗 字2=315.05，P<0.01，表明研究間具有異質性，故選擇隨機效應模型（Random Effects Model）。假設檢驗Z=5.16，P<0.00001，多個研究的合并效應量有統計學意義；合并WMD值-1.08，95%置信區間（CI）為[-1.50，-0.67]，結果表明健康教育組在急診次數上與常規治療組比較差異具有統計學意義（P<0.01）。健康教育有助于減少小兒哮喘患者的急診次數。

3.4 急性發作次數 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者哮喘急性發作次數比較Meta分析結果見圖3。7項研究報道了將“急性發作次數”作為健康教育護理干預對兒童哮喘療效影響的判斷指標。對上述項研究進行Meta分析，異質性檢驗 字2=192.66，P<0.01，表明研究間具有異質性，故選擇隨機效應模型（Random Effects Model）。假設檢驗Z=5.05，P<0.00001，多個研究的合并效應量有統計學意義；合并WMD值-2.15，95%置信區間（CI）為[-2.99，-1.32]，結果表明健康教育組在急性發作次數上與常規治療組之間差異具有統計學意義（P<0.01）。健康教育有助于減少小兒哮喘患者的急性發作次數。

圖3 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者急診次數比較Meta分析

3.5 住院天數比較 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者住院天數比較Meta分析結果見圖4。2項研究報道了將“住院天數”作為健康教育護理干預對兒童哮喘療效影響的判斷指標。對上述項研究進行Meta分析，異質性檢驗 字2=91.73，P<0.01，表明研究間具有異質性，故選擇隨機效應模型（Random Effects Model）。假設檢驗Z=1.19，P>0.05，多個研究的合并效應量無統計學意義；表明健康教育組在住院天數上與常規治療組之間差異無統計學意義（P>0.05）。

圖4 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者住院天數比較Meta分析

3.6 健康教育組與對照組最大呼氣流速（PEF）比較 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者最大呼氣流速（PEF）比較Meta分析結果見圖5~6。2項研究報道了將“兒童哮喘患者最大呼氣流速（PEF）”作為健康教育護理干預對兒童哮喘療效影響的判斷指標。對上述項研究進行Meta分析，異質性檢驗 字2=189.91，P<0.01，表明研究間具有異質性，故選擇隨機效應模 型（Random Effects Model）。 假 設 檢 驗 Z=1.86，P>0.05，多個研究的合并效應量無統計學意義；表明健康教育組在最大呼氣流速上與常規治療組比較差異無統計學意義（P>0.05）。2項研究報道了將“兒童哮喘患者最大呼氣流速（PEF）占預計值或個人最佳值百分比”作為健康教育護理干預對兒童哮喘療效影響的判斷指標。對上述項研究進行Meta分析，異質性檢驗 字2=0.00，P>0.05，表明研究間具有同質性，故選擇固定效應模型。假設檢驗Z=50.94，P<0.01，多個研究的合并效應量有統計學意義；合并WMD值11.93，95%置信區間（CI）為[11.47，12.39]，說明健康教育有助于增加小兒哮喘患者最大呼氣流速（PEF）占預計值或個人最佳值百分比。

圖5 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者最大呼氣流速（PEF）比較Meta分析

圖6 兩組兒童哮喘患者PEF占預計值或個人最佳值百分比比較Meta分析

3.7 用藥依從性比較 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者用藥依從性比較Meta分析結果見圖7。3項研究報道了將“用藥依從性”作為健康教育護理干預對兒童哮喘療效影響的判斷指標。對上述項研究進行Meta分析，異質性檢驗 字2=3.08，P>0.05，表明研究間具有同質性，故選擇固定效應模型。假設檢驗Z=4.74，P<0.01，多個研究的合并效應量有統計學意義；合并OR值4.02，95%置信區間（CI）為[2.26，

7.16]，結果表明健康教育組在用藥依從性上與常規治療組比較差異具有統計學意義（P<0.01）。健康教育有助于增加小兒哮喘患者的用藥依從性。

3.8 臨床總有效率比較 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者臨床總有效率比較Meta分析結果見圖8。7項研究報道了將“臨床總有效率”作為健康教育護理干預對兒童哮喘療效影響的判斷指標。療效判定標本基本相同。對上述項研究進行Meta分析，異質性檢驗字2=0.63，P>0.05，表明研究間具有同質性，故選擇固定效應模型。假設檢驗Z=8.19，P<0.01，多個研究的合并效應量有統計學意義；合并OR值6.34，95%置信區間（CI）為[4.08，9.86]，結果表明健康教育組在臨床總有效率上與常規治療組比較差異具有統計學意義（P<0.01）。健康教育有助于增加小兒哮喘患者的臨床總有效率。漏斗圖顯示所納入文獻無發表偏倚（圖略）。

圖7 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者用藥依從性比較Meta分析

圖8 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者臨床總有效率比較Meta分析

3.9 復發率 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者復發率比較Meta分析結果見圖9。3項研究報道了將“復發率”作為健康教育護理干預對兒童哮喘療效影響的判斷指標。對上述項研究進行Meta分析，異質性檢驗字2=2.77，P>0.05，表明研究間具有同質性，故選擇固定效應模型。假設檢驗Z=7.93，P<0.01，多個研究的合并效應量有統計學意義；合并OR值0.08，95%置信區間（CI）為[0.05，0.15]，結果表明健康教育組兒童哮喘患者哮喘復發率與常規治療組之間差異具有統計學意義（P<0.01）。健康教育有助于減少小兒哮喘患者的哮喘復發率。

圖9 健康教育組與對照組的兒童哮喘患者復發率比較Meta分析

4 討論

在對兒童哮喘實施常規治療的同時，對患兒及家屬進行健康教育是現代醫護專家所提倡的。本文通過計算機全面檢索健康教育護理干預對兒童哮喘療效的隨機對照試驗的中文文獻，應用采用 RevMan4.2軟件進行Meta分析來評價教育干預對兒童哮喘療效的影響。Meta分析是指用統計學方法對收集的具有相同研究目標但又各自獨立的研究結果進行總體效應評價，以提供量化的平均效果來回答研究的問題?？梢杂行Ю矛F有的隨機分組（RCT）資料的統計處理方法。本研究結果顯示，健康教育護理干預組與常規治療組相比，在住院次數、急診次數、急性發作次數、最大呼氣流速（PEF）值、PEF預計值%、用藥依從性、臨床總有效率、復發率方面差異具有統計學意義；而住院天數、最大呼氣流速（PEF）教育干預組與常規治療組之間差異無統計學意義。表明針對患有哮喘的兒童或家長采取常規治療外的健康教育干預，對患兒治療效果的改善起到了一定的積極作用。

雖然Meta分析有它科學、合理的一面，但也存在著不少局限與問題。Meta分析屬于描述性二次分析，存在混雜偏倚、文獻報道偏倚以及分析方法本身的一些缺點，在醫學科研中應該正確認識和合理應用Meta分析[23]。本研究只檢索了CNKI中國知網、中國生物醫學文獻數據庫（CBM）、萬方數據庫、中文科技期刊數據庫（VIP）、Google Scholar數據庫。未檢索外文數據庫，對于健康教育是否產生地區之間的差異尚未可知，故其結果可能會存在地域差異。納入的16篇文獻統計所采用的數據不盡相同，有百分比、均數和標準差、95%可信區間。而對于計量資料Meta分析時應用的是均數和標準差。由于某些數據無法進行合并，導致本研究在某些指標的研究上所納入的研究數目較少。各個組所采用的健康教育方法也不盡統一，各文獻間可能具有異質性，這也對統計結果產生影響。在本系統評價中，由于納入研究試驗的質量偏低，僅有2篇RCT試驗對分類隱藏方法做了簡單描述，所有對盲法，退出與失訪均未描述。所有納入所有文獻對基線情況包括性別、年齡、病程、病情嚴重程度等進行了對比分析，治療組和對照組基線情況一致，具有可比性，但均未描述具體的統計分析方法。所有文獻均無樣本含量的估算；由于部分陰性結果可能未進行報道，這在一定程度限制了資料的全面性和可靠性。本系統評價結果表明健康教育對患兒哮喘治療效果的改善起到了一定的積極作用。，雖然目前臨床資料證明有統計學意義，但由于上述問題的存在，下定結論仍需謹慎，還應進行嚴謹的、多中心、大樣本的隨機雙盲對照試驗，以提供更具說服力的證據。

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