瑜伽干预下背痛效果的 Meta 分析_中国循证医学杂志

作者：

康玉杰 ,  于红妍 , 辛谭思祺 , 陈兆坤

上海交通大学体育系（上海 200240）;

关键词：

瑜伽下背痛系统评价 Meta分析随机对照试验

DOI：

10.7507/1672-2531.201906089

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摘要 全文 图表 视频 参考文献

目的系统评价瑜伽治疗下背痛的有效性。方法计算机检索 Web of Science、BBSCO Academic Source Complete、Elsevier Science Direct、Scopus、PubMed、WanFang Data 和 CNKI 数据库，搜集有关瑜伽治疗下背痛有效性的随机对照试验（randomized controlled trial，RCT），检索时限均从建库至 2019 年 11 月 4 日。由 2 名研究者独立筛选文献、提取资料并评价纳入研究的偏倚风险后，采用 RevMan 5.3 软件进行 Meta 分析。结果共纳入 14 个 RCT，包括 1 684 例患者。Meta 分析结果显示：与常规治疗相比，瑜伽治疗下背痛的 RMDQ 问卷评分更低［MD=–1.86，95%CI（–2.39，–1.33），P< 0.000 01］，其差异有统计学意义。亚组分析结果显示，不同患者锻炼频率、下背痛程度、致因、干预周期、样本量等亚组的瑜伽治疗效果均优于常规治疗组，差异均有统计学意义。结论现有证据表明，瑜伽治疗下背痛能取得更好疗效。受纳入研究数量和质量限制，上述结论尚需开展更多高质量研究予以验证。

下背痛现已成为生活中最常见的慢性病之一。约 40% 的下背痛患者报告使用过非药物的补充疗法^[1]。美国内科医师学会和美国疼痛学会建议采用瑜伽作为治疗下背痛的手段之一^[2]。有研究显示，美国有超过一半的下背痛患者使用过瑜伽疗法^[3]。瑜伽是一种包括放松和冥想的锻炼方式，不仅可以缓解身体疼痛问题，还可以改善患者整体情绪^{[4, 5]}。

目前国内外已有多项研究^[6-9]证实瑜伽具有缓解下背痛的效果。但这些研究普遍存在干预效果差异大、年代跨度大、结局指标不统一等问题，造成瑜伽干预下背痛的临床方案缺乏一致性，且证据零散。目前下背痛较为流行的评价指标采用罗兰莫里斯残疾问卷（Roland Morris disability questionnaire，RMDQ）和 Oswestry 功能障碍指数（Oswestry disability index，ODI）^{[10, 11]}，尤以前者最为常用。因此，本研究以 RMDQ 为结局指标，系统评价瑜伽干预下背痛的临床效果，以期为临床实践提供可借鉴的依据。

1 资料与方法

1.1 纳入与排除标准

1.1.1 研究类型

随机对照试验（randomized controlled trial，RCT）。

1.1.2 研究对象

下背痛成人患者，其种族、国籍、病程不限。

1.1.3 干预措施

试验组：采用瑜伽或常规治疗+瑜伽，对照组：采用常规治疗。

1.1.4 结局指标

RMDQ 评分，分数越高表明功能障碍程度越高^[12]。

1.1.5 排除标准

① 非中、英文文献；② 重复发表的文献；③ 研究数据有缺陷（基线相差太大）；④ 数据不完整或无法获取原始数据。

1.2 检索策略

计算机检索 Web of Science、BBSCO Academic Source Complete、Elsevier Science Direct、Scopus、PubMed、WanFang Data 和 CNKI 数据库，搜集有关瑜伽治疗下背痛有效性的随机对照试验（randomized controlled trial，RCT），检索时限均从建库至 2019 年 11 月 4 日。此外，追溯纳入文献的参考文献，以补充获取相关文献。检索采取主题词和自由词相结合的方式。英文检索词包括：Yoga、Yoga classes、low back pain、chronic low back pain 等；中文检索词包括：瑜伽、腰肌劳损、腰椎间盘突出等。以 Web of Science 为例，其具体检索策略见框 1。

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1.3 文献筛选及资料提取

由 2 名研究者独立筛选文献、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。文献筛选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。资料提取内容主要包括：① 纳入研究的基本信息，包括第一作者、国家/地区、发表时间等；② 研究对象的基线特征，包括各组的样本数、患者的年龄、性别等；③ 干预措施的具体细节（时间、周期、频率）；④ 偏倚风险评价的关键要素；⑤ 所关注的结局指标和结果测量数据。

1.4 纳入研究的偏倚风险评价

由 2 名评价员独立采用 Cochrane 协作网 RCT 偏倚风险评价工具^[13]评价纳入 RCT 的偏倚风险。

1.5 统计分析

采用 RevMan 5.3 软件进行 Meta 分析。RMDQ 评分为计量资料，采用均数差（MD）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（检验水准为 α=0.1），同时结合 I² 定量判断异质性的大小^{[14, 15]}。若各研究结果间无统计学异质性，则采用固定效应模型进行 Meta 分析；若各研究结果间存在统计学异质性，则进一步分析异质性来源，在排除明显临床异质性的影响后，采用随机效应模型进行 Meta 分析^[16-18]。另外，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。

2 结果

2.1 文献筛选流程及结果

初检共获得相关文献 1 678 篇，经逐层筛选后，最终纳入 14 个 RCT^[19-32]，包括 1 684 例患者。文献筛选流程及结果见图 1。

图1 文献筛选流程及结果

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2.2 纳入研究的基本特征与偏倚风险评价结果

纳入研究的基本特征见表 1，偏倚风险评价结果见表 2。

表1 纳入研究的基本特征

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表1 纳入研究的基本特征

纳入研究	国家	例数（T/C）	年龄（岁）		干预措施		干预时间（周）	干预频率（次/周）
纳入研究	国家	例数（T/C）	T	C	T	C	干预时间（周）	干预频率（次/周）
Sherman 2011^[19]	美国	81/44	46.6±9.8	50.8±9.1	瑜伽	常规自理	12	7
Wattamwar 2012^[20]	印度	12/12	20.0～50.0		瑜伽	常规治疗	10	3
Standaert 2007^[21]	美国	34/34	44.0		瑜伽	常规治疗	12	7
Grotle 2017^[22]	挪威	127/64	18.0～64.0		瑜伽	常规自理	12	−
Ostrovsky 2017^[23]	美国	141/141	−	−	瑜伽	常规自理	12	1
Saper 2016^[24]	美国	128/64	≥18.0		瑜伽	常规自理	12	1
Tilbrook 2014^[25]	英国	93/157	−	−	瑜伽	常规治疗	12	−
Highland 2018^[26]	美国	23/12	18.0～68.0		瑜伽	常规治疗	8	−
Cox 2010^[27]	英国	6/9	39.0	51.0	瑜伽	常规治疗	12	1
Tilbrook 2011^[28]	英国	156/157	46.4±11.3	46.3±11.5	瑜伽	常规治疗	12	2
Monro 2015^[29]	英国	27/30	36.0±7.3	37.0±6.4	瑜伽	常规治疗	12	7
张明军2012^[30]	中国	14/14	37.0		瑜伽	常规康复（药物、针灸、按摩）	12	−
江领群2017^[31]	中国	23/21	47.0±6.0	46.0±8.0	瑜伽	常规康复（药物、针灸、推拿）	12	−
李海2010^[32]	中国	30/30	48.0±8.0	44.0±9.0	瑜伽	常规康复（药物、针灸、推拿）	2	7
T：试验组；C：对照组；−：未报道。

表2 纳入研究的偏倚风险评价结果

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表2 纳入研究的偏倚风险评价结果

纳入研究	随机方法	盲法	分配隐藏	结果数据完整性	选择性报告研究结果	其他偏倚来源
Sherman 2011^[19]	不清楚	不清楚	密封信封	不清楚	无	不清楚
Wattamwar 2012^[20]	替代彩票法	不清楚	不清楚	完整	无	不清楚
Standaert 2007^[21]	不清楚	单盲	不清楚	不清楚	无	不清楚
Grotle 2017^[22]	不清楚	不清楚	不清楚	有退出，未 ITT 分析	无	不清楚
Ostrovsky 2017^[23]	不清楚	不清楚	不清楚	不清楚	无	不清楚
Saper 2016^[24]	不清楚	不清楚	不清楚	不清楚	无	不清楚
Tilbrook 2014^[25]	不清楚	不清楚	不清楚	有失访，ITT 分析	无	不清楚
Highland 2018^[26]	计算机随机	不清楚	密封信封	完整	无	不清楚
Cox 2010^[27]	计算机随机	不清楚	不清楚	完整	无	不清楚
Tilbrook 2011^[28]	计算机随机	单盲	不清楚	有退出，未 ITT 分析	无	不清楚
Monro 2015^[29]	计算机随机	单盲	不清楚	不清楚	无	不清楚
张明军2012^[30]	不清楚	不清楚	不清楚	完整	无	不清楚
江领群2017^[31]	随机数字表	不清楚	不清楚	不清楚	无	不清楚
李海2010^[32]	患者可获得性分配	不清楚	不清楚	不清楚	无	不清楚

2.3 Meta 分析结果

2.3.1 RMDQ 评分

共纳入 14 个 RCT^[19-32]，包括 1 684 例患者。固定效应模型 Meta 分析结果显示：瑜伽组 RMDQ 评分明显低于常规治疗组［MD=−1.86，95%CI（−2.39，−1.33），P<0.000 01］，其差异有统计学意义（图 2）。

图2 瑜伽与常规治疗下背痛 RMDQ 评分比较的 Meta 分析

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2.3.2 亚组分析结果

2.3.2.1 干预周期

共纳入 14 个 RCT^[19-32]，包括 1 684 例患者。固定效应模型 Meta 分析结果显示在干预周期为 12 周和非 12 周的亚组，瑜伽组 RMDQ 评分均明显低于常规治疗组，其差异均有统计学意义（表 3）。

表3 瑜伽与常规治疗下背痛 RMDQ 评分比较 Meta 分析亚组分析结果

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表3 瑜伽与常规治疗下背痛 RMDQ 评分比较 Meta 分析亚组分析结果

亚组分析	纳入研究数	异质性检验结果		效应模型	Meta 分析结果
亚组分析	纳入研究数	P 值	I² 值	效应模型	MD（95%CI）	P 值
干预周期
12 周	11^{[19, 21-25, 27-31]}	0.41	3%	固定	−1.98（−2.58，−1.38）	<0.000 01
非 12 周	3^{[20, 26, 32]}	0.10	57%	固定	−1.38（−2.56，−0.21）	0.02
锻炼频率
每天	4^{[19, 21, 29, 32]}	0.89	0%	固定	−2.82（−3.95，−1.70）	<0.000 01
非每天	10^{[20, 22-28, 30, 31]}	0.24	22%	固定	−1.58（−2.18，−0.98）	<0.000 01
样本量
小于 60	6^{[20, 26, 27, 29-31]}	0.36	9%	固定	−1.78（−2.69，−0.86）	0.000 1
60～100	2^{[21, 32]}	0.88	0%	固定	−3.58（−6.11，−1.06）	0.005
大于 100	6^{[19, 22-25, 28]}	0.14	40%	固定	−1.78（−2.46，−1.10）	<0.000 01
疼痛程度（疼痛评分）
11 分以下	7^{[19, 21-23, 26-28]}	0.29	18%	固定	−1.76（−2.43，−1.08）	<0.000 01
大于 11 分	4^[29-32]	0.89	0%	固定	−2.72（−3.99，−1.44）	<0.000 1
致病因素
慢性下背痛（非特异）	11^{[19-28, 30]}	0.20	26%	固定	−1.72（−2.29，−1.16）	<0.000 01
腰椎间盘突出症	3^{[29, 31, 32]}	0.75	0%	固定	−2.81（−4.31，−1.30）	0.000 3

2.3.2.2 锻炼频率

共纳入 14 个 RCT^[19-32]，包括 1 684 例患者。固定效应模型 Meta 分析结果显示：在每天锻炼和非每天锻炼的亚组，瑜伽组 RMDQ 评分均明显低于常规治疗组，其差异均有统计学意义（表 3）。

2.3.2.3 样本量

共纳入 14 个 RCT^[19-32]，包括 1 684 例患者。固定效应模型 Meta 分析结果显示：在样本量小于 60 例、60～100 例和大于 100 例的亚组，瑜伽组 RMDQ 评分均明显低于常规治疗组，其差异均有统计学意义（表 3）。

2.3.2.4 疼痛程度

共纳入 11 个 RCT^{[19, 21-23, 26-32]}，包括 1 281 例患者。固定效应模型 Meta 分析结果显示：在疼痛评分≤11 分和>11 分的亚组，瑜伽组 RMDQ 评分均明显低于常规治疗组，其差异均有统计学意义（表 3）。

2.3.2.5 致病因素

共纳入 14 个 RCT^[19-32]，包括 1 684 例患者。固定效应模型 Meta 分析结果显示：在非特异和腰椎间盘突出症的亚组，瑜伽组 RMDQ 评分均明显低于常规治疗组，其差异均有统计学意义（表 3）。

2.4 发表偏倚

针对 RMDQ 评分结局指标绘制漏斗图检验发表偏倚，各研究点基本位于漏斗图顶部，左右分布稍不对称，提示有可能存在发表偏倚（图 3）。

图3 瑜伽与常规治疗比较治疗下背痛 RMDQ 评分的漏斗图

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3 讨论

本次 Meta 分析共纳入 14 个 RCT，包括 1 684 例患者。Meta 分析结果显示：与常规治疗相比，瑜伽治疗下背痛的 RMDQ 问卷评分更低［MD=−1.86，95%CI（−2.39，−1.33），P<0.000 01］，其差异有统计学意义，这与以往研究^[33-35]结果相似。

本次 Meta 分析结果显示纳入研究间的异质性不高，但为了进一步探索瑜伽治疗下背痛效果的可能影响因素，我们从干预周期、锻炼频率、样本量、疼痛程度和致病因素等方面进行了亚组分析。亚组分析结果显示，所有亚组的结果与总结果相比均未发生方向性改变，结果的稳定性较高。从干预周期上看，干预周期为 12 周的时候，似乎具有更好疗效；干预周期为非 12 周亚组的有效性稍低，但由于 2 个亚组之间差异太小，且非 12 周亚组仅纳入 3 个研究，该结论可信度不高。从锻炼频率来看，锻炼频率为每天的亚组效果可能更好，且两亚组间结果存在一定差异，提示瑜伽锻炼强度较温和，每天进行锻炼可能取得更好效果。从不同下背痛程度来看，2 个亚组差异不大，下背痛程度高的亚组效应量更大，可能是下背痛程度高的受试者在日常生活中受疼痛的影响较大，经过瑜伽治疗后改善效果可能较明显。从不同致病因素来看，2 个亚组差异不大，腰椎间盘突出症亚组效应量较大，可能由于腰椎间盘突出症属于急性病情，对人体影响程度大，经过一段时间瑜伽治疗后，恢复效果明显，而慢性下背痛是一种长期症状，对生活影响较小，干预后人体感觉相对不明显。

本研究的局限性：① 本研究没有纳入未发表的文献，漏斗图提示可能存在一定的发表偏倚，可能夸大了阳性结果^[39]；② 部分纳入研究的样本量偏少或未采用盲法和分配隐藏，导致分配和实施阶段均存在一定偏倚，影响结论的准确性；③ 目前评价下背痛治疗效果的指标并不统一，本文仅采用了较为常用的 RMDQ 评分，下一步可对更多结局指标进行分析。

综上所述，现有证据表明，瑜伽治疗下背痛能取得更好疗效。受纳入研究数量和质量限制，上述结论尚需开展更多高质量研究予以验证。

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图1 文献筛选流程及结果

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表1 纳入研究的基本特征

纳入研究	国家	例数（T/C）	年龄（岁）		干预措施		干预时间（周）	干预频率（次/周）
纳入研究	国家	例数（T/C）	T	C	T	C	干预时间（周）	干预频率（次/周）
Sherman 2011^[19]	美国	81/44	46.6±9.8	50.8±9.1	瑜伽	常规自理	12	7
Wattamwar 2012^[20]	印度	12/12	20.0～50.0		瑜伽	常规治疗	10	3
Standaert 2007^[21]	美国	34/34	44.0		瑜伽	常规治疗	12	7
Grotle 2017^[22]	挪威	127/64	18.0～64.0		瑜伽	常规自理	12	−
Ostrovsky 2017^[23]	美国	141/141	−	−	瑜伽	常规自理	12	1
Saper 2016^[24]	美国	128/64	≥18.0		瑜伽	常规自理	12	1
Tilbrook 2014^[25]	英国	93/157	−	−	瑜伽	常规治疗	12	−
Highland 2018^[26]	美国	23/12	18.0～68.0		瑜伽	常规治疗	8	−
Cox 2010^[27]	英国	6/9	39.0	51.0	瑜伽	常规治疗	12	1
Tilbrook 2011^[28]	英国	156/157	46.4±11.3	46.3±11.5	瑜伽	常规治疗	12	2
Monro 2015^[29]	英国	27/30	36.0±7.3	37.0±6.4	瑜伽	常规治疗	12	7
张明军2012^[30]	中国	14/14	37.0		瑜伽	常规康复（药物、针灸、按摩）	12	−
江领群2017^[31]	中国	23/21	47.0±6.0	46.0±8.0	瑜伽	常规康复（药物、针灸、推拿）	12	−
李海2010^[32]	中国	30/30	48.0±8.0	44.0±9.0	瑜伽	常规康复（药物、针灸、推拿）	2	7
T：试验组；C：对照组；−：未报道。

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表2 纳入研究的偏倚风险评价结果

纳入研究	随机方法	盲法	分配隐藏	结果数据完整性	选择性报告研究结果	其他偏倚来源
Sherman 2011^[19]	不清楚	不清楚	密封信封	不清楚	无	不清楚
Wattamwar 2012^[20]	替代彩票法	不清楚	不清楚	完整	无	不清楚
Standaert 2007^[21]	不清楚	单盲	不清楚	不清楚	无	不清楚
Grotle 2017^[22]	不清楚	不清楚	不清楚	有退出，未 ITT 分析	无	不清楚
Ostrovsky 2017^[23]	不清楚	不清楚	不清楚	不清楚	无	不清楚
Saper 2016^[24]	不清楚	不清楚	不清楚	不清楚	无	不清楚
Tilbrook 2014^[25]	不清楚	不清楚	不清楚	有失访，ITT 分析	无	不清楚
Highland 2018^[26]	计算机随机	不清楚	密封信封	完整	无	不清楚
Cox 2010^[27]	计算机随机	不清楚	不清楚	完整	无	不清楚
Tilbrook 2011^[28]	计算机随机	单盲	不清楚	有退出，未 ITT 分析	无	不清楚
Monro 2015^[29]	计算机随机	单盲	不清楚	不清楚	无	不清楚
张明军2012^[30]	不清楚	不清楚	不清楚	完整	无	不清楚
江领群2017^[31]	随机数字表	不清楚	不清楚	不清楚	无	不清楚
李海2010^[32]	患者可获得性分配	不清楚	不清楚	不清楚	无	不清楚

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图2 瑜伽与常规治疗下背痛 RMDQ 评分比较的 Meta 分析

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表3 瑜伽与常规治疗下背痛 RMDQ 评分比较 Meta 分析亚组分析结果

亚组分析	纳入研究数	异质性检验结果		效应模型	Meta 分析结果
亚组分析	纳入研究数	P 值	I² 值	效应模型	MD（95%CI）	P 值
干预周期
12 周	11^{[19, 21-25, 27-31]}	0.41	3%	固定	−1.98（−2.58，−1.38）	<0.000 01
非 12 周	3^{[20, 26, 32]}	0.10	57%	固定	−1.38（−2.56，−0.21）	0.02
锻炼频率
每天	4^{[19, 21, 29, 32]}	0.89	0%	固定	−2.82（−3.95，−1.70）	<0.000 01
非每天	10^{[20, 22-28, 30, 31]}	0.24	22%	固定	−1.58（−2.18，−0.98）	<0.000 01
样本量
小于 60	6^{[20, 26, 27, 29-31]}	0.36	9%	固定	−1.78（−2.69，−0.86）	0.000 1
60～100	2^{[21, 32]}	0.88	0%	固定	−3.58（−6.11，−1.06）	0.005
大于 100	6^{[19, 22-25, 28]}	0.14	40%	固定	−1.78（−2.46，−1.10）	<0.000 01
疼痛程度（疼痛评分）
11 分以下	7^{[19, 21-23, 26-28]}	0.29	18%	固定	−1.76（−2.43，−1.08）	<0.000 01
大于 11 分	4^[29-32]	0.89	0%	固定	−2.72（−3.99，−1.44）	<0.000 1
致病因素
慢性下背痛（非特异）	11^{[19-28, 30]}	0.20	26%	固定	−1.72（−2.29，−1.16）	<0.000 01
腰椎间盘突出症	3^{[29, 31, 32]}	0.75	0%	固定	−2.81（−4.31，−1.30）	0.000 3

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图3 瑜伽与常规治疗比较治疗下背痛 RMDQ 评分的漏斗图

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中国循证医学杂志

优先发表瑜伽干预下背痛效果的 Meta 分析

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