心理干預對士兵身心健康干預效果的Meta 分析

李珅宇

（華中師范大學體育學院，湖北 武漢 430079）

隨著時代的進步，雖然和平與發展是當今時代的主題，但地區或國家之間的局部沖突仍然不斷， 因此維持軍隊的戰斗力是極其重要的。 在和平年代中軍事訓練是軍隊的核心內容，是戰斗力生成的根本途徑。 軍事訓練過程中常伴隨訓練損傷，隨著訓練傷不斷地增多逐漸地演變為一種職業病［1］。軍事訓練傷會削弱作戰部隊的戰斗力， 對軍人的身心健康具有消極影響，影響訓練的數量以及質量，嚴重阻礙了軍人的發展上限［2］。在訓練中受傷的軍人存在不同程度的心理障礙， 這不僅會干擾傷病的治療，導致傷病的恢復大打折扣，延長了恢復周期，造成大量的時間成本、物資成本的浪費，而且容易滋生出各種消極心理，例如恐懼心理，畏難心理等，傷員顧慮恢復后在訓練中發生二次損傷從而不敢拼盡全力去訓練， 甚至會出現逃避訓練，逃離部隊，或者內心否認損傷的發生［3-4］。

身心健康已成為軍隊建設中的重要一環，為了士兵的健康以及保證并提高軍隊的戰斗水平，對軍事訓練傷員采取心理干預十分必要［5］。 心理干預是指在心理學理論指導下有計劃、按步驟地對一定對象的心理活動、 個性特征或心理問題施加影響，使之發生朝向預期目標變化的過程［6］。 在軍事訓練傷的治療預防中，心理干預包括健康促進、預防性干預、心理咨詢和心理治療等［7］，關注的是心理層面。 近年來，越來越多的學者發現對有需求的士兵進行積極的心理干預能幫助士兵建立起良好的心理防線， 有利于傷病的恢復以及盡快適應軍事訓練的要求。

目前， 雖然已經有不少隨機對照試驗 （Randomized controlled trials，RCTs） 研究心理干預對士兵身心健康的療效，但因樣本量較小、結局指標不統一等原因，導致缺乏統一的研究結果， 心理干預對于參與軍事訓練士兵的身心健康的影響尚無統一定論。因此，本文通過Meta 分析，評價心理干預在訓練傷康復中的效果，探討心理干預對于預防訓練傷是否有成效，從而為進一步在軍人訓練傷預防以及訓練傷康復治療中推廣實施心理干預療法提供堅實的科學證據。

1 資料與方法

1.1 文獻的納入以及排除標準

1.1.1 納入標準

按照PICOS 原則對文獻進行篩選［8］。 P（patient，研究對象）：現役軍人，且年齡、文化程度、訓練內容上比較均無統計學差異，均既往無精神病史；I（intervention，干預方法）：實驗組的措施為士兵進行有計劃性、 針對性的心理干預；C（control，比較的干預方法）： 對照組的措施為不進行針對性的心理干預；O（outcomes，結局指標）：訓練傷發生率、焦慮自評量表（Self-Rating Anxiety，SAS）評分、抑郁自評量表（Self-rating depression scale，SDS）、評分癥狀自評量表（Symptom Checklist，SCL）-90 評分。S（study design，研究設計）：研究設計為RCTs。

1.1.2 排除標準

①參與者非現役軍人，或即將退役或者處于中老年軍人；存在住院，殘疾，或者有心理疾病等情況；②研究內容不相符的文獻；③摘要，綜述，會議文章，病例報告，動物研究，系統評價；④重復檢索或者重復發表的文獻；⑤數據不完整。

1.2 文獻檢索方略

檢索方略是采取主題詞與自由詞相結合進行。 以“心理干預”“軍人”“陸軍”“海軍”“空軍” 為檢索詞在中國學術期刊全文數據庫（CNKI）、萬方數據庫進行檢索；以“Wounds and Injury”“Injury and Wounds”“Research-Related Injuries”“Military”“Psychosocial Intervention” 等為檢索詞在 Embase、The Cochrane Library、PubMed 數據庫進行檢索。 同時對納入研究的參考文獻進行查詢以及篩選，進而補充文獻的納入，擴大檢索范圍。 檢索時間范圍為文獻的發表時間在2012 年1 月至2022 年11 月期間。

1.3 文獻篩選和數據的提取

根據Meta 分析納入和排除的基本標準，由2 名研究者對所納入文獻進行獨立篩選，并提取相關數據，提取完畢后進行交叉復核。 具體所需要提取的數據如下：第一作者、文章發表日期、國籍、樣本性別、樣本年齡、研究樣本容量、干預手段、干預周期、結局指標。 實驗提取的數據包括：心理干預后，實驗組及對照組訓練傷發生率的樣本量、均值和標準差。

1.4 納入研究質量評價

對研究所納入文獻的偏倚風險進行評價， 這整個評價過程將通過Cochrane 風險評估工具去實現， 這將涉及7 個方面：隨機序列的生成、對患者和輔助員工是否均采取盲法、是否存在分配隱藏、是否對研究結果采取盲法的評價手段、所提取的結局數據是否完整、是否存在選擇性報告，分為低風險、高風險和不清楚3 個等級。

1.5 統計學分析

采用Review Manager 5.3 進行Meta 分析。 本研究選取的分析指標均為連續性數據， 在使用同樣的測量手段以及工具的條件下，將均數差（mean differences，MD）視為效應尺度，反之，將采用標準化均數差（standardized mean difference，SMD）；二分類變量的數據將采用風險比（risk ratio，RR）為效應分析統計量來表示。區間估計均采用95%可信區間（95%CI）。顯著性水平α=0.05。 對研究內容采用I2、p檢驗各研究間是否存在異質性。 若p＜0.1 或I2＞50%，表明各研究間異質性較大，則需要對異質性的來源進行分析， 隨后通過敏感性分析減小異質性，若對異質性再進一步減少依舊無法達到納入標準，則采用隨機效應模型進行Meta 分析。若通過進一步減少后達到納入標準以及當p≥0.1 和I2≤50% 時， 各研究間異質性較小，二者則采用固定效應模型。

2 結果

2.1 文獻檢索結果

最終納入7 篇文獻，7 篇文獻均為男性軍人，且均包含實證研究，包含實驗組與對照組，將在常規上進行心理干預與只進行常規干預進行對比。 文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選流程

2.2 納入研究的基本特征及質量評價

所納入的7 篇文獻均于2012—2022 年之間發表，均來自中國，試驗組共1 677 例，對照組共1 598 例。 試驗組均為進行心理干預，對照組均為未進行心理干預。 干預手段多為心理相關的措施。受試者基本在16～29 歲；干預時間2～12 月。納入文獻的基本特征見表1。 使用Cochrane 偏倚風險評估工具對上述文獻進行質量評價，評價結果如圖2 所示。

表1 納入文獻基本情況

2.3 Meta 分析結果

2.3.1 訓練傷發生率

在本研究中， 關于提取了訓練傷發生率數據的文獻納入了4 篇，通過對數據進行異質性檢驗，發現I2=0.0%且＜50%，且Q 檢驗的p=0.43＞0.1， 表示此數據提取的文獻之間的異質性不具備統計學意義，如圖所示。 因此，不需要剔除文獻，并且采用固定效應模型對數據進行Meta 分析，結果顯示：2 組數據之間存在顯著性統計學差異（RR=0.44，95%CI［0.35，0.57］，p＜0.000 01），如圖3 所示。

圖3 訓練傷發生率的Meta 分析

2.3.2 SAS 評分

在本研究中， 關于提取了SAS 評分數據的文獻納入了3篇，通過對數據進行異質性檢驗，發現I2=0.0%且＜50%，且Q 檢驗的p=0.65＞0.1，表示此數據提取的納入文獻之間的異質性不具備統計學意義。因此，不需要剔除文獻，并且采用固定效應模型對數據進行Meta 分析，結果顯示：2 組數據之間存在顯著性統計學差異（MD=-3.97，95%CI［-4.50，-3.45］，p＜0.000 01），如圖4 所示。

圖4 SAS 評分的Meta 分析

2.3.3 SDS 評分

在本研究中， 關于提取了SDS 評分數據的文獻納入了3篇， 通過對數據進行異質性檢驗， 發現I2=93.0%遠遠大于50%，且Q 檢驗的p＜0.000 01 遠遠小于0.1，表示此數據提取的3 篇文獻之間的異質性存在統計學意義。 受限于文獻量納入較少，無法進行恰當的亞組分組分析，遂直接采用隨機效應模型對數據進行Meta 分析，結果顯示：2 組數據之間存在顯著性統計學差異（MD=-3.29，95%CI［-5.42，-1.15］，p=0.003），如圖5 所示。

圖5 SDS 評分的Meta 分析

2.3.4 SCL-90 評分

SCL-90 評分中包含了軀體化、人際關系、焦慮、恐懼、強迫、抑郁、敵意、偏執、精神病性9 種因子，對其分別進行Meta分析，具體如表2 所示。

表2 SCL-90 評分的Meta 分析

1） 通過對7 篇軀體化評分數據的文獻進行異質性檢驗，發現I2=78.0%＞50%，且Q 檢驗的p=0.000 2＜0.1，表示本次研究提取數據所選擇的文獻之間的異質性存在統計學意義，根據樣本量、治療周期進行亞組分析，未能夠明顯地降低異質性，故而再對數據采取隨機效應模型進行Meta 分析，分析結果顯示：2 組數據之間存在顯著性統計學差異 （MD=-0.18，95%CI［-0.25，-0.11］，p＜0.000 01）。

2） 通過對7 篇人際關系評分數據的文獻進行異質性檢驗，發現I2=89.0%＞50%，Q 檢驗的p＜0.000 01，表示本次研究提取數據的7 篇文獻之間的異質性具備統計學意義。對此，首先進行亞組分析以降低異質性， 根據樣本量的不同對其進行亞組分析，樣本量≥400 和樣本量＜400 分別納入5 項和2 項研究，樣本量≥400 亞組的異質性降低明顯，但仍未達到非顯著水平，因此樣本量的差異是異質性來源之一，但并非主要來源。 采用隨機效應模型進行分析，樣本量≥400 亞組具有統計學差異（MD=-0.14，95%CI［-0.18，-0.09］，p＜0.000 01），而樣本量＜400 亞組未顯示出統計學差異 （MD=-0.56，95%CI［-1.17，0.05］，p=0.07）。

3） 通過對7 篇焦慮評分數據的文獻進行異質性檢驗，發現I2=72.0%＞50%，Q 檢驗的p=0.001＜0.1， 表示本次研究數據提取所納入的文獻之間的異質性存在統計學意義。 根據樣本量、治療周期進行亞組分析，未能夠明顯地降低異質性，故而再對數據采取隨機效應模型進行Meta 分析，分析結果顯示：2組數據之間存在顯著性統計學差異（MD=-0.19，95%CI［-0.24，-0.13］，p＜0.000 01）。

4） 通過對7 篇恐懼評分數據的文獻進行異質性檢驗，發現I2=90.0%＞50%，且Q 檢驗的p＜0.000 01，表示本次研究提取數據的所選擇的文獻之間的異質性存在統計學意義。 對此，首先分別根據樣本量、治療周期等進行亞組分析，但未找到明顯的異質性來源，故而再對數據采取隨機效應模型進行Meta分析， 分析結果顯示：2 組數據之間存在顯著性統計學差異（MD=-0.15，95%CI［-0.23，-0.06］，p≤0.000 01）。

5） 通過對7 篇強迫評分數據的文獻進行異質性檢驗，發現I2=95.0%＞50%，Q 檢驗的p＜0.000 01，表示本次研究提取數據所選擇的文獻之間的異質性存在統計學意義。 對此，首先分別根據樣本量、治療周期等進行亞組分析，未找到明顯的異質性來源， 故而再對數據采取隨機效應模型進行Meta 分析，分析結果顯示：2 組數據之間存在顯著性統計學差異 （MD=-0.18，95%CI［-0.30，-0.06］，p≤0.000 01）。

6） 通過對7 篇抑郁評分數據的文獻進行異質性檢驗，發現I2=84.0%＞50%，Q 檢驗的p＜0.000 01，表示本次研究提取的數據所選擇的文獻之間的異質性存在統計學意義。 對此，首先進行亞組分析以降低異質性， 根據樣本量的不同對其進行亞組分析，樣本量≥400 和樣本量＜400 分別納入5 項和2 項研究，樣本量≥400 亞組的異質性降低明顯，但仍未達到非顯著水平， 因此樣本量的差異是異質性來源之一， 但并非主要來源。 采用隨機效應模型進行分析，樣本量≥400 亞組具有統計學差異（MD=-0.20，95%CI［-0.25，-0.14］，p＜0.000 01），樣本量＜400 亞組亦顯示出統計學差異（MD=-0.50，95%CI［-0.73，-0.27］，p＜0.000 1）。

7） 通過對7 篇敵意評分數據的文獻進行異質性檢驗，發現I2=84.0%＞50%，Q 檢驗的p＜0.000 01，表示本次研究提取數據所選擇的文獻之間的異質性存在統計學意義。 對此，首先分別根據樣本量、治療周期等進行亞組分析，但未找到明顯的異質性來源， 故而再對數據采取隨機效應模型進行Meta 分析，分析結果顯示：2 組數據之間存在顯著性統計學差異 （MD=-0.18，95%CI［-0.25，-0.11］，p≤0.000 01）。

8） 通過對7 篇偏執評分數據的文獻進行異質性檢驗，發現I2=81.0%＞50%，Q 檢驗的p＜0.000 01，表示本次研究提取數據所選擇的文獻之間的異質性存在統計學意義， 經過異質性檢驗評估，提示有2 篇文獻較為可能存在異質性。 對此，首先進行亞組分析以降低異質性， 根據樣本量的不同對其進行亞組分析， 樣本量≥400 和樣本量＜400 分別納入5 項和2 項研究， 樣本量≥400 亞組的異質性降低明顯， 且達到非顯著水平，因此樣本量的差異是異質性來源之一，但樣本量＜400 亞組的異質性未明顯降低。故采用隨機效應模型進行分析，樣本量≥400 亞組具有統計學差異（MD=-0.08，95%CI［-0.12，-0.04］，p=0.000 2），樣本量＜400 亞組亦顯示出統計學差異（MD=-0.36，95%CI［-0.63，-0.09］，p=0.009）。

9） 通過對7 篇精神病評分數據的文獻進行異質性檢驗，發現I2=78.0%＞50%，Q 檢驗的p=0.000 1， 表示本次研究提取數據所選擇的文獻之間的異質性存在統計學意義。 對此，首先進行亞組分析以降低異質性， 根據樣本量的不同對其進行亞組分析，樣本量≥400 和樣本量＜400 分別納入5 項和2 項研究， 樣本量≥400 亞組的異質性降低明顯， 且達到非顯著水平，因此樣本量的差異是異質性來源之一，但樣本量＜400 亞組的異質性未明顯降低。 故采用隨機效應模型進行分析，樣本量≥400 亞組具有統計學差異（MD=-0.05，95%CI［-0.08，-0.02］，p=0.000 2），樣本量＜400 亞組未顯示出統計學差異（MD=-0.27，95%CI［-0.75，0.21］，p=0.009）。

3 敏感性分析

敏感性分析采取改變效應模型的方法進行分析， 結果最后顯示：改變效應模型后，訓練傷發生率、SAS 評分、SDS 評分的結論均未發生改變， 表明結論較為可靠；SCL-90 評分中的人際關系亞組（樣本量＜400）、精神病性亞組（樣本量＜400）的結論發生改變，表明這2 組的結論不可靠，還需納入新的研究以明確結論，SCL-90 評分中的其他指標在改變效應模型后結論未發生改變，表明結論較為可靠（表3）。

表3 敏感性分析

4 討論

4.1 心理干預的效果

4.1.1 心理干預有效降低訓練傷發生率

本結果顯示，在進行心理干預后，心理干預組的訓練傷發生率有效降低， 這表明心理干預有利于保持訓練官兵的身體健康狀態。 因此針對軍人訓練傷的發生原因應進行積極有效的應對。 由于軍人訓練任務量大，導致訓練壓力增加，這不僅對軍人的身體造成較大損害， 而且會導致軍人的精神以及心理長期處于緊繃狀態，不能得以放松，長期處于該狀態會讓軍人身心狀況遭受到巨大的影響和沖擊［16］。 本次Meta 分析結果證實積極有效的心理干預是有效降低訓練傷發生率的措施之一，值得普及應用。

4.1.2 心理干預有效改善心理狀態

本結果顯示， 在進行心理干預后， 心理干預組的SAS 評分、SDS 評分以及SCL-90 中的軀體化、人際關系（樣本量≥400 亞組）、焦慮、恐懼、強迫、抑郁、敵意、偏執以及精神病性（樣本量≥400 亞組）因子分值均低于對照組，這表明心理干預對于士兵身心健康的效果是積極的。 在訓練損傷發生率方面，結果顯示心理干預能有效降低訓練傷發生率。 此外，心理干預可有效提升軍人心理健康水平以及心理調節能力， 從而有效降低訓練傷發生率， 起到了輔助加快訓練傷恢復以及預防訓練傷的作用［17］。

SAS 和SDS 具有一定的相似性，能夠較好地反映有焦慮傾向的患者的主觀感受， 通常用來評價患者的焦慮及抑郁情緒程度［18-19］。本研究發現在進行心理干預后，實驗組的SAS 和SDS 評分要顯著低于對照組，這表明心理干預能有效改善士兵的焦慮以及抑郁等狀態。 此外，本研究發現心理干預能有效降低SCL-90 評分。 SCL-90 是目前在精神障礙和心理疾病門診檢查領域使用最為廣泛的量表， 具體來說，SCL-90 包括9個因子：軀體化、人際關系敏感、敵對、焦慮、恐怖、抑郁、強迫癥狀、偏執及精神病性［20］，表明心理干預能明顯緩解士兵的不良心理狀態。 軍人在日常訓練及軍事演習中極易出現焦慮以及抑郁癥， 這對于部隊建設及軍人的心理衛生而言是極為不利的［21-22］。 軍人在訓練期間均會出現不同程度的心理狀況，從而導致訓練損傷頻繁地發生， 也證明了心理干預對于軍人在訓練中產生的心理問題可以及時有效地進行調節以及干預，心理干預能顯著減少軍人訓練傷［17］。

綜上所述，進行有效心理干預后，軍人的心理健康水平明顯提升，面對挫敗、挫折以及傷病困擾的時候，能夠樹立自我必勝的觀念以及不畏困難、迎難而上的勇氣，從而降低軍人訓練傷發生率，進而提高軍人的個人體制素質，技戰術技能，促進整個部隊的戰斗力持續增長。 基于以上發現，建議各部隊具體問題具體分析，根據自身訓練計劃，對軍人的生理變化情況以及傷病的出現進行精準測評， 從而制定有針對性的心理干預措施并認真落實到位， 對降低軍人的訓練傷發生率具有促進作用。

4.2 納入研究中統計學異質性的探討

本研究中SDS 評分、SCL-90 評分中各因子的異質性均較高，由于SDS 僅納入3 篇文獻，無法進行恰當的亞組分析，故采用了隨機效應模型。 通過根據樣本量、周療周期、治療方式等進行亞組分析， 均未發現SCL-90 評分中的軀體化、焦慮、恐懼、強迫、敵意因子的異質性來源，從森林圖分析，推測黃宇箭［15］的研究在整體研究中的異質性較大，黃宇箭［15］的研究中的有效例數僅為139 例，明顯少于其他研究，這可能造成了結果的偏倚。 根據樣本量的不同，將人際關系、抑郁、偏執、精神病性進行亞組分析 （樣本量≥400， 樣本量＜400）， 樣本量≥400 亞組和樣本量＜400 亞組分別納入了5 項和2 項研究，發現樣本量≥400 亞組的異質性變化較為明顯，表明樣本量是異質性的重要來源， 此外還存在其他異質性來源。 樣本量＜400 亞組的異質性變化不明顯，部分指標的異質性在亞組分析后甚至增高，可能與分亞組后樣本量＜400 亞組僅納入了2 項研究有關。

4.3 本研究的不足及建議

本文亦存在一定的局限性：①在本研究中，由于該類文獻較大部分涉及機密， 導致本實驗在納入文獻時沒有較大的文獻數據作為支撐；②部分干預策略后的結果有一定偏差，對結果分析存在一定的影響，導致異質性較大；③在大多數研究中僅選擇心理干預作為干預策略， 但人體的損傷不僅僅是生理的，也有心理的，干預手段缺乏全面性；④納入文獻存在一定的偏倚風險。 針對以上局限性，希望在以后臨床試驗設計中應該更加嚴格，來提高研究的質量，從而應對納入文獻較少而出現的問題； 在后面的研究中可以通過亞組分析來探討異質性來源，再進行論述異質性對結果的影響；應注重與生理手段相結合，進一步探究如何更好避免軍人的訓練傷的發生，以及促進訓練傷的康復，減少康復周期，全面提升整個軍隊的作戰能力。

4.4 心理干預實施的建議

軍人心理健康水平不僅直接影響軍人的訓練傷發生以及預防， 而且對于整個部隊的綜合素質和作戰能力有著不可忽略的作用［23］。 提升軍人的心理素質和心理調節能力極為重要。本研究采用納入文獻中各種量表對軍人進行心理評估， 及時采取相應的心理干預手段，保證軍人的正常軍旅生活，改善身心健康情況，減少在發生傷病的情況下所滋生的心理障礙，繼而更有效地去預防更為嚴重心理的問題產生。 這一系列的措施對于提高軍人自身的心理調節能力、 降低訓練傷發生率具有重要意義。

為了更好地加強軍人心理素質以及水平， 軍隊中高層領導和衛生部門人員要相互配合， 共同協作， 在部隊的管理工作，軍人的思想政治工作以及衛生健康教育中，對軍人進行具有針對性、系統地、科學的心理干預以及情感疏導，并結合訓練傷預防的物理干預手段以及預防理論的宣傳， 進行綜合性心理干預，最大限度地改變軍人個人的生理狀態和心理狀態，從而提升軍人預防訓練傷的意識以及降低軍人訓練傷發生率。 全面地及時地評估現役軍人的心理健康狀況，培養軍人積極健康的心理自我調節能力，加強現役軍人的心理教育，是如今軍隊較為重要的一項政治任務， 是提高軍人綜合戰斗力的重要構成因素。 對此，要制定出一套針對于適應軍人日常訓練或者加強訓練的健康積極的心理干預體系， 做到最大限度地預防訓練傷的發生， 對提高部隊戰斗力具有不可替代的作用與意義。

5 結論

綜上所述， 對當前已有的證據進行Meta 分析后發現，心理干預能顯著減少軍人訓練傷事件的發生， 并明顯降低SAS評分、SDS 評分以及SCL-90 評分， 表明心理干預在愛軍人的健康以及部隊建設中有重要作用，值得重視。 針對本研究中存在的缺陷， 今后科研人員應當在大樣本研究的基礎上開展高質量的實驗從而進一步驗證，以探究以及確定其效果。