有氧運動干預對我國成年人心率變異性影響的Meta分析

申日娜　陳樂琴

(山西師范大學體育學院，山西 臨汾　041000)

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有氧運動干預對我國成年人心率變異性影響的Meta分析

申日娜陳樂琴

(山西師范大學體育學院，山西 臨汾041000)

通過檢索國內文獻數據庫，獲得有關有氧運動干預對心率變異性影響的文獻，使用RevMan5.0軟件進行Meta分析。結果：9篇文獻納入研究中，通過有氧運動干預后可以顯著增大SDNN、r-MSSD、HF，顯著降低LF、LF/HF。進一步亞組分析顯示：干預前后具有顯著性差異。結論：有氧運動干預可以增大我國成年人心率變異性，但由于納入的文獻存在偏倚，所以本研究結果還需更高質量研究進行論證。

有氧運動干預；心率變異性；Meta分析

心率變異性(HRV)是指：正常心搏的RR間期不是完全一致的，是交感神經與迷走神經平衡的最佳表現，從而形成每搏間期的差異[1]。心率變異性是作為評價自主神經系統對心血管系統的調控，具有無創性、靈敏度高和可定量的優點，目前受到臨床醫學和體育科學的重視。心率變異性可作為判定心血管風險水平的依據和預測心血管事件的獨立危險因素。

目前，大量的研究已證明：運動可以增大心率變異性，加強自主神經對心臟的調節能力，降低安靜時心率，使迷走神經占主導，改善交感神經的活性，從而降低心血管風險的發生。本文將通過Meta分析，總結多個相關研究，選取心率變異性的時域指標和頻域指標來評價有氧運動干預對心率變異性的影響，為降低心血管風險的發生提供科學依據。

1　研究內容與方法

1.1研究內容

1.1.1文獻檢索

通過檢索中國知網(CNKI)、維普和萬方等國內文獻數據庫對所有有關有氧運動干預對心率變異性影響的文獻進行檢索，檢索時間段為：2000-2016年的文獻，檢索詞包括：“有氧運動”、“太極拳”、“瑜伽”、“運動干預”、“心率變異性”等。

1.1.2文獻選取

文獻納入標準：(1)研究設計：實驗型研究，為自身前后對照試驗或者含有自身前后對照試驗；(2)研究對象：非經常參加鍛煉人群，且實驗對象為同一人群進行運動干預前后對照；(3)運動干預措施：實驗組進行有氧運動干預措施且有氧運動不得少于8周；對照組無運動干預；(4)結局指標：時域指標：SDNN、r-MSSD；頻域指標：VLF、LF、HF、LF/HF，測量方法不限。

文獻排除標準：(1)實驗對象為經常參加鍛煉和體育專業的學生；(2)運動方式選擇非有氧運動；(3)實驗研究非自身前后對照試驗；(4)試驗報道信息太小、設計不合格、質量差的研究文獻。

1.2研究方法

1.2.1文獻質量評估

研究者采用自行設計的數據提取合格文獻中的數據和研究特征信息，提取作者、發表時間、運動處方要素等。納入研究的方法學質量評估采用Cohrane偏倚風險評估工具進行，內容主要有選擇性偏倚、測量偏倚、實施偏倚、報告偏倚以及其他偏倚等5個方面6個條目，判斷標準為低風險、不清楚和高風險，并將研究質量從高到低分為3個等級：A級：低度偏倚，即完全滿足4個及以上條目的質量標準(低風險)，發生偏倚的可能性較小；B級:中度偏倚，完全滿足2或3個條目的質量標準(低風險)，有發生偏倚的中度可能性；C級:高度偏倚，其中,1個條目及以上標準完全不滿足(高風險)，或只有1個或沒有條目的質量標準完全滿足(低風險)，有發生偏倚的高度可能性。

1.2.2數據提取

對文獻的內容進行提取，包括研究對象基本特征(年齡、性別、樣本量)、運動干預特征(運動時間、頻率、周期、強度)及運動干預前后頻域指標(VLF、LF、HF、LF/HF)和時域指標(SDNN、r-MSSD)。

1.2.3數據處理

使用RevMan5.0軟件進行數據處理，計算每個文獻的效應量及總體效應量。本文采用連續型變量，效應量以標準化均數差(SMD)表示，同時計算95%的置信區間。各研究間異質性檢驗采用一致性系數I2和P檢驗，P <0.05，I2≥50% ，存在異質性，采用隨機效應模型; P>0.05，I2<50%，存在同質性，采用固定效應模型，并進一步采用亞組分層進行產生異質性的中間變量進行分析。采用漏斗圖對Meta分析結果的偏倚進行檢驗。

2　研究結果

2.1納入文獻的基本特征

通過檢索得到文獻記錄98篇，根據文獻納入標準和排除標準進行篩選，最終選出9篇自身前后對照文獻，6篇納入研究質量等級為A級，3篇為B級，研究偏倚風險結果見圖1，納入文獻的基本特征見表1[2-10]。

2.2Meta分析

2.2.1有氧運動干預對時域指標的影響

(1)有氧運動干預對SDNN指標的影響

本研究一共納入8組591名研究對象進行有氧運動干預前后SDNN指標的對比。由于各研究對心率變異性測量方法和表示單位不相同，因而采用標準化均屬差(SMD)作為分析的合并效應量。由異質性檢驗結果顯示：df=7,p=0.0009，I2=72%，說明各研究存在較高的異質性，故采用隨機效應模型進行分析。合并效應的檢驗：Z=3.53，p=0.0004(p<0.05)。由Meta分析結果顯示：通過有氧運動干預后與干預前相比，SDNN有顯著差異，SMD95%的置信橫線在無效線的右側，表明通過有氧運動干預后與干預前相比明顯增大。(見圖2)

圖1　本研究基于Cochrane偏倚風險評估工具的納入研究方法學質量評介意圖

作者、及發表年份健康狀態n年齡(歲)X±SD實驗組的干預措施有氧運動強度有氧運動頻率及時間對照組處理結局指標趙春娟2009健康34T：20．73±0．65C：20．40±0．90第八套廣播體操第八套廣播體操固有節奏16min/次，5次/周，8周無運動干預①②③④⑤李海等，2015健康60T：66．4±4．8C：66．2±4．9有氧運動55%—69%HRmax早晚各25min/次，3次/周，12周無運動干預①②③④⑤謝業雷等2011健康74T：59．7±5．57C：無太極拳無說明60min/次，4次/周，24周無對照組①②③④⑤李航等，2014健康211T：44．3±10．4C：無登山中等強度90min/次，1次/周，16周無對照組①②③④⑤薛金波等，2014健康126T：43．±10．6C：42．7±9．8第九套廣播體操55%—70%HRma27min/次，5次/周，3個月無運動干預①②③④⑤何琳等，2007健康32T：29．63±3．54C：無瑜伽運動中等強度60min/次，2次/周，11個月無對照組①②③④⑤許婕等2009健康30T：20．4±0．82C：20．41±1．92瑜伽運動中等強度60min/次，3次/周，10周無運動干預②③④⑤李晶晶等，2014健康30T：46．8±5．4C：45．0±6．8羽毛球+健步走60%—75%HRma30min/次，5次/周，1年無運動干預①②③④黃劍雅等，2013健康24T：45．6±5．3C：43．2±3．3跑步65%—80%HRma無說明，共12周無運動干預①②③④⑤

T：實驗組 C：對照組 M：男性 F：女性 結局指標：①SDNN ②RMSSD ③LF ④HF ⑤LF/HF

圖2　有氧運動干預對我國成年人SDNN影響的森林圖

(2)有氧運動干預對r-MSSD指標影響

本研究一共納入9組621名研究對象進行有氧運動干預前后r-MSSD指標的對比。由于各研究對心率變異性測量方法和表示單位不相同，因而采用標準化均屬差(SMD)作為分析的合并效應量。由異質性檢驗結果顯示：df=8,p=0.0008，I2=70%，說明各研究存在較高的異質性，故采用隨機效應模型進行分析。合并效應的檢驗：Z=3.08，p=0.002(p<0.05)。由Meta分析結果顯示：通過有氧運動干預后與干預前相比，其r-MSSD有顯著性差異，SMD95%的置信橫線在無效線的右側，表明通過有氧運動干預后與干預前相比明顯增大。(見圖3)

2.2.2有氧運動干預對頻域指標的影響

英威達還宣布將在中國建造30萬t/a世界級乙二腈（ADN）工廠。預計投資10億美元，于2020年建設，2023年投產。

(1) 有氧運動干預對LF指標的影響

本研究一共納入9組621名研究對象進行有氧運動干預前后LF指標的對比。由于各研究對心率變異性測量方法和表示單位不相同，因而采用標準化均屬差(SMD)作為分析的合并效應量。由異質性檢驗結果顯示：df=8,p=0.0006，I2=63%，說明各研究存在較高的異質性，故采用隨機效應模型進行分析。合并效應的檢驗：Z=2.24，p=0.01(p<0.05)。由Meta分析結果顯示：通過有氧運動干預后與干預前相比，其LF有顯著差異，SMD95%的置信橫線在無效線的左側，表明通過有氧運動干預后與干預前相比明顯降低。(見圖4)

圖3　有氧運動干預對我國成年人r-MSSD影響的森林圖

圖4　有氧運動干預與對我國成年人LF指標的影響

(2) 有氧運動干預對HF指標的影響

本研究一共納入9組621名研究對象進行有氧運動干預前后HF指標的對比。由于各研究對心率變異性測量方法和表示單位不相同，因而采用標準化均屬差(SMD)作為分析的合并效應量。由異質性檢驗結果顯示:df=8,p=0.09，I2=42%，說明各研究不存在異質性，故采用固定效應模型進行分析。合并效應的檢驗：Z=7.49，p<0.00001(p<0.05)。由Meta分析結果顯示：通過有氧運動干預后與干預前相比，HF有顯著差異，SMD95%的置信橫線在無效線的右側，表明通過有氧運動干預后與干預前相比明顯增大。(見圖5)

圖5　有氧運動干預對HF指標的影響

(3)有氧運動干預對LF/HF指標的影響

本研究一共納入7組567名研究對象進行有氧干預前后LF/HF指標的對比。由于各研究對心率變異性測量方法和表示單位不相同，因而采用標準化均數差(SMD)作為分析的合并效應量。由異質性檢驗結果顯示：df=6,p=0.0001，I2=78%，說明各研究存在較高的異質性，故采用隨機效應模型進行分析。合并效應的檢驗：Z=2.79，p=0.005(p<0.05)。由Meta分析結果顯示：通過有氧運動干預后與干預前相比，其LF/HF有顯著差異，SMD95%的置信橫線在無效線的左側，表明通過有氧運動干預后與干預前相比明顯降低。(見圖6)

圖6　有氧運動干預對LF/HF指標的影響

2.2.3亞組分析

本研究一共納入9組621名研究對象，其中30周歲以下的有96名，30周歲以上的有525名。由于各研究對心率變異性測量方法和表示單位不相同，因而采用標準化均數差(SMD)作為分析的合并效應量。由異質性檢驗結果顯示：兩亞組數據df=8,p=0.001，I2=69%，說明研究存在較高的異質性，故采用隨機效應模型進行分析。分析結果顯示：30歲以上的，p=0.0009(p<0.05),干預后與干預前具有顯著差異，30歲以下，p=0.1(p>0.05)，干預后與干預前沒有統計學意義，但總效應量p=0.0004(p<0.05)，說明干預后與干預前具有顯著性差異。(見圖7)

圖7　按研究對象年齡進行亞組分析

(2) 根據干預時間長短進行亞組分析

本研究一共納入9組621名研究對象，其中干預時間12周以上的有315名，12周以下的有306名。由于各研究對心率變異性測量方法和表示單位不相同，因而采用標準化均數差(SMD)作為分析的合并效應量。由異質性檢驗結果顯示：兩亞組數據df=8,p=0.001，I2=69%，說明研究存在較高的異質性，故采用隨機效應模型進行分析。分析結果顯示：干預時間12周以上，p=0.02(p<0.05)，干預后與干預前具有顯著性差異，干預時間12周以下，p=0.13(p>0.05),干預后與干預前沒有顯著性差異，但總效應量p=0.01(p<0.05),說明干預后與干預前具有顯著性差異。(見圖8)

2.2.4偏倚分析

由漏斗圖(圖9)可以看出，有氧運動干預對我國成年人心率變異性影響的9項研究，從整體上觀察左右不對稱，表明發表有偏倚。

圖8　按干預時間長短進行亞組分析

圖9　有氧干預運動對我國成年人心率變異性影響漏斗圖

3　分析與討論

心率變異性是評價迷走神經與交感神經的張力及平衡性的重要指標，它是作為評價自主神經系統對心血管系統的調控，具有無創性、靈敏度高和可定量的優點，目前受到臨床醫學和體育科學的重視。在健康狀態下，心率變異性值有一定的范圍，當心率變異性下降時，心血管系統健康水平降低，當下降到某個特定值時，個體的死亡風險增大。所以，心率變異性可以判定心血管風險水平的依據和預測心血管事件的獨立危險因素。大量的研究表明，長期有氧運動可以增大心率變異性，加強自主神經對心臟的調節能力，降低安靜時心率，使迷走神經占主導，改善交感神經的活性，從而降低心血管風險的發生。本文采用薈萃分析，對該類的文獻進行合并研究，進一步研究有氧運動干預對心率變異性的影響。

3.1有氧運動干預對我國成年人心率變異性影響的Meta分析

大量研究已證明：有氧運動干預可以增大心率變異性，使安靜時迷走神經占主導，降低安靜時心率。 Galetta[11]以20位68歲的老年男性為研究對象，發現長期耐力訓練可引起老年個體HRV和工作能力提高。張麗娟，劉麗敏[12]等人通過對47名健康大學生進行為期半年的體育鍛煉，半年之后對HRV各指標進行測試發現，男生運動后HRV時域指標SDNN明顯大于運動前，安靜心率明顯低于運動前，男生運動后頻域指標TP、HF顯著高于運動前，LF/HF值明顯低于運動前，女生也有相似的趨勢。本文中Meta結果顯示：有氧運動干預后與干預前相比SDNN、RMSSD、HF增大，LF、LF/HF降低，這就說明：有氧運動干預可以顯著增大心率變異性，加強自主神經對心臟的調節能力，降低安靜時心率，在安靜狀態下迷走神經占主導地位，同時還能提高交感神經的調節功能，使交感神經與迷走神經達到最佳平衡。

3.2亞組分析

已有很多研究證明：年齡是影響心率變異性的重要因素，隨著年齡的增大，心率變異性降低，增大心血管風險的發生。Liol[13]通過對1948名普通人群的不同年齡、性別、族別的HRV的頻譜指標分析發現，隨著年齡的增大，雖然交感神經和迷走神經的成分都降低，但LF/HF增大，這就說明交感神經占優勢。本研究中按研究對象年齡亞組分析中結果顯示：30歲以上的，p=0.0009(p<0.05),干預后與干預前具有顯著差異，30歲以下，p=0.1(p>0.05)，干預后與干預前沒有統計學意義，但總效應量p=0.0004(p<0.05)，說明干預后與干預前具有顯著性差異。這就說明年齡與有氧運動干預對心率變異性影響存在顯著性差異。隨著年齡的增大，迷走神經的活性會降低，對竇房結的控制逐漸會變為交感神經占主導，會增加心血管疾病的風險。這就提示我們隨著年齡的增大要不斷地加強體育鍛煉，降低心血管發生的風險。

按干預時間長短進行亞組分析中結果顯示：干預時間12周以上，p=0.02(p<0.05)，干預后與干預前具有顯著性差異，干預時間12周以下，p=0.13(p>0.05),干預后與干預前沒有顯著性差異，但總效應量p=0.01(p<0.05),說明干預后與干預前具有顯著性差異。這就說明干預時間與有氧運動干預對心率變異性影響有顯著性差異。干預時間12周以上的效果要好于12周以下，所以，我們要長期堅持有氧運動，增大心率變異性。

3.3偏倚性分析

本研究共納入9篇文獻，有發表偏倚。造成偏倚的原因可能是：(1)大部分文章都是陽性結果，陰性結果的文章比較少，這是造成發表偏倚的重要因素。(2)無法檢索到未發表的文章，導致無法控制發表文章的偏倚。

盡管進行了很嚴格的篩選文獻，但是本文還存在一定的局限性，它主要包括：(1)運動干預的項目不同，包括：太極拳、廣播操、瑜伽、羽毛球、登山等。(2)心率變異性測試儀器不同導致測量方法和表示單位不相同，儀器主要包括:美國GE公司MARS 800心電分析系統，芬蘭制造MEGA心率變異性測試儀，Polar S800等。(3)研究對象的年齡、性別造成差異。(4)干預時間的長短、頻率、強度造成異質性。

綜上所述，Meta分析結果顯示：有氧運動干預可以增大我國成年人心率變異性，但由于納入的文獻存在偏倚，所以本研究結果還需更高質量研究進行論證。

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Aerobic Exercise Intervention Meta Analysis of The Impact Of Our Country Adult Heart Rate Variability

SHEN Ri-na,CHEN Le-Qin

(Physical Education School of Shanxi Normal University，Linfen 041000,China)

In the literature, the influence of aerobic exercise on heart rate variability was obtained by searching the domestic literature database, and the RevMan5.0 software was used for Meta analysis. Results: in the study of 9 papers, the SDNN、r-MSSD and HF were significantly increased after aerobic exercise intervention, which significantly reduced the LF, LF/HF. Further subgroup analysis showed the significant difference before and after intervention. Conclusion: aerobic exercise intervention can increase the heart rate variability in Chinese adults, but because of the bias in the literature, the results of this study need higher quality research.

aerobic exercise intervention; heart rate variability; meta-analysis

2016-07-22；

2016-09-10

申日娜(1992-)，女，碩士研究生，研究方向：體質測量與評價。

?運動人體科學與應用心理學

G804.2

A

1672-1365(2016)05-0063-07