羅 莎 羅 珊 馬愛霞
運動治療是2型糖尿病治療方案中不可或缺的一部分,它主要是依據患者的功能情況和疾病特點,利用體育鍛煉防治疾病、增強機體抵抗力,幫助患者戰勝疾病,恢復健康。國際糖尿病聯盟早在十幾年前就提出要重視體育鍛煉在2型糖尿病治療中的重要性,但是由于沒有提供足夠的證據,體育鍛煉的好處沒有引起充分的重視。本文通過收集2000年~2010年有關運動干預在2型糖尿病治療中的臨床試驗文獻,運用Meta分析的方法進行綜合評價,為運動治療對2型糖尿病血糖控制的效果提供證據。
1.文獻檢索策略
檢索中國期刊全文數據庫和萬方數據庫2000年~2010年的文獻,檢索詞為“2型糖尿病”、“運動干預”、“運動治療”、“鍛煉”、“臨床試驗”。
2.文獻納入標準
(1)研究對象須為經醫院明確診斷的2型糖尿病患者(符合1999年WHO糖尿病分型和診斷標準)。
(2)研究設計為隨機對照臨床試驗,試驗前運動干預組和對照組患者無顯著性差異;除運動干預外,兩組其他干預措施一致。
(3)提供干預前后的效應指標,以空腹血糖值、餐后2h血糖值、糖化血紅蛋白值等為主要評價指標的試驗。
(4)國內雜志公開發表的文獻。
3.文獻排除標準
(1)采用空腹血糖值、餐后2h血糖值和糖化血紅蛋白值以外的其他評價指標的試驗;
(2)試驗目的不是控制病人血糖的文獻;
(3)動物試驗、無對照臨床試驗或歷史對照試驗的文獻;
(4)僅含有摘要的文獻;
(5)重復發表的文獻;
(6)兩組無可比性(如干預手段或基線血糖等不一致)。
1.文獻質量評估
對查閱所得的隨機對照臨床試驗,按照Meta分析報告Cochrane Collaboration提供的標準劃分隨機對照試驗或者臨床對照試驗。凡文獻中提到“隨機分配受試者”,則為隨機對照試驗(RCT);若未提到“隨機分配受試者”,則為臨床對照試驗(CCT)。
2.統計分析
統計軟件采用Cochrane協作網提供的Rev-Man4.2。分類變量采用比值比(odds ratio,OR)作為效應量表示結果。對結果測量的度量衡單位相同的連續變量采用加權均數差值(weighted mean difference,WMD);當結果測量的度量衡單位不同時,連續變量采用標化的均數差值(standardized mean difference,SMD)。本研究結果測量的度量衡單位相同,因此連續變量采用加權均數差值作為效應量表示。合并進行Meta分析前,先進行異質性檢驗(以P<0.05為檢驗水準),對研究間無異質性存在的用Peto法應用固定效應模型進行合并分析;當存在異質性時(P<0.05)則采用隨機效應模型分析。上述結果均用95%可信區間(95%CI)表示。
經檢索得到文獻63篇,剔除不相關及效果指標不符的28篇文獻,可納入文獻共35篇(見表1)。其中26篇文獻均提到“隨機分配患者”,視為隨機對照試驗,另有9篇未提到“隨機分配患者”則視為臨床對照試驗。

表1 納入文獻的研究特征

文獻第一作者 發表年份 試驗類型 隨訪時間 運動組(例) 對照組(例)王生龍[13] 2005年 CCT 10個月 60 40王 萍[14] 2009年 RCT 6個月 54 48張楚瑩[15] 2005年 CCT 6個月 40 42陳翠娟[16] 2005年 RCT 16周 40 40蔣曉華[17] 2010年 RCT 3個月 30 30李 娟[18] 2003年 CCT 6個月 65 60盛俐君[19] 2009年 RCT 6個月 43 43溫士玲[20] 2010年 RCT 5個月 60 60王正榮[21] 2002年 CCT 12個月 29 31謝慶文[22] 2006年 RCT 6個月 102 98易 鳴[23] 2001年 CCT 12個月 28 40王小燕[24] 2003年 RCT 6個月 23 22葉雪萍[25] 2010年 CCT 4周 60 35孫亞威[26] 2006年 RCT 12周 59 58沈雁紅[27] 2009年 RCT 6個月 43 37徐 雄[28] 2008年 CCT 12個月 36 36王耀光[29] 2004年 RCT 3個月 29 28趙 靜[30] 2001年 RCT 3個月 75 30周紅霞[31] 2002年 RCT 未報告 90 59張 慧[32] 2010年 RCT 8周 42 42謝繼紅[33] 2004年 CCT 12個月 32 36馬平都[34] 2010年 RCT 未報告 34 34李 斌[35] 2005年 RCT 16周 23 22
關于運動干預對2型糖尿病患者空腹血糖的影響有34篇文獻研究對此進行了報道,34篇文獻中共納入研究對象2697例,其中運動干預組1422例,對照組1275例。由于研究結果之間存在異質性(P<0.00001),因此采用隨機效應模型分析。結果顯示:干預組與對照組相比,運動干預對2型糖尿病患者在降低空腹血糖方面更有優勢,WMD值為-1.23[95%CI(-1.52,-0.93)],P<0.00001(如圖1)。
關于運動干預對2型糖尿病患者餐后2h血糖的影響有27篇文獻對此進行了報道,27篇文獻共納入研究對象2124例,其中運動干預組1099例,對照組1025例。由于研究結果之間存在異質性(P<0.00001),因此采用隨機效應模型分析。結果顯示:干預組與對照組相比,運動干預對2型糖尿病患者在降低餐后2h血糖方面更有優勢,WMD值為-1.37[95%CI(-1.45,-1.29)],P<0.00001(如圖2)。

圖1 空腹血糖森林分析圖

圖2 餐后2h血糖森林分析圖
關于運動干預對2型糖尿病患者糖化血紅蛋白的影響有25篇文獻對此進行了報道,25篇文獻共納入研究對象1925例,其中運動干預組1025例,對照組900例。由于研究結果之間存在異質性(P<0.00001),因此采用隨機效應模型分析。結果顯示:干預組與對照組相比,運動干預對2型糖尿病患者在降低糖化血紅蛋白方面更有優勢,WMD值為-1.32[95%CI(-1.60,-1.04)],P<0.00001(如圖3)。

圖3 糖化血紅蛋白森林分析圖
關于運動干預對2型糖尿病患者BMI的影響有18篇文獻研究對此進行了報道,18篇文獻共納入研究對象1462例,其中運動干預組776例,對照組686例。由于研究結果之間存在異質性(P<0.00001),因此采用隨機效應模型分析。結果顯示:干預組與對照組相比,運動干預對2型糖尿病患者在降低BMI方面更有優勢,WMD值為-1.66[95%CI(-2.17,-1.14)],P<0.00001(如圖4)。
1.按照研究類型不同分別進行亞組分析
納入文獻的研究包括RCT和CCT兩種類型試驗,按試驗類型分組后進行亞組分析,結果如圖5所示。

圖4 BMI森林分析圖
涉及CCT的文獻共有6篇,其中運動干預組的研究對象有265例,對照組有264例;涉及RCT的文獻15篇,運動干預組的研究對象760例,對照組646例。由于研究結果之間均存在異質性(P<0.00001),因此采用隨機效應模型分析。結果顯示:干預組與對照組相比,無論在CCT研究還是在RCT研究中,運動干預對2型糖尿病患者在降低糖化血紅蛋白方面都更有優勢,總的WMD值為-1.32[95%CI(-1.60,-1.04)],P<0.00001。
2.按照隨訪時間長短進行亞組分析
按照隨訪時間的長短將文獻分為隨訪時間小于6個月(或隨訪時間未知)的相關研究與隨訪時間大于等于6個月的研究兩組,隨訪時間小于6個月(或未報告隨訪時間)的文獻共計13篇,其中干預組的研究對象546例,對照組444例;隨訪時間大于6個月共納入12篇文獻,其中干預組的研究對象479例,對照組456例。由于研究結果之間均存在異質性(P<0.00001),因此采用隨機效應模型分析。結果顯示:干預組與對照組相比,無論隨訪時間大于還是小于6個月,運動干預對2型糖尿病患者在降低糖化血紅蛋白方面都更有優勢,總WMD值為-1.32[95%CI(-1.60,-1.04)],P<0.00001(如圖6)。
在運動干預對2型糖尿病患者空腹血糖方面有34篇文獻對此進行了描述。通過漏斗圖發現,入選的34篇文獻發表偏倚不大,大樣本研究的效應值相對集中分布在圖形的中部或頂部,小樣本數據的效應值散在圖形的底部(如圖7)。

圖5 按試驗類型分組的亞組分析
本文所納入的25篇有關運動干預對2型糖尿病患者糖化血紅蛋白方面的文獻中有6篇為臨床對照試驗,19篇為隨機對照試驗。因此本文將臨床對照試驗的6篇文章剔除后再次進行了Meta分析。
對于糖化血紅蛋白,剔除這6篇文獻后的分析未導致上述結論改變,運動干預組與對照組在降低2型糖尿病患者總膽固醇方面更有優勢(如圖8)。
在所有納入文獻中共有研究對象1406例,其中運動干預組760例,對照組646例。由于研究結果之間存在異質性(P<0.00001),因此采用隨機效應模型分析。結果顯示:干預組與對照組相比,運動干預對2型糖尿病患者在降低糖化血紅蛋白方面更有優勢,WMD值為-1.40[95%CI(-1.72,-1.08)],P<0.00001。

圖6 按隨訪時間分組的亞組分析
2型糖尿病是危害人類健康的主要疾病之一,而且會導致其他嚴重并發癥給患者和社會帶來嚴重的經濟負擔。如何治療該病一直是人們關注的焦點。本文納入35篇有關運動干預對2型糖尿病患者血糖影響的臨床對照試驗中文文獻,通過Meta分析發現,運動干預對2型糖尿病患者降低空腹血糖、餐后2h血糖、糖化血紅蛋白值,以及降低患者BMI方面效果顯著。因此,在對2型糖尿病患者治愈的過程中,應重視運動干預的作用。

圖7 糖化血紅蛋白-漏斗圖

圖8 敏感度分析(剔除臨床對照試驗后)
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