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• 医学循证 •
注意偏向矫正疗法对抑郁患者干预效果的Meta分析
中国全科医学, 2022,25(17) : 2145-2151. DOI: 10.12114/j.issn.1007-9572.2022.0182
摘要
背景

注意偏向矫正（ABM）是近年来情绪调节领域研究的热点之一，指通过计算机程序反复训练个体对中性或正性刺激的关注以达到纠正其对负性刺激的注意偏向、改善异常认知的过程。近年来，国内外公开发表的ABM治疗抑郁的文献报道逐年增多，但评价指标较为分散，相关循证证据不足。

目的

系统评价ABM疗法对抑郁患者的干预效果。

方法

计算机检索PubMed、The Cochrane Library、EMBase、中国生物医学文献数据库（CBMdisc）、中国知网（CNKI）、万方数据知识服务平台和维普网（VIP），搜集有关ABM治疗抑郁患者的随机对照试验（RCT），检索时限均为建库至2021-12-31。干预措施：试验组采用基于计算机的ABM治疗；对照组实施同等条件下的安慰训练，包括空白对照、假ABM刺激等。主要结局指标包括汉密尔顿抑郁评定量表（HAMD/HRSD）、贝克抑郁量表（BDI）和流行病学研究中心抑郁量表（CES-D）评分；次要结局指标包括状态-特质焦虑量表（STAI）、冗思反应量表（RRS）评分。由两位研究者独立筛选文献、提取资料，并采用Cochrane提供的偏倚风险评估工具2.0版本（RoB 2.0）进行偏倚风险评价，采用RevMan 5.4和Stata 12.0软件进行Meta分析。

结果

最终纳入13篇文献，其中1篇文献提取为2个试验报告，共包含968例患者。13篇文献均为RCT，其中7篇文献评价为低偏倚风险，4篇文献评价为中偏倚风险，2篇文献评价为高偏倚风险。Meta分析结果显示，试验组抑郁水平、焦虑情绪及冗思反应的改善优于对照组（P≤0.05）；亚组分析：干预后随访时间<2个月时，试验组与对照组BDI-Ⅱ、HAMD评分比较，差异无统计学意义（P>0.05）；干预后随访时间≥2个月时，试验组与对照组BDI-Ⅱ评分比较，差异无统计学意义（P>0.05）。

结论

ABM疗法能明显改善抑郁患者的抑郁、焦虑及冗思反应，但该疗法的长期疗效仍需进一步研究。

引用本文: 夏海莎, 刘小菠, 苟馨云, 等.  注意偏向矫正疗法对抑郁患者干预效果的Meta分析 [J] . 中国全科医学, 2022, 25(17) : 2145-2151. DOI: 10.12114/j.issn.1007-9572.2022.0182.
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抑郁是一种慢性、高复发性精神疾病，以情绪低落、兴趣缺失为核心症状，并伴有明显的认知功能损害[1]。世界卫生组织（WHO）调查结果显示，2017年全球抑郁患者约有3.22亿，占世界人口的4.4%，已发展为严重危害人类健康的第二大疾病，预计到2030年将居于世界疾病负担首位[2]。抑郁患者常伴随不同程度的认知功能障碍，导致认知灵活性和社会心理功能受损，进而出现不可改变的负面注意偏向，主要表现在注意力、记忆力、处理和执行能力等方面[3]。

注意偏向指当个体受到外界刺激时对特定情绪刺激表现出选择性的注意倾向[4]。抑郁认知模式影响抑郁患者对认知过程的理解，早期的抑郁认知理论强调消极认知图式的重要性，当消极认知图式被启动，个体会激发大量的负性自动思维，并且注意力很难从这些负性思维中分离出来，从而导致抑郁状的产生和持续[5]。注意偏向矫正（attention bias modification，ABM）也称注意偏向训练，是一种基于注意认知理论的治疗方法，旨在通过电脑化干预来修正情绪障碍个体的注意偏向[6]。目前研究运用相对成熟的ABM模式包括：点探测任务/空间线索任务，视觉搜索任务及自由观看任务[7]。虽然已有研究探讨了ABM对抑郁的影响，然而不同研究结论不一致[8，9，10，11，12]，关于ABM治疗抑郁的疗效尚无定论。鉴于此，本研究通过Meta分析对ABM治疗抑郁患者的效果进行评价，评估ABM对患者抑郁、焦虑症状及冗思状态的影响，旨在为ABM改善抑郁患者的相关临床症状提供循证医学证据。

1　资料与方法
1.1　文献纳入与排除标准
1.1.1　纳入标准

（1）研究类型：随机对照试验（RCT），语种限定为中文或英文。（2）研究对象：①成年（≥16岁）患者；②根据《精神障碍诊断与统计手册》（DSM）[13]或《国际精神障碍统计分类手册（第十版）》（ICD-10）[14]诊断为抑郁，或符合经验证的抑郁评分量表的诊断标准[15]。（3）干预措施：试验组采用基于计算机的ABM治疗；对照组实施同等条件下的安慰训练，包括空白对照、假ABM刺激等；（4）结局指标：主要结局指标包括汉密尔顿抑郁评定量表（HAMD/HRSD）、贝克抑郁量表（BDI）和流行病学研究中心抑郁量表（CES-D）评分；次要结局指标包括状态-特质焦虑量表（STAI-T）、冗思反应量表（RRS）评分。

本研究价值：

本研究首次通过Meta分析对注意偏向矫正（ABM）治疗抑郁患者的效果进行评价，评估ABM对患者抑郁、焦虑症状及冗思状态的影响，旨在为ABM改善抑郁患者的相关临床症状提供循证医学证据。

本研究局限性：

（1）纳入文献均为中文及英文文献，可能存在语言偏倚；（2）由于研究采用的评价工具各异，存在较高的临床异质性，一定程度上影响了结果的真实性和可靠性，排除了明显临床异质性后，分析其异质性来源可能是纳入研究中ABM的训练任务、策略和刺激材料不一致；（3）部分结局指标纳入文献样本量仍不够充足，可能导致统计效能降低。

1.1.2　排除标准

（1）重复发表的文献；（2）数据无法获取的文献；（3）研究其他类型的认知偏差修正（如解释偏差修正）的文献。

1.2　文献检索策略

计算机检索PubMed、The Cochrane Library、EMBase、中国生物医学文献数据库（CBM）、中国知网（CNKI）、万方数据知识服务平台和维普网（VIP），搜集关于ABM治疗抑郁的RCT，检索年限为建库至2021-12-31。中文检索词：抑郁、忧郁、注意偏向训练、注意偏向矫正等；英文检索词：Depression、Depressive disorder、major、Depress*、MDD、Depressive syndrome*、Depressive neuroses、Endogenous depression*、Unipolar depression*、Dysthymi*、Dysthymic disorder、Emotional disorder*、Melancholia*、Attention* bias modification、Attention* training、ABM等，同时追溯相关文献的参考文献来补充获取文献。以PubMed为例，文献检索策略见图1。

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图1
PubMed文献检索策略
Figure 1
Strategy for searching RCTs about depression treated using attention bias modification in PubMed
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图1
PubMed文献检索策略
Figure 1
Strategy for searching RCTs about depression treated using attention bias modification in PubMed
1.3　文献筛选与资料提取

由2位研究者分别独立筛选文献、提取资料并交叉核对，如遇分歧，则咨询第三方协助判断，缺乏的资料尽量与作者联系予以补充。筛选文献时首先阅读文题和摘要，在排除明显不相关的文献后，进一步阅读全文，以确定最终是否纳入。采用统一表格提取资料，资料提取内容主要包括：第一作者、发表年份、国家、诊断标准、样本量、年龄、任务类型、刺激材料、刺激位置、干预时间、试验组干预方法、测量时间及结局指标。

1.4　文献质量评价

按照Cochrane系统评价员手册6.1推荐的偏倚风险评估工具2.0版本（RoB 2.0）[16]进行文献质量评价，由2位研究者分别对纳入文献的随机化过程、偏离既定干预、结局数据缺失、结局测量过程和结果选择性报告5个方面可能产生的偏倚进行评价，汇总偏倚风险评估结果。评价如遇分歧，则讨论、协商决定。

1.5　统计学方法

采用RevMan 5.4和Stata 12.0软件进行Meta分析。计量资料采用标准化均数差（SMD）为效应指标，各效应量均给出其点估计值和95%CI。纳入研究结果间的异质性采用χ2检验进行分析（检验水准α=0.1），同时结合I2定量判断异质性的大小。若I2<50%，P≥0.1，表示纳入研究间的异质性较小，采用固定效应模型进行Meta分析；若I2≥50%，P<0.1，表示研究间的异质性较大，需进一步分析异质性来源，在排除明显临床异质性后，采用随机效应模型进行Meta分析。明显的临床异质性采用亚组分析或敏感性分析等方法进行处理，或只行描述性分析。通过漏斗图、Begg's和Egger's检验评估发表偏倚。以P≤0.05为差异有统计学意义。

2　结果
2.1　文献筛选结果

初检出相关文献3 002篇，经逐层筛选后，最终纳入13篇文献[8，9，12，17，18，19，20，21，22，23，24，25，26]，其中1篇文献[17]提取为2个试验报告（Baert 2010a；Baert 2010b），共包含968例患者，文献筛选流程见图2。

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图2
文献筛选流程图
Figure 2
Flow chart for screening RCTs about depression treated using attention bias modification
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图2
文献筛选流程图
Figure 2
Flow chart for screening RCTs about depression treated using attention bias modification
2.2　纳入文献的基本特征及质量评价

13篇文献[8，9，12，17，18，19，20，21，22，23，24，25，26]均为RCT，根据Cochrane偏倚风险评估标准，其中7篇文献[9，12，18，19，23，24，26]评价为低偏倚风险，4篇文献[8，17，20，21]评价为中偏倚风险，2篇文献[22，25]评价为高偏倚风险，见表1，图3，图4。

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图3
纳入研究的整体偏倚风险评价
Figure 3
Overall risk of bias assessment of included RCTs about depression treated using attention bias modification
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图3
纳入研究的整体偏倚风险评价
Figure 3
Overall risk of bias assessment of included RCTs about depression treated using attention bias modification
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图4
纳入研究的个体偏倚风险评价图
Figure 4
Risk of bias assessment for each included RCT about depression treated using attention bias modification
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图4
纳入研究的个体偏倚风险评价图
Figure 4
Risk of bias assessment for each included RCT about depression treated using attention bias modification
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表1

纳入文献的基本特征

Table 1

Basic characteristics of included RCTs about depression treated using attention bias modification

表1

纳入文献的基本特征

Table 1

Basic characteristics of included RCTs about depression treated using attention bias modification

第一作者发表年份（年）国家诊断标准样本量（T/C）年龄（T/C，岁）任务类型刺激材料刺激位置干预时间试验组干预方法测量时间结局指标
DAI[8]2019中国DSM-Ⅳ/HAMD≥2016/1638.31±11.73/39±10.27点探测任务正性/中性/负性图像上下10 d1次/d，480个试验/次干预后，干预后1个月②
YANG[9]2015中国DSM-Ⅳ/BDI-Ⅱ>1427/2719.44±1.58/19.52±0.89点探测任务中性/负性词语上下2周4次/周干预后，干预后4周、3个月①②④⑤
BØ[12]2021挪威MINI153/14840.2±12.7/41.5±13.6点探测任务正性/中性/负性图像上下14 d2次/d，96个试验/次干预后②
BAERT[17]2010a比利时BDI-Ⅱ>1917/1320.12/20.54空间线索任务正性/中性/负性词语左右10 d1次/d，220个试验/次干预后①⑤
BAERT[17]2010b比利时DSM-Ⅳ15/2039.87/46.30空间线索任务正性/中性/负性词语左右10 d1次/d，220个试验/次干预后①⑤
HILLAND[18]2020挪威DSM/ICD-1064/7039.09±12.80/39.65±13.54点探测任务正性/中性/负性图像上下14 d2次/d，96个试验/次干预后①
KREJTZ[19]2018波兰DSM-Ⅳ33/2736.12±13.28/33.96±12.80点探测任务正性/中性词语/图像上下14 d1次/d，90个试验/次干预后③④
WOOLRIDGE[20]2021加拿大MINI20/2044.90±13.99/44.15±15.27自由浏览任务正性/负性图像随机1周3次干预后①
SHAMAI-LESHEM[21]2020以色列DSM-Ⅳ/ICD-1030/3043.37±10.89/40.33±12.91自由浏览任务正性/负性图像随机—2次/周，60个试验/次干预后，干预后3个月①
刘文鑫[22]2018中国ICD-10/HAMD≥1726/2737.38±8.09/36.81±7.60空间线索任务中性/负性词语上下2周，4周3次/周，320个试验/次干预后②
汪美玲[23]2020中国DSM-Ⅳ/BDI-Ⅱ≥1312/1217.75±0.62/18.25±1.14点探测任务正性/中性/负性词语上下3周13次干预后，干预后7、13周①④⑤
王俐佳[24]2018中国BDI-Ⅱ>1323/2419.20±1.06/19.54±1.87点探测任务正性/中性/负性图像左右4周2次/周，168个试验/次干预后，干预后3个月①
魏敏[25]2020中国CES-D>2034/3434.2±4.3/35.8±4.4点探测任务中性/负性词语—4周，24周—干预后③
郑志芳[26]2018中国DSM-Ⅳ/BDI-Ⅱ≥1315/1517.80±0.67/18.20±1.08点探测任务正性/中性/负性词语上下3周13次干预后，干预后4周①④⑤

注：DSM=《精神障碍诊断和统计手册》，ICD-10=《国际精神障碍统计分类手册（第十版）》，MINI=简明国际神经精神访谈；T为试验组，C为对照组；—表示未报道；结局指标：①表示贝克抑郁量表（BDI-Ⅱ）评分，②表示汉密尔顿抑郁量表（HAMD/HDRS）评分，③表示流行病学研究中心抑郁量表（CES-D）评分，④表示状态-特质焦虑量表（STAI-T）评分，⑤表示冗思反应量表（RRS）评分

2.3　Meta分析结果
2.3.1　ABM对抑郁情绪的总体影响

13篇文献[8，9，12，17，18，19，20，21，22，23，24，25，26]分别采用BDI-Ⅱ、HAMD、CES-D评价了ABM对患者抑郁情绪的影响，共纳入患者968例，其中试验组485例，对照组483例。由于研究测量工具不一致，采用SMD将研究结果进行合并。各研究间异质性较大（I2=91%），采用随机效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组抑郁评分比较，差异有统计学意义〔SMD=-0.58，95%CI（-1.04，-0.11），P=0.01〕。8篇文献[9，17，18，20，21，23，24，26]采用BDI-Ⅱ量表评估，各研究间存在较大异质性（I2=87%），故采用随机效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组BDI-Ⅱ评分比较，差异无统计学意义〔SMD=-0.30，95%CI（-0.86，0.26），P>0.05〕。3篇文献[8，12，22]报道了HAMD评分，研究间异质性较大（I2 =56%），故采用随机效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组HAMD评分比较，差异无统计学意义〔SMD=-0.30，95%CI（-0.71，0.12），P>0.05〕。2篇文献[19，25]报道了CES-D评分，研究间不存在异质性（I2=0%）但因部分亚组内具有统计学异质性，故采用随机效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组CES-D评分比较，差异有统计学意义〔SMD=-2.16，95%CI（-2.61，-1.72），P<0.000 01〕，见图5A。

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图5
试验组与对照组患者抑郁评分比较的森林图
Figure 5
Forest plot for comparison of depression scores in experimental group and control group
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注：ABM=注意偏向矫正；A为ABM干预后，B为ABM干预后随访<2个月，C为ABM干预后随访≥2个月

图5
试验组与对照组患者抑郁评分比较的森林图
Figure 5
Forest plot for comparison of depression scores in experimental group and control group

根据纳入研究的基本特征，从不同结局指标评定时间进行亚组分析，并根据随访时间分为干预后2个月内以及干预后2个月以上，探讨ABM对患者抑郁情绪的长期影响。4篇文献[8，9，23，26]对ABM干预后随访时间<2个月进行评价，各研究间异质性较大（I2=85%），采用随机效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组抑郁评分比较，差异无统计学意义〔SMD=-0.89，95%CI（-1.88，0.11），P>0.05〕；其中3篇文献[9，23，26]报道了BDI-II评分，试验组与对照组BDI-Ⅱ评分比较，差异无统计学意义〔SMD=-0.72，95%CI（-2.09，0.65），P>0.05〕。1篇文献[8]报道了HAMD评分，试验组与对照组HAMD评分比较，差异有统计学意义〔SMD=-1.37，95%CI（-2.15，-0.59），P=0.000 6〕，见图5B；4篇文献[9，21，23，24]对ABM干预后随访时间≥ 2个月进行BDI-Ⅱ评分评价，各研究间存在异质性（I2=47%），故采用随机效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组BDI-Ⅱ评分比较，差异无统计学意义〔SMD=-0.31，95%CI（-0.77，0.15），P>0.05〕，见图5C。

2.3.2　ABM对抑郁患者焦虑情绪的影响

5篇文献[8，9，19，23，26]分别采用STAI-T、BAI量表评价了ABM对抑郁患者焦虑评分的影响，共纳入患者200例，其中试验组103例，对照组97例。由于研究测量工具不一致，故采用SMD将研究结果进行合并。各研究间异质性较大（I2=65%），采用随机效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组焦虑评分比较，差异有统计学意义〔SMD=-2.70，95%CI（-4.86，-0.54），P=0.01〕。4篇文献[9，19，23，26]报道了STAI-T评分，共纳入患者168例，其中试验组87例，对照组81例；各研究间异质性较大（I2=89%），采用随机效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组与对照组STAT-T评分比较，差异无统计学意义〔SMD=-1.05，95%CI（-2.09，-0.00），P=0.05〕。见图6。

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图6
试验组与对照组患者焦虑评分比较的森林图
Figure 6
Forest plot for comparison of anxiety scores in experimental group and control group
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图6
试验组与对照组患者焦虑评分比较的森林图
Figure 6
Forest plot for comparison of anxiety scores in experimental group and control group
2.3.3　ABM对抑郁患者冗思反应的影响

4篇文献[9，17，23，26]采用RRS评价了ABM对抑郁患者冗思反应的影响，共纳入患者173例，其中试验组86例，对照组87例。各研究间不存在异质性（I2=0%），采用固定效应模型进行Meta分析，结果显示，试验组RRS评分较对照组降低，差异有统计学意义〔SMD=-0.46，95%CI（-0.77，-0.16），P=0.003〕，见图7。

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图7
试验组与对照组患者冗思评分比较的森林图
Figure 7
Forest plot for comparison of ruminative responses scores in experimental group and control group
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图7
试验组与对照组患者冗思评分比较的森林图
Figure 7
Forest plot for comparison of ruminative responses scores in experimental group and control group
2.4　发表偏倚

本研究对治疗后抑郁评分这一结局指标进行Begg's和Egger's检验，P值分别为0.661和0.144，提示存在发表偏倚的可能性较小（图8）。

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图8
抑郁评分相关文献发表偏倚的漏斗图
Figure 8
Funnel plot assessing the publication bias regarding the assessment of post-treatment depression
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图8
抑郁评分相关文献发表偏倚的漏斗图
Figure 8
Funnel plot assessing the publication bias regarding the assessment of post-treatment depression
2.5　敏感性分析

通过逐一剔除纳入研究进行敏感性分析，在逐一剔除过程中总体效应值未发生明显变化，提示由单个研究引起的偏倚较小，Meta分析结果较为稳健（图9）。

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图9
以抑郁为结局指标的敏感性分析图
Figure 9
Sensitivity analysis with depression improvement as an outcome index
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注：A为ABM干预后，B为ABM干预后随访时间<2个月，C为ABM干预后随访时间≥2个月

图9
以抑郁为结局指标的敏感性分析图
Figure 9
Sensitivity analysis with depression improvement as an outcome index
3　讨论

抑郁是一种常见的临床疾病，精神心理学专家认为注意偏向的改变是影响抑郁患者认知功能恢复的关键机制。ABM是近年来临床治疗抑郁的一种新技术，其建立在心理认知学的基础上，旨在利用计算机注意力训练矫正抑郁患者的异常注意偏向。

本研究基于纳入的13篇文献，通过Meta分析评估了ABM对患者抑郁、焦虑情绪及冗思反应的疗效。根据抑郁指标评定时间进行亚组分析，结果显示，ABM疗法治疗效果较优，与以往研究结果一致[9，19，27]，但该结局指标的评价量表较多，不同量表分析结果不一致。因此，对该研究结果应谨慎解读，为获得更可靠的结果，后续研究可统一评估工具，继续开展大样本、高质量的RCT进一步验证。在随访阶段，试验组与对照组的治疗效果差异无统计学意义，这可能归因于纳入研究干预周期较短，在抑郁患者认知观念扭曲情况下，短时间内难以纠正其注意偏向，降低了随访期的干预效果。未来研究可适当延长干预时间，并尽可能地排除混杂因素的影响，加强对抑郁患者的实时追踪和病情管理，同时融合眼动追踪技术，增强患者的人机互动体验，提高患者依从性。

焦虑常与抑郁并存，是抑郁发生和复发的一个危险因素。流行病学数据显示，约85%的抑郁患者存在明显的焦虑症状[28]，这类共病患者的社会功能及生活质量损害严重，并会影响个体的治疗效果及预后。HANG等[29]通过Meta分析发现，ABM在改善青少年的焦虑状态及注意偏向效果上有显著优势。本研究对基于抑郁人群的焦虑症状指标的数据进行Meta分析，结果显示，ABM疗法可明显减轻抑郁患者焦虑情绪，与已有研究结果一致[6，29]，分析其原因是ABM疗法暂时转移了个体对负性信息的注意力，从而缓解了焦虑情绪。然而，本研究纳入的文献间存在较大的异质性，分析其异质性来源可能与干预时间以及样本量不同有关。

冗思是抑郁的一个核心特征，与注意偏向密切相关[30]。近期研究将注意力与冗思反应紧密结合，认为抑郁个体难以从负性思维方式中脱离并使冗思反应得到维持，进而导致抑郁状和发作次数增加[31]。本研究对冗思反应指标进行Meta分析，结果显示，ABM疗法可缓解抑郁患者冗思反应，与已有研究相符[9]，提示ABM在减轻抑郁状方面的作用可能是通过改变冗思反应来调节的。但因相关文献数量有限，为获得更可靠的结果，仍需高质量研究进一步验证。

综上所述，ABM疗法可改善抑郁患者的抑郁、焦虑及冗思反应，但对随访期的抑郁改善效果尚不明确。未来的研究应在保证方法学质量基础上进一步完善干预内容，同时考虑将ABM疗法应用于抑郁发展的不同阶段，进一步验证其对抑郁患者的干预效果。受纳入研究数量和质量限制，上述结论尚有待更多高质量研究予以验证。

利益冲突
利益冲突

本文无利益冲突。

参考文献
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