運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)成人代謝綜合征患者心血管危險(xiǎn)因素影響的Meta分析

許 瀚，尹 毅，趙 燕*

代謝綜合征（metabolic syndrome，MS）是指人體多種代謝發(fā)生紊亂的病理狀態(tài)，包括蛋白質(zhì)、糖類、脂類物質(zhì)等，深究其病理機(jī)制為肥胖和胰島素抵抗。流行病學(xué)調(diào)查顯示，MS患病率在全世界不同年齡段或種族的群體中不斷增加，我國(guó)成人MS患病率約為16.5%，并呈逐年增高趨勢(shì)（顧東風(fēng)等，2005）；美國(guó)成年人中約35%達(dá)到MS的診斷標(biāo)準(zhǔn)，在60歲以上的人群中，患病率接近50%（Ford，et al.，2002）。心血管疾病（cardiovascular disease，CVD）是絕大多數(shù)成人MS患者死亡的主要原因。據(jù)美國(guó)心臟病學(xué)會(huì)（the American College of Cardiology）的報(bào)告顯示，一半以上的CVD死因來(lái)自5種可以糾正的心血管危險(xiǎn)因素（糖尿病、高膽固醇血癥、高血壓、肥胖和吸煙）（Laslett et al.，2012）。Lancet在關(guān)于1990－2013年死亡率和死因的全球疾病負(fù)擔(dān)的系統(tǒng)評(píng)價(jià)中進(jìn)一步指出，MS患者以肥胖、高血壓、高血糖、血脂代謝異常為特點(diǎn)，占據(jù)了其中的4種危險(xiǎn)因素，極易發(fā)展為CVD。

目前，JAMA在美國(guó)國(guó)家膽固醇教育計(jì)劃（the National Cholesterol Education Program，NCEP）中對(duì)MS患者推薦了2個(gè)針對(duì)性的治療目標(biāo)：1）通過(guò)加強(qiáng)體重管理和增加體力活動(dòng)治療基礎(chǔ)病因；2）對(duì)改變生活方式后仍然存在的心血管危險(xiǎn)因素進(jìn)行干預(yù)（NCEP Expert Panel，2001）。盡管運(yùn)動(dòng)已被推薦作為MS患者管理個(gè)人危險(xiǎn)因素的首要方式（Bassi et al.，2014；Magkos et al.，2009），但在運(yùn)動(dòng)模式的選擇上仍有爭(zhēng)議。目前主流的運(yùn)動(dòng)包括有氧運(yùn)動(dòng)、抗阻訓(xùn)練以及抗阻訓(xùn)練結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)，大部分研究顯示，無(wú)論哪種運(yùn)動(dòng)都對(duì)降低MS患者的基礎(chǔ)病因有益 處（Després et al.，1991；Fletcher et al.，1996，2001 Thompson et al.，2003），但在不同運(yùn)動(dòng)對(duì)MS患者各項(xiàng)CVD危險(xiǎn)因素改善效果方面的研究缺少統(tǒng)一認(rèn)識(shí)。部分文獻(xiàn)報(bào)道雖有分組研究，但將運(yùn)動(dòng)與膳食、熱量控制或藥物等干預(yù)措施疊加研究，或所納入的MS人群伴有并發(fā)癥或合并其他器質(zhì)性疾病（Ostman et al.，2017；Wewege et al.，2018），這在一定程度上干擾了運(yùn)動(dòng)對(duì)MS患者某些結(jié)局指標(biāo)的效果（Pattyn et al.，2013）。到目前為止，尚未有研究將運(yùn)動(dòng)作為一個(gè)獨(dú)立的干預(yù)因素，對(duì)其在改善MS患者CVD危險(xiǎn)因素中的作用，進(jìn)行全面評(píng)估，且國(guó)內(nèi)外相關(guān)對(duì)比研究涉及的心血管危險(xiǎn)因素結(jié)局指標(biāo)不夠全面。

鑒于此，本文將運(yùn)動(dòng)干預(yù)進(jìn)行獨(dú)立研究，以不伴有并發(fā)癥或合并其他器質(zhì)性疾病的成人MS患者為研究對(duì)象，就運(yùn)動(dòng)對(duì)其心血管危險(xiǎn)因素的影響效果進(jìn)行綜合分析及系統(tǒng)評(píng)價(jià)，為臨床指導(dǎo)MS患者進(jìn)行運(yùn)動(dòng)鍛煉及開具適合成人MS患者改善心血管危險(xiǎn)因素的運(yùn)動(dòng)處方提供決策。

1 研究方法

1.1 文獻(xiàn)檢索策略

檢索 PubMed、EMBASE、The Cochrane Library、中國(guó)知網(wǎng)（CNKI）、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)等數(shù)據(jù)庫(kù)，檢索時(shí)間為建庫(kù)至2019年1月。英文檢索以“sports、metabolic syndrome、resistance training、exercise、cardiovascular risk”作為主題詞與其自由詞結(jié)合檢索；中文檢索以“運(yùn)動(dòng)、代謝綜合征、心血管疾病”為主題詞與其自由詞結(jié)合檢索。同時(shí)查閱納入文獻(xiàn)的參考文獻(xiàn)以及未在數(shù)據(jù)庫(kù)中記錄的紙質(zhì)版文獻(xiàn)。

1.2 納入標(biāo)準(zhǔn)

1.2.1 研究類型及語(yǔ)種

研究類型為隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)（randomized controlled trial，RCT），且納入文獻(xiàn)語(yǔ)種為英文和中文的全部文獻(xiàn)。

1.2.2 研究對(duì)象

確診的成人MS患者，具體診斷標(biāo)準(zhǔn)以目前世界上3種主流診斷標(biāo)準(zhǔn)為主，分別為NCEP、國(guó)際糖尿病聯(lián)盟（International Diabetes Federation，IDF）、WTO制定的代謝綜合征標(biāo)準(zhǔn)。

1.2.3 干預(yù)措施

納入文獻(xiàn)干預(yù)措施應(yīng)符合：在沒有其他包括熱量限制、膳食、藥物、人為引導(dǎo)干預(yù)措施的情況下，將運(yùn)動(dòng)干預(yù)獨(dú)立研究，可選取不同的運(yùn)動(dòng)方式，包括中高強(qiáng)度的有氧運(yùn)動(dòng)、抗阻訓(xùn)練或抗阻訓(xùn)練結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)（聯(lián)合運(yùn)動(dòng)）等多種運(yùn)動(dòng)模式。在有效的隨訪時(shí)間內(nèi)，僅僅進(jìn)行實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的運(yùn)動(dòng)，而不進(jìn)行其他人為引導(dǎo)干預(yù)的鍛煉措施。

1.2.4 結(jié)局指標(biāo)

納入文獻(xiàn)須有明確的干預(yù)前后結(jié)局指標(biāo)。

1.3 排除標(biāo)準(zhǔn)

1）重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)，文獻(xiàn)語(yǔ)種非中、英文；綜述類文獻(xiàn)、會(huì)議或?qū)W位論文；2）動(dòng)物實(shí)驗(yàn)研究及閱讀全文后實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)不合理的文獻(xiàn)；3）研究對(duì)象為青少年者或MS合并其他器質(zhì)性疾病或并發(fā)癥者；4）隨訪時(shí)間不確切，在試驗(yàn)期間存在人為引導(dǎo)患者進(jìn)行組織安排的其他干預(yù)；5）無(wú)明確結(jié)局指標(biāo)、診療標(biāo)準(zhǔn)或療效的文獻(xiàn)；6）原始文獻(xiàn)無(wú)法提取數(shù)據(jù)，且聯(lián)系作者也無(wú)法獲取的文獻(xiàn)。

1.4 結(jié)局指標(biāo)

結(jié)局指標(biāo)包括確定為CVD危險(xiǎn)因素和可能為CVD危險(xiǎn)因素的指標(biāo)：腰圍（WC）、空腹血糖（FG）、甘油三酯（TG）、高密度脂蛋白膽固醇（HDL-C）、總膽固醇（TC）、收縮壓（SBP）、舒張壓（DBP）、峰值耗氧量（O2max）、體重（weight）、體脂量（FM%）、身體質(zhì)量指數(shù)（BMI）等11個(gè)結(jié)局指標(biāo)。

1.5 數(shù)據(jù)提取

文獻(xiàn)的納入和排除嚴(yán)格按照標(biāo)準(zhǔn)執(zhí)行，先由兩人篩選文獻(xiàn)，再交叉核對(duì)篩選出的文獻(xiàn)，如有意見不同，則由第三人進(jìn)行討論評(píng)價(jià)。將篩選出的文獻(xiàn)進(jìn)行數(shù)據(jù)提取，交叉核對(duì)數(shù)據(jù)，并進(jìn)行度量單位統(tǒng)一，如有數(shù)據(jù)不統(tǒng)一則由第三人核實(shí)數(shù)據(jù)。提取數(shù)據(jù)包括：研究類型、年齡、診斷標(biāo)準(zhǔn)、樣本量、干預(yù)方式、隨訪時(shí)間和結(jié)局指標(biāo)等。

1.6 質(zhì)量評(píng)估

質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)由Cochrane系統(tǒng)評(píng)價(jià)推薦的偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)，評(píng)價(jià)納入分析的文獻(xiàn)質(zhì)量，包括納入研究、隨機(jī)方法、分配隱藏、盲法、結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性、選擇性報(bào)告研究成果、其他偏倚來(lái)源等。

1.7 統(tǒng)計(jì)分析

將文獻(xiàn)中提取出的數(shù)據(jù)在Review Manager 5.3軟件中進(jìn)行系統(tǒng)Meta分析，本次研究結(jié)局指標(biāo)均為連續(xù)型變量資料，故采用加權(quán)均數(shù)差（WMD）及其95%CI為效應(yīng)量。各研究結(jié)果間的異質(zhì)性采用Review Manager軟件自帶的Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)以及I2檢驗(yàn)，如各研究間存在統(tǒng)計(jì)學(xué)同質(zhì)性（P＞0.1，I2＜40%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析；如存在統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（P＜0.1，I2＞40%），首先對(duì)其異質(zhì)性來(lái)源進(jìn)行分析，需要排除亞組分型和敏感性分析。若各研究結(jié)果間無(wú)明顯臨床異質(zhì)性，則采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。最終統(tǒng)計(jì)結(jié)果以P＜0.05為有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)篩選結(jié)果

此次檢索共獲得2 572篇文獻(xiàn)，均通過(guò)計(jì)算機(jī)檢索數(shù)據(jù)庫(kù)得到，紙質(zhì)文獻(xiàn)未獲及。經(jīng)過(guò)篩選重復(fù)文獻(xiàn)，初次排除不符合標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)1 681篇。通過(guò)閱讀全文，最終納入文獻(xiàn)共計(jì)10篇（Devallance et al.，2016；Irving et al.，2009；Kang et al.，2016；Marini et al.，2019；Roberson et al.，2018；Rodriguez et al.，2018；Slivovskaja et al.，2018；Stensvold et al.，2010；Tj?nna et al.，2008；Tomeleri et al.，2018），包含15個(gè)RCT，合計(jì)476名患者。其中3篇文獻(xiàn)（Irving et al.，2009；Roberson et al.，2018；Tj?nna et al.，2008）各包含2個(gè)RCT，1篇（Stensvold et al.，2010）包含3個(gè)RCT，篩選流程如圖1所示。

圖1 檢索流程圖Figure1. Flow Diagram of Literature Search

2.2 納入文獻(xiàn)基本特征及方法質(zhì)量學(xué)評(píng)估

根據(jù)Cochrane風(fēng)險(xiǎn)偏倚評(píng)估工具，對(duì)納入文獻(xiàn)的質(zhì)量進(jìn)行評(píng)分，評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)共6項(xiàng)：隨機(jī)方法、分配隱藏、盲法、結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性、選擇性報(bào)告研究成果、其他偏倚來(lái)源，每項(xiàng)分為低分險(xiǎn)、高風(fēng)險(xiǎn)及未知風(fēng)險(xiǎn)，分別用綠、紅、黃表示，并記為1分、0分、0.5分，總分為6分，＞4分認(rèn)為研究偏倚風(fēng)險(xiǎn)低，≤4分認(rèn)為研究偏倚風(fēng)險(xiǎn)高。本文納入文獻(xiàn)均為5分以上，偏倚風(fēng)險(xiǎn)低，在方法學(xué)的質(zhì)量評(píng)價(jià)上，文獻(xiàn)質(zhì)量高，具有一定的代表性（表1、圖2）。

表1 納入文獻(xiàn)基本特征Table1 Basic Characteristics of the Literature

2.3 運(yùn)動(dòng)對(duì)MS患者心血管危險(xiǎn)因素的Meta分析結(jié)果

2.3.1 WC效應(yīng)量Meta分析

共納入15個(gè)RCT，研究對(duì)象共計(jì)476人，其中有氧運(yùn)動(dòng)組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組80人，對(duì)照組215人。Meta分析結(jié)果如圖3所示，與對(duì)照組比較，有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間無(wú)異質(zhì)性（P=0.87，I2=0%），分析采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)WC的影響MD=-2.07（-3.24，-0.90）（P=0.000 5）具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間異質(zhì)性（P=0.88，I2=0%）可忽略，分析采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量MD=-1.82（-3.98，0.33）（P=0.10）無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖2 Cochrane風(fēng)險(xiǎn)偏倚評(píng)估圖Figure 2. The Risk Assessment of Bias by Cochrane

圖3 WC的Meta分析森林圖Figure 3. Forest Plot of the Meta-analysis on Waist Circumference

2.3.2 體重效應(yīng)量Meta分析

共納入11個(gè)RCT，研究對(duì)象共計(jì)354人，其中有氧運(yùn)動(dòng)組150人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組49人，對(duì)照組155人。分析結(jié)果如圖4所示，與對(duì)照組相比，有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.99，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)體重的影響MD=-1.06（-3.48，1.35）（P=0.39）無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.96，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)體重的影響MD=-1.07（-5.11，2.97）（P=0.60）無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2.3.3 BMI效應(yīng)量Meta分析

共納入9個(gè)RCT，研究對(duì)象共計(jì)302人，其中有氧運(yùn)動(dòng)組138人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組36人，對(duì)照組128人。Meta分析結(jié)果如圖5所示，與對(duì)照組相比，有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間無(wú)異質(zhì)性（P=0.98，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)BMI的影響MD=-0.17（-0.86，0.52）（P=0.63）無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間無(wú)異質(zhì)性（P=0.81，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)BMI的影響MD=-0.25（-1.65，1.14）（P=0.72）無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2.3.4 FM%效應(yīng)量Meta分析

共納入6個(gè)RCT，研究對(duì)象共計(jì)171人，其中有氧運(yùn)動(dòng)組36人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組50人，對(duì)照組85人。分析結(jié)果如圖6所示，與對(duì)照組比較，有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.68，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)FM%的影響MD=-0.78（-2.22，0.65）（P=0.28）無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=1.00，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)FM%的影響MD=-3.06（-4.70，-1.42）（P=0.000 2），具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2.3.5 FG效應(yīng)量Meta分析

共納入15個(gè)RCT，研究對(duì)象共計(jì)476人，其中有氧運(yùn)動(dòng)組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組80人，對(duì)照組215人。分析結(jié)果如圖7所示，與對(duì)照組相比，有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.47，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)量，有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)FG的影響MD=-0.14（-0.26，-0.03）（P=0.02）有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間存在異質(zhì)性（P＜0.000 01，I2=90%），故排除亞組分型和敏感性分析后采用隨機(jī)效應(yīng)模型，合并效應(yīng)量MD=-0.49（-1.10，0.12）（P=0.12），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)FG的差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖4 體重的Meta分析森林圖Figure 4. Forest Plot of the Meta-analysis on Weight

圖5 BMI的Meta分析森林圖Figure 5. Forest Plot of the Meta-analysis on BMI

圖6 FM%的Meta分析森林圖Figure 6. Forest Plot of the Meta-analysis on FM%

圖7 FG的Meta分析森林圖Figure 7. Forest Plot of the Meta-analysis on FG

2.3.6 HDL-C效應(yīng)量Meta分析

共納入15個(gè)RCT，研究對(duì)象共計(jì)476人，其中有氧運(yùn)動(dòng)組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組80人，對(duì)照組215人。分析結(jié)果如圖8所示，與對(duì)照組相比，有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間存在輕度異質(zhì)性，可忽略（P=0.14，I2=34%），分析采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)HDL-C的影響MD=2.03（0.12，3.94）（P=0.04），具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.57，I2=0%），分析采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量MD=0.01（-0.17，0.18）（P=0.93），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)HDL-C的影響無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖8 HDL-C的Meta分析森林圖Figure 8. Forest Plot of the Meta-analysis on HDL-C

2.3.7 TG效應(yīng)量Meta分析

共納入15個(gè)RCT，研究對(duì)象共計(jì)476人，其中有氧運(yùn)動(dòng)組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組80人，對(duì)照組215人。分析結(jié)果如圖9所示，與對(duì)照組相比，有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間存在輕度異質(zhì)性，可忽略（P=0.24，I2=23%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)TG的影響MD=-17.60（-34.76，-0.44）（P=0.04）具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間存在輕度異質(zhì)性，可忽略（P=0.77；I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量MD=-8.88（-23.23，5.47）（P=0.23），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)TG的影響無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖9 TG的Meta分析森林圖Figure 9. Forest Plot of the Meta-analysis on TG

2.3.8 TC效應(yīng)量Meta分析

共納入6個(gè)RCT，研究對(duì)象共計(jì)267人，其中有氧運(yùn)動(dòng)組118人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組38人，對(duì)照組113人。分析結(jié)果如圖10所示，與對(duì)照組相比，有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.65，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)TC的影響MD=-9.38（-16.25，-2.51）（P=0.007），具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間存在中度異質(zhì)性（P=0.15，I2=47%），故排除亞組分型和敏感性分析后采用隨機(jī)效應(yīng)模型，合并效應(yīng)量MD=-5.06（-16.77，6.65）（P=0.40），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)TC的影響無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖10 TC的Meta分析森林圖Figure 10. Forest Plot of the Meta-analysis on TC

2.3.9 SBP效應(yīng)量Meta分析

共納入15個(gè)RCT，研究對(duì)象共計(jì)476人，其中有氧運(yùn)動(dòng)組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組80人，對(duì)照組215人。分析結(jié)果如圖11所示，與對(duì)照組相比，有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間存在異質(zhì)性（P=0.004，I2=64%），故排除亞組分型和敏感性分析后采用隨機(jī)效應(yīng)模型，合并效應(yīng)量MD=-7.18（-10.81，-3.55）（P=0.000 1），表明有氧運(yùn)動(dòng)可使MS患者的SBP水平得到顯著改善；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間存在異質(zhì)性（P=0.000 5，I2=77%），故排除亞組分型和敏感性分析后采用隨機(jī)效應(yīng)模型，合并效應(yīng)量MD=-8.81（-14.98，-2.63）（P=0.005），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)SBP的影響具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2.3.10 DBP效應(yīng)量Meta分析

共納入15個(gè)RCT，研究對(duì)象共計(jì)476人，其中有氧運(yùn)動(dòng)組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組80人，對(duì)照組215人。分析結(jié)果如圖12所示，與對(duì)照組相比，有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間存在輕度異質(zhì)性，可忽略（P=0.20，I2=27%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量MD=-2.93（-4.48，-1.37）（P=0.000 2）具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，表明與對(duì)照組相比，有氧運(yùn)動(dòng)能夠顯著改善MS患者的DBP；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間存在輕度異質(zhì)性，可忽略（P=0.07，I2=38%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量MD=-3.15（-6.51，0.21）（P=0.07），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)DBP的影響無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖11 SBP的Meta分析森林圖Figure 11. Forest Plot of the Meta-analysis on SBP

圖12 DBP的Meta分析森林圖Figure 12. Forest Plot of the Meta-analysis on DBP

共納入10個(gè)RCT，研究對(duì)象共計(jì)325人，其中有氧運(yùn)動(dòng)組150人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組36人，對(duì)照組139人。分析結(jié)果如圖13所示，與對(duì)照組相比，有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間存在中度異質(zhì)性（P=0.07，I2=49%），故排除亞組分型和敏感性分析后，采用隨機(jī)效應(yīng)模型合并效應(yīng)量MD=2.44（0.91，3.98）（P=0.000 2），結(jié)果具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，提示有氧運(yùn)動(dòng)能夠顯著改善O2max水平；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)組各研究間存在異質(zhì)性（P=0.002；I2=84%），故排除亞組分型和敏感性分析后，采用隨機(jī)效應(yīng)模型合并效應(yīng)量MD=6.34（-0.15，12.83）（P=0.06），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)O2max的影響無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

3 討論

研究表明，增加運(yùn)動(dòng)量和提高心肺適能與MS患病率呈顯著負(fù)相關(guān)（Klein et al.，2004），但不同運(yùn)動(dòng)模式的選擇對(duì)MS患者心血管健康的影響，仍鮮有研究。本研究旨在分析運(yùn)動(dòng)對(duì)不伴有并發(fā)癥或不合并其他器質(zhì)性疾病的成人MS患者CVD危險(xiǎn)因素的影響。通過(guò)對(duì)納入文獻(xiàn)的Meta分析發(fā)現(xiàn)，在控制其他治療干預(yù)前提下，與對(duì)照組相比，單純采用4周以上的規(guī)律有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)MS患者WC、FG、DBP、SBP、TG、TC、HDL-C、O2max等結(jié)局指標(biāo)的改善，均具有顯著的臨床意義。而抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運(yùn)動(dòng)對(duì)MS患者僅局限于SBP、FM%的影響。Meta分析結(jié)果未顯示出運(yùn)動(dòng)對(duì)體重、BMI的改善作用，分析原因可能是由于納入RCT的干預(yù)時(shí)間有限，中短期運(yùn)動(dòng)在使體脂量減少的同時(shí)，可能會(huì)促進(jìn)肌肉的增長(zhǎng)，導(dǎo)致體重?zé)o明顯變化。另外個(gè)體差異、基線水平較高及樣本量的大小，也可能直接影響分析結(jié)果。

圖13 O2max的Meta分析森林圖Figure 13. Forest Plot of the Meta-analysis on O2max

3.1 有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)MS患者心血管危險(xiǎn)因素的影響

研究表明，MS的發(fā)生和氧化應(yīng)激水平密切相關(guān)（Ceriello et al.，2001；Sowers et al.，2009；Vega-López et al.，2004）。MS患者抗氧化應(yīng)激能力下降以及胰島素抵抗的雙重作用，促使血漿、內(nèi)臟及肌肉組織脂質(zhì)含量增加（Iacobellis et al.，2003），而腫瘤壞死因子-α（tumor necrosis factor，TNF-α）在腹部脂肪組織的特異性表達(dá)，進(jìn)一步導(dǎo)致腹型肥胖發(fā)生（Choi，et al.，2012）。肥胖加重胰島素抵抗，誘發(fā)高血糖，促進(jìn)氧化應(yīng)激，從而導(dǎo)致MS的惡性循環(huán)。有氧運(yùn)動(dòng)持續(xù)且規(guī)律性的特點(diǎn)，一方面通過(guò)增強(qiáng)抗氧化酶及氧化損傷修復(fù)酶的活性，提高機(jī)體的抗氧化應(yīng)激能力（Calabrese et al.，2001），另一方面也通過(guò)骨骼肌釋放白細(xì)胞介素-6（Interleukin-6，IL-6），激活腺苷酸活化蛋白激酶（AMP-activated protein kinase，AMPK）途徑，促進(jìn)MS脂質(zhì)代謝（Petersen et al.，2005）。Richter等（2013）進(jìn)一步研究指出，有氧運(yùn)動(dòng)可通過(guò)增加MS患者葡萄糖代謝關(guān)鍵酶GLUT4的表達(dá)，降低周圍組織的胰島素抵抗及增加糖耐量水平。在納入文獻(xiàn)中，Irving等（2009）、Kang等（2016）、Roberson等（2018）、Slivovskaja等（2018）、Stensvold等（2010）及Tj?nna等（2008）的研究結(jié)果均證實(shí)了有氧運(yùn)動(dòng)能夠顯著降低FG及TG含量。既往發(fā)現(xiàn)，腎素-血管緊張素-醛固酮系統(tǒng)（renin-angiotensin-aldosterone system，RAAS）在MS發(fā)病機(jī)制和疾病進(jìn)展中占據(jù)重要位置。醛固酮水平的增高可誘導(dǎo)促炎性脂肪因子的表達(dá)及氧化應(yīng)激反應(yīng)，胰島素受體表達(dá)減少，同時(shí)誘發(fā)高血壓（Ehrhart-Bornstein，et al.，2004）。有氧運(yùn)動(dòng)通過(guò)改善肥胖，降低醛固酮水平，調(diào)節(jié)RAAS系統(tǒng)，從而改善血壓水平（Dall’Asta et al.，2009）。Slivovskaja等（2018）在一項(xiàng)納入126人的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)中證明，每周5次持續(xù)8周的中高強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)能有效治療MS患者的3大基礎(chǔ)病因，改善心血管內(nèi)環(huán)境，降低CVD危險(xiǎn)因素。Roberson等（2018）的研究亦指出，較抗阻訓(xùn)練相比，12周規(guī)律的有氧運(yùn)動(dòng)更能改善MS患者的基礎(chǔ)病因、血流動(dòng)力學(xué)指標(biāo)以及生活質(zhì)量。O2max作為心肺耐力評(píng)估指標(biāo)，可從側(cè)面體現(xiàn)心血管功能。MS患者肥胖且缺少體力活動(dòng)，使其O2max水平較常人降低。Wisl?ff等（2007）發(fā)現(xiàn)，有氧運(yùn)動(dòng)通過(guò)增加骨骼肌容量及心輸出量，增強(qiáng)機(jī)體對(duì)中心O2的運(yùn)輸以及外周O2的利用，從而引起O2max增加。Sala等（2016）研究表明，有氧運(yùn)動(dòng)還可通過(guò)調(diào)節(jié)自主神經(jīng)改善O2max。本次系統(tǒng)評(píng)價(jià)亦證實(shí)，有氧運(yùn)動(dòng)能顯著提高M(jìn)S患者的O2max水平。

3.2 抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運(yùn)動(dòng)對(duì)MS患者心血管危險(xiǎn)因素的影響

抗阻訓(xùn)練作為一種恒定運(yùn)動(dòng)速度的肌力訓(xùn)練，其改善MS的效果較局限。Normandin等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，MS患者如果只進(jìn)行抗阻訓(xùn)練，對(duì)其TC、TG、SBP、DBP并無(wú)顯著影響。Stensvold等（2010）通過(guò)對(duì)比有氧運(yùn)動(dòng)、抗阻訓(xùn)練及聯(lián)合運(yùn)動(dòng)發(fā)現(xiàn)，抗阻訓(xùn)練及聯(lián)合運(yùn)動(dòng)僅對(duì)MS患者WC、FM%、SBP、O2max有輕度改善作用，遠(yuǎn)不及有氧運(yùn)動(dòng)的治療效果，且單獨(dú)抗阻訓(xùn)練與抗阻訓(xùn)練聯(lián)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)的聯(lián)合運(yùn)動(dòng)效果差異不大。相關(guān)的Meta分析也表明，抗阻訓(xùn)練僅對(duì)MS患者的WC、SBP、卒中死亡率和心臟病死亡率有影響，對(duì)其他代謝指標(biāo)（如血脂、血糖等）并無(wú)改善效果（Lemes et al.，2016）。既往研究顯示，抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運(yùn)動(dòng)能夠降低WC水平（Marini et al.，2019；Roberson et al.，2018；Stensvold et al.，2010），但本研究的亞組分析發(fā)現(xiàn)，抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運(yùn)動(dòng)僅對(duì)MS患者的SBP及FM%具有明顯的改善效果，對(duì)WC水平無(wú)顯著影響，此差異可能與不同研究干預(yù)方式的納入標(biāo)準(zhǔn)不同有關(guān)。抗阻訓(xùn)練主要作用于肌肉等張、等長(zhǎng)、等速收縮，不同設(shè)計(jì)方式（如練習(xí)部位、方式、組數(shù)與重復(fù)次數(shù)、間歇時(shí)間、動(dòng)作速度等）的抗阻訓(xùn)練，針對(duì)不同部位的肌肉產(chǎn)生的作用也不同（Dankel et al.，2019），因此，各研究結(jié)果較難達(dá)成一致，有待進(jìn)一步納入更多文獻(xiàn)研究。盡管抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運(yùn)動(dòng)模式只對(duì)SBP有影響，但Lewington等（2002）發(fā)現(xiàn)，即使SBP減少2 mmHg，也能將中風(fēng)死亡率降低10%，CVD死亡率降低7%。因此，老年MS患者在運(yùn)動(dòng)能力減退的情況下，仍可適度進(jìn)行抗阻訓(xùn)練或低強(qiáng)度聯(lián)合訓(xùn)練，以降低CVD死亡風(fēng)險(xiǎn)。

4 本研究的局限和不足

1）檢索文獻(xiàn)時(shí)，尚未能收集到數(shù)據(jù)庫(kù)以外的灰色文獻(xiàn)，這可能成為本研究結(jié)論的限制因素之一。

2）本研究納入文獻(xiàn)質(zhì)量中等偏上，尚缺乏高質(zhì)量、高樣本的文獻(xiàn)；樣本量亦相對(duì)不足，有可能存在偏倚的風(fēng)險(xiǎn)。

3）納入不同文獻(xiàn)的設(shè)計(jì)方案存在不可避免的差異性，如患者個(gè)體差異、依從性、干預(yù)時(shí)間、運(yùn)動(dòng)形式等，這些不可控制的因素可能會(huì)造成本研究的異質(zhì)性問(wèn)題。

4）鑒于既往研究提出，抗阻訓(xùn)練與抗阻訓(xùn)練聯(lián)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)效果差異不大（Marini et al.，2019；Stensvold et al.，2010）以及文獻(xiàn)研究樣本量不足，且大部分抗阻訓(xùn)練中都會(huì)夾雜低強(qiáng)度有氧訓(xùn)練，如熱身、緩沖時(shí)的低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)等相關(guān)因素，故本研究在分析中，將兩者列為一組進(jìn)行亞組分析，這在一定程度上可能會(huì)對(duì)結(jié)局指標(biāo)產(chǎn)生干擾。

5 結(jié)論

有效的運(yùn)動(dòng)干預(yù)能顯著改善成人MS患者的CVD危險(xiǎn)因素，單純有氧運(yùn)動(dòng)與抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運(yùn)動(dòng)對(duì)MS患者的SBP均有顯著影響，但有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)其他CVD危險(xiǎn)因素影響范圍更大，涉及指標(biāo)更廣，可以有效改善單純MS患者的WC、FG、DBP、SBP、TG、TC、HDL-C、O2max等結(jié)局指標(biāo)，降低CVD危險(xiǎn)因素，較抗阻訓(xùn)練或抗阻訓(xùn)練結(jié)合低強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)更具優(yōu)勢(shì)，改善效果更全面，可作為成人MS患者降低CVD風(fēng)險(xiǎn)因素的最佳運(yùn)動(dòng)方式。