針灸治療中風后上肢痙攣性偏癱的Meta分析

李紅培 翟炎冰 邢佳 王嘉麟

摘要 目的：系統評價針灸治療中風后上肢痙攣性偏癱的臨床療效。方法：通過計算機檢索國家知識基礎設施數據庫（CNKI）、中國學術期刊數據庫（CSPD）、中文科技期刊數據庫（CCD）、中國生物醫學文獻數據庫（CBMdisc）、PubMed、Cochrane數據庫中“針灸治療中風后上肢痙攣性偏癱”的隨機對照試驗，檢索時間區間為各數據庫建庫至2020年5月1日。由2位獨立研究者進行文獻篩選和數據提取，以Cochrane偏倚風險評價工具對納入文獻質量進行評估，以RevMan5.3軟件對數據進行Meta分析。結果：最終納入25篇文獻（31組隨機對照數據），共1 963例樣本量。Meta分析結果顯示：1）觀察組治療總有效率高于對照組：OR=3.30，95%CI為1.97～5.52，Z=4.54，P<0.000 01;2）治療后觀察組改良的Ashworth評分（MAS）低于對照組：SMD=-0.50，95%CI為-0.90～-0.11，Z=2.49，P=0.01;3）治療后觀察組簡式Fugl-Meyer運動功能評分（FMA）高于對照組：SMD=1.28，95%CI為0.89～1.67，Z=6.40，P<0.000 01;4）治療后觀察組Barthel指數（BI）高于對照組：SMD=1.12，95%CI為0.74～1.49，Z=5.87，P<0.000 01;5）治療后觀察組臨床神經功能缺損程度評分（NDS）低于對照組：WMD=-3.97，95%CI為-6.22～-1.72，Z=3.46，P=0.000 5;6）治療后觀察組Brunnstrom評分高于對照組：SMD=0.91，95%CI為0.53～1.29，Z=4.71，P<0.000 01;7）治療后觀察組臨床痙攣指數（CSI）低于對照組：SMD=-1.36，95%CI為-2.76～0.03，Z=1.92，P=0.05。結論：針灸能夠有效改善中風后上肢偏癱痙攣狀態，具有較好的安全性和患者依從性。

關鍵詞 針灸;中風;上肢;痙攣性偏癱;隨機對照試驗;Meta分析;臨床療效

Acupuncture and Moxibustion in the Treatment of Post-Stroke Patients with Upper Limb Spastic Hemiplegia：Meta-Analysis

LI Hongpei1，ZHAI Yanbing2，XING Jia2，WANG Jialin2

（1 Beijing University of Chinese Medicine，Beijing 100029，China; 2 Dongfang Hospital，Beijing University of Chinese Medicine，Beijing 100078，China）

Abstract Objective：To systematically evaluate the effect of acupuncture and moxibustion in the treatment of post-stroke patients with upper limb spastic hemiplegia.Methods：Six databases，including China National Knowledge Infrastructure（CNKI），China Science Periodical Database（CSPD），Chinese Citation Database（CCD），China Biology Medicine disc（CBMdisc），PubMed，and Cochrane，were searched for randomized controlled trials（RCTs） of acupuncture and moxibustion in the treatment of post-stroke patients with upper limb spastic hemiplegia published from database inception to May 1st，2020.Literature screening and data extraction were conducted by two independent researchers.The quality of the included research papers was evaluated by Cochrane risk-of-bias tool，and the data from the included papers underwent Meta-analysis by RevMan 5.3.Results：Twenty-five research papers（containing 31 sets of randomized controlled data） were included，with 1 963 patients involved.As revealed by the Meta-analysis results，the total effective rate of the observation group was higher than that of the control group，with OR=3.30，95%CI 1.97 to 5.52，Z=4.54，P<0.000 01; the post-treatment score of the Modified Ashworth Scale（MAS） of the observation group was lower than that of the control group，with SMD=-0.50，95%CI-0.90 to 0.11，Z=2.49，P=0.01; the Fugl-Meyer Assessment（FMA） score after treatment of the observation group was higher than that of the control group，with SMD=1.28，95%CI 0.89 to 1.67，Z=6.40，P<0.000 01; the Barthel Index（BI） after treatment of the observation group was higher than that of the control group，with SMD=1.12，95%CI 0.74 to 1.49，Z=5.87，P<0.000 01; the post-treatment score of the Clinic Neurological Function Deficit Scale（NDS of the observation group was lower than that of the control group，with WMD=-3.97，95%CI-6.22 to -1.72），Z=3.46，P=0.000 5; the Brunnstrom score after treatment of the observation group was higher than that of the control group，with SMD=0.91，95%CI 0.53 to 1.29，Z=4.71，P<0.000 01; the Clinic Spasticity Index（CSI） after treatment of the observation group was lower than that of the control group，with SMD=-1.36，95%CI-2.76 to 0.03，Z=1.92，P=0.05.Conclusion：Acupuncture and moxibustion can effectively improve the spasm of the hemiplegic upper limb after stroke，with good safety and patient compliance.

Keywords Acupuncture and moxibustion; Stroke; Upper limb; Spastic hemiplegia; Randomized controlled trial; Meta-analysis; Clinical efficacy

中圖分類號：R246;R255.2文獻標識碼：Adoi：10.3969/j.issn.1673-7202.2022.02.010

偏癱是中風較為常見的后遺癥之一，是中風致殘的主要原因。約85%的偏癱患者主要表現為上肢運動功能障礙[1]。中風患者持續偏癱可導致患肢少用或廢用，引起患肢肌張力增高，生理反射亢進，運動阻力增加，肢體生硬而被迫拉向肌群痙攣方向不能產生協調運動，臨床可呈現“上肢屈曲、下肢伸直”的痙攣狀態，此階段屬于中風硬癱期。硬癱期是中風偏癱患者恢復正常肢體功能的重要過程，是康復的關鍵時期。日常生活中，需要依靠上肢完成的活動占80%以上，然而上肢的康復周期卻較下肢更漫長[1]。所以及時積極幫助中風后痙攣性偏癱患者恢復上肢功能是助其回歸社會生活的必要條件。

針對中風后上肢痙攣性偏癱，單純西醫康復手段治療周期長、經濟成本高、療效參差不齊，導致患者依從性較差。近年來，針灸治療中風后上肢痙攣性偏癱的療效得到了愈來愈多的肯定。本文通過納入國內外公開發表的針灸治療中風后上肢痙攣性偏癱的臨床隨機對照試驗進行Meta分析，系統科學評估其療效，旨在為其臨床實踐及推廣提供循證醫學依據。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索 以“針灸、中風、痙攣性偏癱、上肢”等為檢索詞檢索中文醫學數據庫，包括國家知識基礎設施數據庫（China National Knowledge Infrastructure，CNKI）、中國學術期刊數據庫（China Science Periodical Database，CSPD）、中文科技期刊數據庫（Chinese Citation Database，CCD）、中國生物醫學文獻數據庫（China Biology Medicine disc，CBMdisc）;以“acupuncture，stroke，spasm，hemiplegia，upper extremity”為主題詞，“Pharmacopuncture，Strokes，Cerebrovascular Accident，Cerebrovascular Accidents，Spasms，Muscle Spasm，Muscle Spasms，Hemiplegias，Monoplegia，Monoplegias，Upper Extremities，Membrum superius，Upper Limb”等為自由詞，檢索英文醫學數據庫，包括PubMed數據庫、Cochrane循證醫學數據庫。檢索時間為建庫至2020年5月1日。同時于北京中醫藥大學圖書館檢索借閱相關文獻，以期保證文獻資料的完整性。

1.2 納入標準

1.2.1 研究類型 國內外公開發表的針灸治療中風后上肢痙攣性偏癱的臨床隨機對照（RCTs）文獻，是否采用盲法不限。

1.2.2 研究對象 明確診斷為中風，且存在偏癱上肢痙攣。

1.2.3 干預措施 對照組：基礎治療+常規康復手段（非針刺），觀察組：基礎治療+單純針灸或聯合對照組的常規康復手段。

1.2.4 質量評價指標 參照Cochrane偏倚風險評價工具對納入文獻的質量進行評價[2]，評價內容包括：隨機分配是否正確、分配方案是否隱藏、盲法是否完整、結果數據是否完整、是否有選擇性報告結果等。

1.3 排除標準 1）重復發表者;2）病例資料不全且無法獲取原始數據者;3）對照組和觀察組基礎治療不一致者。

1.4 診斷標準 中風病診斷標準參照國家中醫藥管理局全國腦病急癥科研協作組制定的《中風病診斷與療效評定標準（試行）》[3]。

1.5 資料提取 由2位獨立研究者按流程篩選文獻，然后交叉核對，如有異議則由第3位獨立研究者進行評判，待各獨立研究者所有納入研究的文獻達到一致時，提取所有納入文獻的第一作者、發表時間、樣本量、干預措施、干預持續時間、結局指標、脫落情況、不良反應等數據。

1.6 統計分析 采用RevMan5.3軟件進行Meta分析，二分類變量資料采用比值比（Odds Ratio，OR），連續型變量資料采用加權均數差（Weighted Mean Difference，WMD），若資料使用單位不同，則選擇標準化均數差（Standardized Mean Difference，SMD）表示，區間估計用95%置信區間（Confidence Interval，CI），以P<0.05為差異有統計學意義。各研究間異質性采用Q檢驗和I2統計量同時進行評估：若異質性不明顯（P>0.10，I2≤50%），則選擇固定效應模型分析;若存在中度及以上異質性（P<0.10，I2>50%），則選擇隨機效應模型分析，同時分析異質性來源，必要時使用亞組分析。如納入數據無法進行Meta分析時，則使用描述性分析。當研究文獻數不少于5篇時，通過漏斗圖法進行發表偏倚評價。

2 結果

2.1 文獻檢索結果 根據檢索策略在6個數據庫中檢索到相關文獻共857篇，嚴格按照納排標準最終篩出25篇中文文獻，其中有6篇文獻[9，18，20，22，25，27]進行了3種干預方法的比較，根據納入標準中干預措施設定，此6篇文獻中有12組隨機對照數據納入分析。因此本次Meta分析共納入31組隨機對照數據。見圖1。

2.2 納入研究表 本研究共納入31組隨機對照數據，發表時間為2009—2019年，總樣本量1 963例，其中對照組982例，觀察組981例，對照組干預措施均為基礎用藥和/（或）康復療法，觀察組干預措施為對照組基礎上加用針灸療法，或單純針灸療法，提取的結局指標包括臨床總有效率、改良Ashworth分級評分（Modified Ashworth Scale，MAS）、簡化Fugl Meyer運動功能評分（Fugl-Meyer Assessment，FMA）、Barthel指數（Barthel Index，BI）、神經功能缺損程度評分（Clinic Neurological Function Deficit Scale，NDS）、Brunnstrom分期評分、臨床痙攣指數（Clinic Spasticity Index，CSI）和不良反應等。見表1。

2.3 文獻質量評價

2.3.1 隨機 納入文獻中，采用隨機數字表法10篇[7，14-15，17，20，22-23，25-27]，采用隨機信封法2篇[12，16]，采用隨機抽簽法[6]、隨機抽樣法[11]、分層隨機法[19]、計算機隨機法[28]各1篇，7篇僅提及“隨機”[5，8-10，13，18，24]，2篇是否采用隨機報告不詳[4，21]。

2.3.2 分配隱藏 納入文獻中，有3篇提及分配隱藏[12，16，28]，余文獻分配隱藏情況未知。

2.3.3 盲法 納入文獻中，有8篇文獻提及了盲法設計方案，對康復醫師設盲1篇[17]，對第三方量表評定人員設盲7篇[12-13，16，19，23，26-27]。

2.3.4 數據完整性 納入文獻中，有7篇詳細報告了失訪與退出的人數、原因和處理方式[7，12，16，25-28]。

2.3.5 選擇性報告 納入的所有文獻都報道了預設結局指標：如臨床總有效率[5-6，8，10，16，19，26，28]、MAS[4，7，9，11，15，23-24，26]、FMA[5-6，8-9，12，14-15，17-28]、BI[8，11-14，16，18-20，22-25，27-28]、NDS[5，10-11，26]、Brunnstrom分期評分[7，13]、CSI[12，24]、FIM[7]、SF-36[11]、PRO[21]、表面肌電值[6，27]，不良反應[5，8，11-12，16，25-26，28]。見表1、圖2、圖3。

2.4 Meta分析結果

2.4.1 臨床總有效率 納入文獻中有8篇報道了總有效率結果，其中6篇以MAS評分[5-6，8，10，16，19]、1篇以NDS評分[26]、1篇以FMA評分作為療效評定標準[28]。包括觀察組樣本量284例，對照組樣本量286例，異質性檢驗結果顯示：P=0.71，I2=0%，各研究間不存在異質性差異，故采用固定效應模型合并統計量。統計結果顯示：OR=3.30，95%CI為1.97～5.52，Z=4.54，P<0.000 01，差異有統計學意義，觀察組總有效率高于對照組。見圖4。

2.4.2 改良Ashworth分級評分（MAS） 納入文獻中有8篇報告了治療前和治療后MAS評分的變化情況[4，7，9，11，15，23-24，26]，含9組數據，包括觀察組樣本量283例，對照組樣本量286例。對治療前的MAS評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P=0.06，I2=46%，各研究間存在輕度異質性，故采用固定效應模型合并統計量SMD=0.15，95%CI為-0.01～0.32，Z=1.83，P=0.07。見圖5。治療前觀察組和對照組MAS評分差異無統計學意義。本組研究存在輕度異質性，對納入研究的單項結果進行敏感性分析：當剔除“賀君2019”后，異質性檢驗P=0.94，I2=0%，故采用固定效應模型合并統計量SMD=0.02，95%CI為-0.16～0.20，Z=0.26，P=0.79。見圖6。與剔除前所得結果比較變化不大，改變效應模型及效應量，前后結果均無明顯變化。

對治療后的MAS評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P<0.000 01，I2=81%，各研究間存在重度異質性，故采用隨機效應模型合并統計量SMD=-0.50，95%CI為-0.90～-0.11，Z=2.49，P=0.01，差異有統計學意義。見圖7。治療后觀察組MAS評分低于對照組。本組研究存在重度異質性，對納入研究的單項結果進行敏感性分析，當剔除“曹秦寧a2012”組數據后，異質性檢驗P=0.001，I2=71%，用隨機效應模型對余下文獻重新進行合并分析，統計結果顯示SMD=-0.63，95%CI為-0.97～-0.29，Z=3.66，P=0.000 3，與剔除前所得結果比較變化不大，改變效應模型及效應量，前后結果均無明顯變化。見圖8。

2.4.3 Fugl Meyer運動功能評分（FMA） 納入文獻中有19篇報告了治療前和治療后FMA評分的變化情況[5-6，8-9，12，14-15，17-28]，含25組數據，包括觀察組樣本量792例，對照組樣本量794例。對治療前的FMA評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P<0.000 01，I2=71%，各研究間存在中度異質性，故采用隨機效應模型合并統計量SMD=0.02，95%CI為-0.17～0.21，Z=0.22，P=0.83，治療前觀察組和對照組FMA評分差異無統計學意義。見圖9。本組研究存在中度異質性，對納入研究的單項結果進行敏感性分析，當剔除“徐亞莉2010”“方麗娜2017”“賀君2019”3項研究后，異質性檢驗P=0.90，I2=0%，用固定效應模型對余下文獻重新進行合并分析，統計結果顯示SMD=-0.00，95%CI為-0.11～0.11，Z=0.05，P=0.96，與剔除前所得結果比較變化不大，改變效應模型及效應量，前后結果均無明顯變化。見圖10。

對治療后的FMA評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P<0.000 01，I2=92%，各研究間存在重度異質性，故采用隨機效應模型合并統計量SMD=1.28，95%CI為0.89～1.67，Z=6.40，P<0.000 01，差異有統計學意義。見圖11。治療后觀察組FMA評分高于對照組。本組研究存在重度異質性，對納入研究的單項結果進行敏感性分析，結果均無明顯變化。

2.4.4 Barthel指數（BI） 納入文獻中有15篇報告了治療前和治療后BI評分的變化情況[8，11-14，16，18-20，22-25，27-28]，含20組數據，包括觀察組樣本量603例，對照組樣本量603例。對治療前的BI評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P=0.79，I2=0%，各研究間差異無統計學意義，故采用固定效應模型合并統計量SMD=0.06，95%CI為-0.06～0.17，Z=0.96，P=0.34，治療前觀察組和對照組BI評分差異無統計學意義。見圖12。

對治療后的BI評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P<0.000 01，I2=89%，各研究間存在重度異質性，故采用隨機效應模型合并統計量SMD=1.12，95%CI為0.74～1.49，Z=5.87，P<0.000 01，差異有統計學意義。見圖13。治療后觀察組BI評分高于對照組。本組研究存在重度異質性，對納入的研究進行敏感性分析，當剔除“孫曉秋2019”后，異質性檢驗P=0.000 9，I2=58%，存在中度異質性，采用隨機效應模型對余下文獻重新進行合并分析示SMD=0.85，95%CI為0.66～1.05，Z=8.75，P<0.000 01，與剔除前所得結果比較變化不大。見圖14。

2.4.5 神經功能缺損程度評分（NDS） 納入文獻中有4篇報告了治療前和治療后NDS評分的變化情況[5，10-11，26]，包括觀察組樣本量147例，對照組樣本量150例。對治療前的NDS評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P=0.68，I2=0%，各研究間不存在異質性差異，故采用固定效應模型合并統計量WMD=0.43，95%CI為-0.09～0.95，Z=1.63，P=0.10。見圖15。治療前觀察組和對照組NDS評分差異無統計學意義。

對治療后的NDS評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P<0.000 01，I2=92%，各研究間存在重度異質性，故采用隨機效應模型合并統計量WMD=-3.97，95%CI為-6.22～-1.72，Z=3.46，P=0.000 5，差異有統計學意義。見圖16。治療后觀察組NDS評分低于對照組。本組研究存在重度異質性，對納入研究的單項結果進行敏感性分析，結果均無明顯變化。

2.4.6 Brunnstrom分期評分 納入文獻中有2篇報告了治療前和治療后Brunnstrom評分的變化情況[7，13]，包括觀察組樣本量60例，對照組樣本量60例。對治療前的Brunnstrom評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P=0.03，I2=80%，各研究間存在重度異質性，故采用隨機效應模型合并統計量SMD=0.13，95%CI為-0.67～0.94，Z=0.33，P=0.74。見圖17。治療前觀察組和對照組Brunnstrom評分差異無統計學意義。本組研究存在重度異質性，改變效應模型，結果無明顯變化。

對治療后的Brunnstrom評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P=0.21，I2=37%，各研究間存在輕度異質性，故采用固定效應模型合并統計量SMD=0.91，95%CI為0.53～1.29，Z=4.71，P<0.000 01，差異有統計學意義。見圖18。治療后觀察組Brunnstrom評分高于對照組。本組研究存在輕度異質性，改變效應模型，結果無明顯變化。

2.4.7 臨床痙攣指數（CSI） 納入文獻中有2篇報告了治療前和治療后CSI評分的變化情況[12，24]，包括觀察組樣本量70例，對照組樣本量72例。對治療前的CSI評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P=0.03，I2=78%，各研究間存在重度異質性，故采用隨機效應模型合并統計量SMD=0.10，95%CI為-0.62～0.82，Z=0.27，P=0.78。見圖19。治療前觀察組和對照組CSI評分差異無統計學意義。本組研究存在重度異質性，改變效應模型，結果無明顯變化。

對治療后的CSI評分結果進行Meta分析：異質性檢驗P=0.000 3，I2=92%，各研究間存在重度異質性，故采用隨機效應模型合并統計量SMD=-1.36，95%CI為-2.76～0.03，Z=1.92，P=0.05，差異有統計學意義。見圖20。治療后觀察組CSI評分低于對照組。本組研究存在重度異質性，改變效應模型，結果無明顯變化。

2.4.8 其他指標 納入文獻中，吳遠華等[7]采用FIM評分評定了患者治療前后自理能力，結果顯示：1）治療前2組FIM評分比較差異無統計學意義;2）治療后2組FIM評分均較治療前升高（P<0.01），且觀察組升高幅度明顯高于對照組（P<0.01）。王家穎[11]采用SF-36評分評定了患者治療前后的生理與心理健康狀況及生命質量，結果顯示：1）治療前2組SF-36各維度評分及總評分比較差異均無統計學意義（均P>0.05）;2）治療后2組SF-36各維度評分均較治療前顯著升高（P<0.05或0.01）;3）觀察組治療前后SF-36總評分升高幅度較對照組明顯（P<0.05）。林蘇進等[21]采用PRO評分評定了患者治療前后的軀體癥狀和心理狀態，結果顯示：1）治療前2組PRO評分比較差異無統計學意義（P>0.05）;2）治療后2組PRO評分均較治療前有所下降（P<0.05），且觀察組下降幅度較對照組明顯（P<0.05）。此外，另有2篇文獻測定了表面肌電值，其中徐亞莉和金建軍[6]采用肌電圖儀分別測定了患者患側和健側上肢的F波波幅，結果顯示：1）治療前2組患側上肢F波波幅均明顯高于健側（P<0.05）;2）治療后2組患側上肢F波波幅均較治療前下降（P<0.05）;李瑞青等[27]采用表面肌電信號系統分別測定了患者患側上肢肱二頭肌、肱三頭肌均方根值（Root Mean Square，RMS）及肱二頭肌和肱三頭肌的協同收縮率=拮抗肌RMS×（主動肌RMS+拮抗肌RMS），結果顯示：1）治療前各組間患側上肢肱二頭肌及肱三頭肌RMS值和協同收縮率比較差異均無統計學意義（均P>0.05）;2）治療后各組患側上肢肱二頭肌及肱三頭肌RMS值均較治療前有所下降（P<0.05），但協同收縮率無明顯變化（P>0.05）;3）觀察組較對照組RMS值下降更明顯（P<0.05），協同收縮率無明顯變化（P>0.05）。

2.5 偏倚性分析 基于總有效率制作漏斗圖進行發表偏倚分析，文獻在中心線左右分布不對稱，說明存在發表偏倚。見圖21。

2.6 選穴及歸經頻次統計 納入文獻針灸手段及選穴統計見表2，毫針針刺（14篇）是最常用的針灸治療中風后上肢痙攣性偏癱手段，另4篇文獻報告了在留針同時加用電針，1篇文獻報告在快速透刺后不留針純電針治療。此外，皮內針埋穴1篇、火針快刺1篇、三棱針挑刺1篇、浮針針刺1篇，刺絡后留罐放血1篇。灸法方面，留針艾灸1篇、單純艾灸1篇。

對納入文獻中針灸選穴進行頻次統計，體穴中使用頻次前十分別是：外關（11篇）、曲池（11篇）、肩髃（10篇）、手三里（9篇）、尺澤（8篇）、合谷（8篇）、曲澤（4篇）、大陵（4篇）、內關（4篇）、極泉（4篇），其中手陽明大腸經穴使用頻次最高;頭部穴線中較常用的是頂顳前斜線（上1/5、中2/5）和頂顳后斜線（上1/5、中2/5）。

2.7 安全性評價 納入文獻中有8篇報告了針灸治療中風后上肢痙攣性偏癱過程中不良反應的發生情況：1）趙娜娜[8]：2例患者因心理因素，在火針治療時出現頭暈，予以吸氧后癥狀消失;2）范江華[12]：在挑刺后，2例患者出現皮下瘀斑，減輕刺激強度后癥狀緩解;3）林逢春[16]：觀察組針刺后出現皮下瘀斑1例，未述具體處理措施;4）賀君和嚴苗苗[26]：觀察組暈針1例，對癥處理后剔除;5）孫曉秋[28]：觀察組頭暈2例，局部皮膚發紅1例，未述具體處理措施;6）3篇記錄針刺治療過程中無不良反應[5，11，25]，安全性良好。余文獻未記錄不良反應發生情況。

2.8 依從性評價 納入文獻中有7篇詳盡記錄了治療過程中病例脫落退出情況：1）范江華[12]：觀察組因中途轉院中止治療3例，對照組因依從性差剔除1例;2）許靜等[25]：對照組中因并發急性冠脈綜合征剔除1例;3）賀君和嚴苗苗[26]：觀察組中因暈針剔除1例，依從性差剔除2例;4）4篇報告無病例脫落[7，16，27-28]，患者依從性良好。其余文獻病例數據完整。

3 討論

中風后痙攣性偏癱，屬中醫“筋痹”“瘛疭”“痙證”等病證范疇。張景岳《景岳全書·痙證》記載：“凡屬陰虛血少之輩，不能養營筋脈，以致搖攣僵仆者，皆是此證?！壁w獻可《醫貫·中風要旨》記載：“其手足牽掣，口眼歪斜，乃水不榮筋，筋急而也?！敝酗L日久，病情遷延，而致陰陽失調、筋脈失養是痙攣性偏癱的基本病機?，F代醫學對于中風后痙攣性偏癱的發病機制尚未有標準認識和統一定論。大部分學者認為其發病根本可能與牽張反射興奮，引起肌張力增高、生理反射亢進有關[29-30]。其中上肢痙攣程度往往重于下肢，這可能與上肢在大腦皮質中的投影區域更大相關[31]。

現代研究表明，于患肢施針可以刺激患者的感覺神經，調節牽張反射，降低肌張力，抑制痙攣狀態[32]。于患者病灶側施行頭皮針可以直接刺激大腦局部血液循環，提升神經系統自我修復能力從而改善患肢功能[15]。更有研究表明針灸還能夠紓解患者伴隨的不良情緒[33]，幫助患者樹立康復信心，有助于肢體功能的進一步恢復。

本研究嚴格按照納排標準，最終納入25篇針灸治療中風后上肢痙攣性偏癱文獻，共31組隨機對照試驗。通過Meta分析結果證明針灸治療能夠有效降低中風后上肢痙攣性偏癱患者肌張力，改善神經功能缺損情況，提高其運動功能及日常生活能力，患者依從性良好。此外，針灸治療發生不良反應的可能性較小，無嚴重不良反應發生，若出現暈針可能與患者精神緊張、饑餓等相關，若出現皮下瘀斑多與針刺強度相關，經對癥處理后不影響正常治療進程及療效。

針對中風后上肢痙攣性偏癱的針灸選穴，以局部循經取穴為主，其中以手陽明大腸經穴（曲池、肩髃、手三里、合谷）使用頻次較高。針刺這些腧穴可以刺激局部神經，從而調節局部肌腱和肌肉功能，改善上肢不遂。隨著現代解剖學和全息投影醫學的發展，頭皮針刺也成為了治療中風后痙攣性偏癱的推薦手段，較為常用的穴線是頂顳前斜線和頂顳后斜線[34]，頂顳前斜線中2/5和頂顳后斜線中2/5分治上肢中樞性癱瘓和上肢感覺異常。

本研究的局限之處：1）納入文獻針灸使用器具、刺激手法、刺激強度各異，因某一療法樣本量較少，無法有效做到對單一療法的系統評價;2）針灸治療療程與療效存在一定相關性，納入文獻療程不完全一致，無法進行同一療程療效的有效對比，不足以進行短期或長期療效的循證評價;3）部分納入文獻質量偏低，隨機對照設計不夠全面，導致部分評價指標存在發表偏倚。

綜上所述，針灸能夠有效改善中風后上肢痙攣性偏癱，具有較好的安全性和患者依從性，值得臨床推廣。但仍需大樣本、多中心地針對某一特定療法及同一療程下針灸治療的臨床驗證，以期通過對不同針灸療法的比較制定更優化的臨床治療方案。

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（2020-10-17收稿 本文編輯：王明）