خود‐آزاری (self‐harm; SH؛ آسیب رساندن یا صدمه زدن عمدی به خود) در کودکان و نوجوانان شایع است، اغلب تکرار می‌شود، و به شدت با خودکشی مرتبط است. این مطالعه مروری، یک به‌روزرسانی از بررسی گسترده‌تر کاکرین درباره درمان‌های روانی‌اجتماعی و دارویی برای SH عمدی است که نخستین‌بار در سال ۱۹۹۸ منتشر شد و پیش از این در سال ۱۹۹۹ به‌روز شد. در حال حاضر این مطالعه مروری را به سه مطالعه جداگانه تقسیم کرده‌ایم؛ این مرور روی مداخلات روانی‌اجتماعی و دارویی برای SH در کودکان و نوجوانان متمرکز است.

شناسایی تمام کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل شده (randomised controlled trials; RCTs) درباره مداخلات روانی‌اجتماعی، عوامل دارویی، یا محصولات طبیعی در درمان SH در کودکان و نوجوانان، و انجام متاآنالیز (meta‐analysis) (در صورت امکان) برای مقایسه اثرات درمان‌های خاص با انواع مقایسه درمان‌ها (به عنوان مثال، درمان معمول (treatment as usual; TAU)، دارونما (placebo) یا درمان دارویی جایگزین) در کودکان و نوجوانان مبتلا به SH.

برای این به‌روزرسانی، هماهنگ‌کننده جست‌وجوی کارآزمایی‌های گروه افسردگی، اضطراب و روان‌رنجوری در کاکرین (CCDAN) پایگاه ثبت تخصصی CCDAN را جست‌وجو کرد (۳۰ ژانویه ۲۰۱۵).

کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل شده‌ای را وارد کردیم که درمان‌های روانی‌اجتماعی یا دارویی را با درمان معمول، درمان‌های جایگزین، یا دارونما یا درمان دارویی جایگزین در کودکان و نوجوانان (تا ۱۸ سال) با یک اپیزود اخیر (در عرض شش ماه) از SH که منجر به مراجعه به خدمات بالینی شد، مقایسه کردند.

دو مرورگر به‌طور مستقل از هم کارآزمایی‌ها را انتخاب کردند، داده‌ها را استخراج کرده، و کیفیت مطالعه را با اجماع نظر ارزیابی کردند. برای پیامدهای دو‐حالتی، نسبت شانس (OR) و ۹۵% فاصله اطمینان (CI) مربوط به آن‌ها را محاسبه کردیم. برای پیامدهای پیوسته که با استفاده از مقیاس یکسانی اندازه‌گیری شدند، تفاوت میانگین (MD) و ۹۵% فاصله اطمینان (CI) محاسبه شد؛ برای مواردی که با استفاده از مقیاس‌های متفاوت اندازه‌گیری شدند، تفاوت میانگین استاندارد (SMD) و ۹۵% CI متناظر محاسبه شد. انجام متاآنالیز فقط برای دو مداخله امکان‌پذیر بود: رفتار‐درمانی مناظره‌ای برای نوجوانان (dialectical behaviour therapy for adolescents; DBT‐A) و روان‌‐درمانی گروه‐محور. برای انجام این آنالیزها، داده‌ها را با استفاده از مدل اثرات‐تصادفی تلفیق کردیم.

تعداد ۱۱ کارآزمایی را با مجموع ۱,۱۲۶ شرکت‌کننده وارد کردیم. اکثر شرکت‌کنندگان زن بودند (میانگین: ۸۰,۶% در ۱۰ کارآزمایی که جنست را گزارش کردند). تمام کارآزمایی‌ها، مربوط به مداخلات روانی‌اجتماعی بودند؛ هیچ یک از درمان‌های دارویی استفاده نکردند. به غیر از رفتار‐درمانی مناظره‌ای برای نوجوانان (DBT‐A) و درمان گروه‐محور، ارزیابی‌های مداخلات خاص بر اساس فقط کارآزمایی‌های تکی استوار بودند. با توجه به خطر سوگیری (bias) و وجود عدم‐دقت (imprecision) برای بسیاری از پیامدها، سطح کیفیت شواهد کاهش داشت. به نظر می‌رسید ارزیابی درمانی افزایش پایبندی را به درمان‌های بعدی در مقایسه با TAU به همراه داشت (یعنی ارزیابی استاندارد: n = ۷۰؛ K = ۱؛ OR: ۵.۱۲؛ ۹۵% CI؛ ۱.۷۰ تا ۱۵.۳۹)، اما هیچ تاثیر آشکاری را بر تکرار خود‐آزاری در ۱۲ ماه (n = ۶۹؛ K = ۱؛ OR: ۰.۷۵؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۸ تا ۳.۰۶؛ GRADE: شواهد با کیفیت پائین) یا ۲۴ ماه (n = ۶۹؛ K = ۱؛ OR: ۰.۶۹؛ ۰۵% فاصله اطمینان (CI): ۰.۲۳ تا ۲.۱۴؛ GRADE: شواهد با کیفیت پائین) نشان نداد. این نتایج بر اساس یک کارآزمایی تکی تصادفی‌سازی خوشه‌ای است، که ممکن است اثربخشی مداخله را بیشتر از مقدار واقعی آن برآورد کرده باشد. برای بیمارانی با اپیزودهای متعدد خود‐آزاری یا ظهور مشکلات شخصیتی، استفاده از درمان ذهن‌گرایی (mentalisation) با امتیاز‐بندی کمتر نوجوانان بالاتر از نقطه برش (cut‐off) برای تکرار خود‐آزاری بر اساس پرسش‌نامه خطرپذیری و آسیب زدن به خود (Risk‐Taking and Self‐Harm Inventory)) در ۱۲ ماه پس از ارائه مداخله همراه بود (n = ۷۱؛ K = ۱؛ OR: ۰.۲۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۰۹ تا ۰.۷۸؛ GRADE: شواهد با کیفیت متوسط). DBT‐A در مقایسه با TAU یا تقویت مراقبت‌های معمول با کاهش در نسبتی از نوجوانانی همراه نبود که خود‐آزاری را تکرار کردند (n = ۱۰۴؛ K = ۲؛ OR: ۰.۷۲؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۲ تا ۴.۴۰؛ GRADE: شواهد با کیفیت پائین). با این حال، نویسندگان در کارآزمایی دوم، کاهش معنی‌داری را در طول زمان در فراوانی تکرار خود‐آزاری در نوجوانان در شرایط DBT گزارش کردند، در این افراد کاهش بسیار بیشتری در افسردگی، ناامیدی، و افکار خودکشی دیده شد. اثرات درمانی معنی‌داری را از درمان گروه‐محور بر تکرار خود‐آزاری در افرادی با حملات متعدد خود‐آزاری، چه در ارزیابی‌های شش ماه (n = ۴۳۰؛ K = ۲؛ OR: ۱.۷۲؛ ۹۵% CI؛ ۰.۵۶ تا ۵.۲۴؛ GRADE: شواهد با کیفیت پائین) و چه در ارزیابی‌های ۱۲ ماه (n = ۴۹۰؛ K = ۳؛ OR: ۰.۸۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۲۲ تا ۲.۹۷؛ GRADE: شواهد با کیفیت پائین) مشاهده نکردیم، اگر چه ناهمگونی قابل‌توجهی در هر دو زمان ارزیابی بین داده‌ها وجود داشت (I^۲ به ترتیب برابر ۶۵% و ۷۷%). هم‌چنین تفاوت معنی‌داری را بین درمان‌های زیر و TAU از نظر کاهش تکرار خود‐آزاری مشاهده نکردیم: تطابق با درمان (ارزیابی پیگیری سه ماه: n = ۶۳؛ K = ۱؛ OR: ۰,۶۷؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۵ تا ۳.۰۸؛ GRADE: شواهد با کیفیت بسیار پائین)، روان‌‐درمانی براساس CBT (ارزیابی پیگیری شش ماه: ۳۹ =n ؛ K = ۱؛ OR: ۱.۸۸؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۰ تا ۱۱.۷۳؛ GRADE: شواهد با کیفیت بسیار پائین)، مداخله خانواده در منزل‌ (ارزیابی پیگیری شش ماه: n = ۱۴۹؛ K = ۱؛ OR: ۱.۰۲؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۱ تا ۲.۵۱؛ GRADE: شواهد با کیفیت پائین)، و ارائه کارت اضطراری (ارزیابی پیگیری ۱۲ ماه: n = ۱۰۵؛ K = ۱؛ OR: ۰.۵۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۲ تا ۲.۰۴؛ GRADE: شواهد با کیفیت بسیار پائین). هیچ اطلاعاتی درباره عوارض جانبی، به غیر از پیامدهای برنامه‌ریزی شده مربوط به رفتار خودکشی، گزارش نشد.

تعداد نسبتا کمی از کارآزمایی بالینی درباره مداخلات برای کودکان و نوجوانان درگیر مساله خود‐آزاری وجود دارد، و در این مطالعه مروری در همه مقایسه‌ها به جز دو مورد، فقط از کارآزمایی‌های تکی استفاده شد. کیفیت شواهد با توجه به معیارهای GRADE، عمدتا بسیار پائین بود. براساس نتایج حاصل از سه مطالعه، حمایت کمی برای اثربخشی روان‌‐درمانی گروه‐محور در نوجوانان با اپیزودهای مکرر خود‐آزاری وجود دارد، و با توجه به معیارهای GRADE، شواهد حاصل از این مطالعات از کیفیت بسیار پائینی برخوردار است. نتایج مربوط به ارزیابی درمانی، ذهن‌گرایی، و رفتار‐درمانی مناظره‌ای نشان دادند که این روش‌ها نیازمند بررسی بیشتر هستند. با وجود ابعاد وسیع مشکل خود‐آزاری در کودکان و نوجوانان، شواهد اندکی درباره مداخلات موثر وجود دارد. انجام کارآزمایی‌های بیشتر در مقیاس بزرگ، با طیف وسیعی از پیامدها از جمله عوارض جانبی و بررسی مکانیسم‌های درمانی زیربنای این مداخلات، مورد نیاز است. هر روز بیشتر آشکار می‌شود که توسعه مداخلات جدید باید با همکاری با بیماران انجام شود تا این اطمینان به وجود آید که مداخلات مذکور به احتمال زیاد نیازهای آن‌ها را برطرف خواهند کرد. استفاده از یک مجموعه موافق از معیارهای پیامد به ارزیابی، انجام مقایسه و متاآنالیز کارآزمایی‌ها کمک خواهد کرد.

افسردگی در جوانان شایع است. این بیماری یک اثر منفی شاخص دارد و با آسیب‌ به خود (self‐ harm) و خودکشی (suicide) مرتبط است. پیشگیری از شروع این بیماری می‌تواند یک پیشرفت مهم در حوزه سلامت عمومی باشد. این یک نسخه به‌روز از مرور کاکرین است که آخرین بار در سال ۲۰۱۱ به‌روز شد.

تعیین اینکه مداخلات روان‌شناختی مبتنی بر شواهد (شامل درمان شناختی رفتاری (cognitive behavioural therapy; CBT)، درمان بین‌فردی (interpersonal therapy; IPT) و موج سوم CBT) در پیشگیری از شروع اختلال افسردگی در کودکان و نوجوانان اثربخش هستند یا خیر.

در پایگاه ثبت تخصصی گروه اختلالات شایع روانی در کاکرین (CCMDCTR؛ تا ۱۱ سپتامبر ۲۰۱۵) به جست‌وجو پرداختیم که شامل کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل شده مرتبط از بانک‌های اطلاعاتی کتاب‌شناختی: کتابخانه کاکرین (The Cochrane Library) (تمامی سال‌ها)، EMBASE (از ۱۹۷۴ تا زمان تعیین شده)، MEDLINE (از ۱۹۵۰ تا زمان تعیین شده) و PsycINFO (از ۱۹۶۷ تا زمان تعیین شده) بود. چکیده مقالات کنفرانس‌ها و فهرست منابع کارآزمایی‌ها و مرورهای وارد شده را جست‌وجو کردیم و با کارشناسان حوزه مربوطه تماس برقرار کردیم.

کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل شده‌ای را وارد مرور کردیم که مربوط به یک برنامه پیشگیری روان‌شناختی مبتنی بر شواهد بود و با گروه‌های مقایسه کنترلی مختلف برای جوانان ۱۹‐۵ ساله که اخیرا با معیارهای تشخیصی افسردگی مطابقت نداشتند، مقایسه شده بودند.

دو نویسنده مرور به صورت مستقل به ارزیابی کارآزمایی‌ها برای ورود و برآورد خطر سوگیری (bias) آنها اقدام کردند. برای لحاظ کردن طرح‌های خوشه‌ای و مقایسه‌های چند‐گانه، حجم نمونه‌ها را تعدیل کردیم. در صورت لزوم، با نویسندگان کارآزمایی برای کسب اطلاعات بیشتر تماس گرفتیم. کیفیت شواهد مربوط به پیامدهای اولیه را با استفاده از سیستم درجه‌‏بندی توصیه‏، ارزیابی، توسعه و ارزشیابی (GRADE) ارزیابی کردیم.

۸۳ کارآزمایی را وارد این مرور کردیم. اکثر کارآزمایی‌ها (۶۷) در محیط مدرسه (هشت مورد از آنها در کالج یا دانشگاه‌ها)، چهار مورد در محیط بالینی، سه مورد در جامعه و چهار مورد در محیط‌های مختلط به اجرا درآمده بودند. بیست‌ونه کارآزمایی در جمعیت‌های غیر‐منتخب و ۵۳ کارآزمایی در جمعیت‌های هدف به اجرا درآمده بودند.

در رابطه با پیامد اولیه یعنی تشخیص افسردگی در یک دوره پیگیری میان‌‐مدت (تا ۱۲ ماه)، ۳۲ کارآزمایی با ۵۹۶۵ شرکت‌کننده وجود داشت و خطر تشخیص افسردگی در شرکت‌کنندگانی که یک مداخله دریافت کرده بودند در مقایسه با شرکت‏‌کنندگان دریافت کننده عدم‐مداخله کاهش یافته بود (تفاوت خطر (RD): ۰,۰۳‐؛ ۹۵% فاصله اطمینان (CI): ۰.۰۵‐ تا ۰.۰۱‐؛ P value = ۰.۰۱). کیفیت این شواهد را بر اساس معیار درجه‌‏بندی توصیه‏، ارزیابی، توسعه و ارزشیابی (GRADE) در سطح متوسط ارزیابی کردیم. ۷۰ کارآزمایی (۷۳ بازوی کارآزمایی) شامل ۱۳,۸۲۹ شرکت‌کننده وجود داشت که به آنالیز پیامد اولیه یعنی نشانه‌های افسردگی (به صورت خود‐ارزیابی) در نقطه زمانی پس از مداخله پرداخته بودند، نتایج این کارآزمایی‌ها حاکی از یک تاثیر کوچک اما با اهمیت آماری بود (تفاوت میانگین استاندارد شده (SMD): ۰.۲۱‐؛ ۹۵% CI؛ ۰.۲۷‐ تا ۰.۱۵‐؛P value < ۰.۰۰۰۱). این تاثیر به شدت خود را در نقطه ارزیابی کوتاه‌‐مدت (تا سه ماه) (SMD: ‐۰.۳۱؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۵‐ تا ۰.۱۷‐؛ P value < ۰.۰۰۰۱؛ ۱۶ مطالعه؛ ۱۵۵۸ شرکت‌کننده) و نقطه ارزیابی میان‌‐مدت (۴ تا ۱۲ ماه) (SMD: ‐۰.۱۲؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۸‐ تا ۰.۰۵‐؛ P value = ۰.۰۰۰۲؛ ۵۳ مطالعه؛ ۱۱,۹۱۳ شرکت‌کننده) نشان می‌داد؛ با این حال، این تاثیر در یک دوره پیگیری طولانی‐مدت، دیگر خود را نشان نمی‌داد. کیفیت این شواهد را بر اساس معیار درجه‌‏بندی توصیه‏، ارزیابی، توسعه و ارزشیابی (GRADE) در سطح پائین تا متوسط ارزیابی کردیم.

با توجه به اثرپذیری کلی برآیند تاثیرات از نوع جمعیت، شواهد به دست آمده از این مرور نامشخص هستند؛ برآیند تاثیرات از نشانه‌های افسردگی دارای اهمیت آماری تعدیل یافته بود (P value = ۰,۰۰۰۲)، اما این تعدیل در مورد اختلال افسردگی وجود نداشت (P value = ۰.۰۸). در مورد کارآزمایی‌هایی که در جمعیت‌های همگانی (universal populations) به اجرا درآمده بودند، هیچ تاثیری مبنی بر تشخیص افسردگی وجود نداشت (RD: ‐۰.۰۱؛ ۹۵% CI؛ ۰.۰۳‐ تا ۰.۰۱) و در رابطه با نشانه‌های افسردگی یک اثر کوچک وجود داشت (SMD: ‐۰.۱۱؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۷‐ تا ۰.۰۵‐). در مورد کارآزمایی‌هایی که در جمعیت‌های هدف به اجرا درآمده بودند، مداخله صورت گرفته دارای تاثیر مثبت و دارای اهمیت آماری بود (RD تشخیص افسردگی: ۰.۰۴‐؛ ۹۵% CI؛ ۰.۰۱‐ تا ۰.۰۷‐؛ SMD نشانه‌های افسردگی: ۰.۳۲‐؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۲‐ تا ۰.۲۳‐). موضوع قابل توجه، کافی نبودن کارآزمایی‌های کنترل شده با دارونما توام با توجه در جمعیت‌های هدف بود (هیچ مورد برای تشخیص افسردگی و چهار مورد برای نشانه‌های افسردگی). از میان کارآزمایی‌های به اجرا درآمده در جمعیت‌های همگانی تعدادی از آنها از گروه‌های مقایسه با دارونما توام با توجه استفاده کرده بودند که در آنها مداخله به صورت هم‌سو و سازگار هیچ تاثیری نشان نداد.

در مجموع، نتایج در رابطه با هر دو پیامد اولیه خود ارزیابی از نشانه‌های افسردگی پس از مداخله و تشخیص افسردگی تا ماه ۱۲ (اما نه بیشتر) حاکی از مزایای مثبت معدود در پیشگیری از افسردگی بود. تخمین‌های مربوط به تعداد افراد مورد نیاز برای درمان جهت حصول مزیت (NNTB = ۱۱) به خوبی با سایر مداخلات سلامت عمومی قابل مقایسه بود. با این حال، این شواهد به لحاظ کیفیت بر اساس چارچوب GRADE متوسط تا پائین ارزیابی شدند و نتایج ناهمگون بودند. برنامه‌های پیشگیری ارائه شده برای جمعیت‌های همگانی در مقایسه با گروه کنترل با دارونما توام با توجه، تاثیر جدی‌ای نشان نداد. مداخلات ارائه شده برای جمعیت‌های هدف، به ویژه آنهایی که بر مبنای نشانه‌های افسردگی انتخاب شده بودند، اندازه تاثیرگذاری بزرگ‌تری داشتند، اما این مداخلات به ندرت از یک گروه مقایسه دارونما توام با توجه استفاده کرده بودند و در اجرای این برنامه‌های هدفمند، مشکلات عملی ماهیتی و ذاتی وجود دارد. ما نتیجه گرفتیم که هنوز شواهد کافی برای حمایت از اجرای برنامه‌های پیشگیری از افسردگی وجود ندارد.

پژوهش‌های آتی بهتر است روی شکاف‌های کنونی دانش ما تمرکز کنند. با توجه به عدم وجود نسبی شواهد برای مداخلات همگانی مقایسه شده با گروه‌های کنترل شده با دارونما توام با توجه و نتایج ضعیف به دست آمده از کارآزمایی‌های خوب طراحی شده برای سنجش اثربخشی مداخلات همگانی، به عقیده ما هر نوع کارآزمایی این چنینی در آینده بهتر است به تست برنامه پیشگیری از افسردگی در یک جمعیت هدف نشان‌دار با استفاده از یک گروه مقایسه دارونما توام با توجه بپردازد. اختلال افسردگی به عنوان پیامد اولیه و نیز افسردگی برآورد شده توسط پزشک (clinician‐rated depression) بهتر است در طول یک بازه زمانی طولانی‐مدت مورد اندازه‌گیری قرار گیرند. یک چنین کارآزمایی‌ای بهتر است قابلیت مقیاس‌پذیری و هم‌چنین احتمال آسیب‌رسان بودن مداخله را نیز به حساب آورد.