中药方剂治疗产后抑郁临床疗效的Meta分析

田 恬，谢 薇，韩华平

（贵州中医药大学第一附属医院1.产科；2.护理部，贵州贵阳，550001）

产后抑郁症是指产褥期女性出现的以情感低落，兴趣和愉快感丧失，劳累感增加和活动减少伴精力降低为核心症候群的精神障碍综合征，病情严重者有自杀和杀婴倾向［1-2］，严重威胁母婴安全。产后抑郁症的发病时间一般在产后6周内，持续整个产褥期，少数甚至可持续至幼儿上学前［1］。本病轻者无需治疗即可痊愈，但重者会恶化为严重的精神疾病。这种不良的精神状态在危害母亲自身健康的同时，也对孩子的情感、性格及认知能力产生巨大的负面影响，对家庭和社会危害极大［3］。为了评价中药方剂治疗产后抑郁的疗效，本文对中药方剂治疗产后抑郁的随机对照研究进行系统评价和Meta分析，评估中药方剂治疗产后抑郁的疗效，寻找中药方剂治疗产后抑郁的治疗方案，为有效治疗产后抑郁提供参考依据。

1 资料与方法

1.1 纳入与排除标准

纳入标准：①2020年9月前生物医学期刊发表的有关中药方剂治疗产后抑郁的临床随机或版随机对照试验研究文献。②符合美国精神障碍分类的第四版（DSM-IV）产后抑郁诊断标准（当文献采用的国内纳入标准符合上述标准时也纳入）。③治疗组以中药汤剂为主可含中药汤剂配合其他疗法（如基础治疗），不区别中药组方；对照组则采用安慰剂或单纯基础治疗。④治疗组与对照组在研究中采用的基础治疗必须相同。

排除标准：①中药汤剂非主要疗法。②治疗组病例数未达10例。③有明显的质量问题，如按照Jadad量表加上随机隐藏的质量标准评价评分低于1分或数据错误的。④治疗组与对照组的相似性低。⑤文献中的研究纳入了有其他严重疾病的病例，如患有产前严重抑郁症、严重失语、合并严重肺、肾、肝、心功能损害或伴血管性痴呆。⑤文献资料不全。

1.2 文献检索策略

数据库检索中国知网（CNKI）、维普数据库（VIP）、万方数据库（Wanfang database）、PubMed及Cochrane library中2020年9月前发表的有关中药汤剂治疗产后抑郁的临床研究文献。中文检索词：“产后抑郁”、“产后忧郁”等，“中药”、“方剂”、“汤剂”及“随机”等，英文检索词：“postpartum de⁃pression”、“puerperal depression”、“postnatal de⁃pression”；“traditional Chinese drugs”、“Chinese medical formula”、“decoction”。

1.3 质量评价

按照Jadad量表的治疗标准评价加上随机隐藏作为纳入研究的质量：①随机方法：由计算机产生的随机序列或随机数字表产生序列者2分；实验中提到随机分配，但未交代产生随机序列方法者1分；准随机或半随机试验，如按出生日期单双数、入院顺序者0分。②盲法：描述实施盲法的具体方法并且恰当者2分，提及采用盲法者1分，未提及或使用不恰当者0分。③退出与失访：详细描述退出与失访的病例数和退出的理由者1分；未提及退出或失访者0分。④分配隐藏：实施分组者不参与和纳入病例且由专人产生并采用不透光信封密封保存随机序列者1分，未提及者0分。

1.4 统计学方法

采用Cochrane Library提供的Rev Man 5.3评价软件进行Meta分析。对纳入研究结果进行异质性分析。计数资料用比值比（RR），计量资料用加权均数差（WMD），计算95%可信区间。当纳入文献异质性检验结果P＞0.05，I2＜25%时，采用固定效应模型作分析。反之，采用随机效应模型，对超过5篇的分析结果，采用漏斗图分析潜在的发表性偏倚。

2 结果

2.1 检索结果

初检30篇中文文献，阅读文献题名、摘要及全文后，根据纳入标准和排除标准共排除23篇，最后共纳入7篇文献，共683例患者，治疗组350例，对照组333例。

2.2 方法学质量

纳入文献均描述提及“随机”，单位提及随机方案的隐藏，均未提及脱落病例及脱落原因，均未提到盲法。评分得分≥3分的为高质量，得分=2分的为中质量，得分＜2分为低质量。经评价，所纳入的文献8篇均为中质量。见表1。

表1 纳入文献质量评价

2.3 Meta分析结果

2.3.1 HMAD量表积分疗效评价：3个研究［7，9-10］比较了中药汤剂与基础药物治疗的HMAD量表积分，异质性检验P=0.00001，I2=93%，具有较高的异质性，选用随机效应模型，合并效应量MD=［-2.91，95%CI（-3.18，-2.65），Z=21.35，P＜0.00001］，差异有统计学意义，表明在治疗产后抑郁的HMAD量表积分上，中药方剂疗效优于基础药物或心理疏导治疗，见图1。

图1 HAMD积分情况分析

2.3.2 SAS 量表积分：2个研究［4，6］比较了中药方剂治疗与基础药物治疗的焦虑自评量表积分，治疗1周时异质性检验P=0.79，I2=0，具有同质性，选用固定效应模型，合并效应量［MD=-6.61，95%CI（-7.54，-4.78），Z=8.74，P＜0.00001］，差异具有统计学意义；治疗2周时异质性检验P=0.69，I2=0，具有同质性，选用固定效应模型，合并效应量［MD=-8.25，95%CI（-9.34，-7.16），Z=14.83，P＜0.00001］，差异具有统计学意义；治疗4周时异质性检验P=0.003，I2=89%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应量［MD=-9.20，95%CI（ -10.15，-8.26），Z=19.12，P＜0.00001］，差异具有统计学意义；治疗8周时异质性检验P=0.89，I2=0%，具有同质性，选用固定效应模型，合并效应量［MD=-9.50，95%CI（-10.31，-8.81），Z=24.93，P＜0.00001］。

这两项研究整体的异质性检验P=0.0002，I2=76%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应量［MD=-9.56，95%CI（-10.31，-8.819），Z=35.55，P＜0.00001］，差异具有统计学意义，表明在治疗后进行SAS评分中，中药方剂治疗组低于基础药物组，中药方剂治疗组在SAS评分所反映的疗效优于基础药物组。见图2。

图2 SAS量表积分情况分析

2.3.2 MADRS量表积分：2个研究［4，6］比较了中药方剂治疗与基础药物治疗的蒙哥马利抑郁量表积分，治疗1周时异质性检验P=0.56，I2=0，具有同质性，选用固定效应模型，合并效应量［MD=-0.81，95%CI（-1.18，-0.43），Z=4.24，P＜0.00001］，差异具有统计学意义；治疗2周时异质性检验P=0.34，I2=0，具有同质性，选用固定效应模型，合并效应量［MD=-0.81，95%CI（-1.10，-0.51），Z=5.34，P＜0.00001］，差异具有统计学意义；治疗4周时异质性检验P=0.89，I2=89%，具有同质性，选用固定效应模型，合并效应量MD=-0.51，95%CI［ -0.77，-0.25］，Z=3.85，P=0.00001］，差异具有统计学意义；治疗8周时异质性检验P=0.17，I2=46%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应量［MD=-0.81，95%CI（-0.99，-0.62），Z=8.61，P＜0.00001］。

这两项研究整体的异质性检验P=0.44，I2=0%，具有同质性，选用固定效应模型，合并效应量［MD=-0.74，95%CI（-0.86，-0.61），Z=11.47，P＜0.00001］，差异具有统计学意义，表明在治疗后进行MADRS评分中，中药方剂治疗组低于基础药物组，中药方剂治疗组在MADRS评分所反映的疗效优于基础药物组。见图3。

图3 MADRS积分情况分析

2.3.4 中医证候积分 2个研究［5，8］比较了中药方剂治疗与基础药物治疗的中医证候积分，“情志不畅/情绪低落”积分异质性检验P＜0.0001，I2=98%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应量［MD=-0.37，95%CI（-0.43，-0.31），Z=12.71，P＜0.00001］，差异具有统计学意义；“烦躁易怒/心神不宁”异质性检验P＜0.0001，I2=98%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应量［MD=-0.46，95%CI（-0.51，-0.41），Z=18.06，P＜0.00001］，差异具有统计学意义；“夜不能寐/失眠多梦”异质性检验P＜0.0001，I2=98%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应量［MD=-0.45，95%CI（-0.50，-0.40），Z=17.01，P=0.00001］，差异具有统计学意义；“胸闷纳呆/乏力纳”差异质性检验P＜0.0001，I2=0%，具有同质性，选用固定效应模型，合并效应量［MD=-0.43，95%CI（-0.65，-0.40），Z=27.75，P＜0.00001］，差异具有统计学意义。

这两项研究整体的异质性检验P＜0.00001，I2=95%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应量［MD=-0.43，95%CI（-0.45，-0.41），Z=39.25，P＜0.00001］，差异具有统计学意义，表明在治疗后进行中医证候评分中，中药方剂治疗组低于基础药物组，中药方剂治疗组在中医证候评分所反映的疗效优于基础药物组。见图4。

图4 中医证候积分情况分析

2.3.5 性激素：4个研究［5-7，9］比较了中药方剂治疗与基础药物治疗的雌二醇和孕酮的变化，雌二醇异质性检验P=0.26，I2=26%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应量［MD=31.87，95%CI［27.85，35.90］，Z=15.52，P＜0.00001］，差异具有统计学意义；3个研究［5-6，9］比较了中药方剂治疗与基础药物治疗的雌二醇和孕酮的变化，孕酮异质性检验P=0.002，I2=89%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应量［MD=-12.16，95%CI（-12.49，-11.84），Z=73.92，P＜0.00001］，差异具有统计学意义。

这两项研究整体的异质性检验P＜0.00001，I2=99%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应量［MD=-11.88，95%CI（-12.21，-11.56），Z=72.44，P＜0.00001］，差异具有统计学意义，表明在中药方剂较基础药物治疗能更好地刺激雌二醇的分泌，抑制孕酮的分泌。中药方剂治疗组在血清内性激素含量所反映的疗效优于基础药物组。见图5。

图5 血清雌二醇（E2）和孕酮（P）浓度情况分析

2.3.6 五羟色胺和去甲肾上腺素：2个研究［7-8］比较了中药方剂治疗与基础药物治疗的五羟色胺和去甲肾上腺素的变化，五羟色胺异质性检验P=0.04，I2=76%，不具有同质性，选用随机效应模型，合 并 效 应 量［MD=33.81，95%CI（24.82，42.80），Z=7.37，P＜0.00001］，差异具有统计学意义；去甲肾上腺素异质性检验P=0.002，I2=89%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应 量［MD=58.60，95%CI（53.25，63.95，Z=21.47，P＜0.00001），差异具有统计学意义。

这两项研究整体的异质性检验P＜0.00001，I2=91%，不具有同质性，选用随机效应模型，合并效应量［MD=52.12，95%CI（47.52，56.72），Z=22.22，P＜0.00001］，差异具有统计学意义，表明在中药方剂抑制5-HT及NE分泌的能力优于基础药物治疗。中药方剂治疗组在血清内性激素含量所反映的疗效优于基础药物组。见图6。

图6 血清五羟色胺（5-HT）和NE浓度情况分析

3 讨论

本研究结果显示，中药方剂治疗产后抑郁具有一定的疗效，但由于缺乏大量高质量文献的纳入，及存在敏感性不确定的因素，影响结果的强度，因此上述结论需要谨慎看待。研究文献质量不高、缺乏统一的疗效指标是影响本文Meta分析结论最主要的原因：①7篇文章均只采用了简单的随机分组方法，未随机分配方案隐藏。②难以采用双盲法对受试者实施中药方剂治疗研究，而多数研究未对疗效评价者应用盲法，且多无空白对照的使用，在选择、实施和结果测量上可能产生偏倚，最终影响结果和论证强度。因纳入文献各没有安慰剂的使用，难以进行森林图分析。③无文献提及随访情况，没有文献提到病例的脱落，缺乏病例失访、退出的交待和分析，最终影响研究结论的真实度与可信度。④所纳入文献的样本量小，缺乏多中心、大样本的合作研究。⑤干预措施多而杂，不利于疗效的分析。⑥疗效指标缺乏统一的标准。本研究结果显示，在治疗产后抑郁症上中药方剂联合基础药物治疗是优于单纯基础药物治疗的。临床实践表明常规使用的抗抑郁药物不良反应较多，影响母乳喂养，且药效难以令人满意，而中药方剂是一种天然、温和的传统药物，安全性较高，内含多种中药成分，可参与到产后抑郁患者可能存在的脑神经损伤、激素分泌紊乱及神经递质分泌异常。目前，各具体组方药物的起效机制尚未明确，需要进一步开展多中心、大样本试验，但就临床效果而言，中药方剂治疗产后抑郁是一种值得推广的疗法。

利益冲突声明：作者声明本文无利益冲突。