中老年高血壓患者血脂運動干預的Meta分析

徐美琪，李寧川

1 前言

高血壓作為目前最常見的慢性病，在全球范圍內近幾年高血壓發病率均呈上升趨勢[1,2,3]?！吨袊哐獕悍乐维F狀藍皮書2018版》[4]公布的調查顯示，我國18歲及以上成人高血壓患病率為27.9%，至于中老年人，2012年我國大于及等于60歲人群患高血壓的概率是58.9%，并且在80歲及以上的高齡人群中，患高血壓的概率已經接近90%。由此看來，如何防治和改善中老年高血壓患者的問題刻不容緩。

由于長期堅持體育鍛煉對于血壓的控制有積極影響，它能夠使肌肉得到鍛煉，也能夠使肌肉血管纖維逐漸地增強。冠狀動脈的側支血管比較多，經常鍛煉就能夠使這個冠狀動脈的血流量增加，管腔增大，對于動脈粥樣硬化能夠起到很好的防治作用，有利于心血管疾病的康復。而運動作為一種非藥物治療的干預手段，也受越來越多的人的歡迎，尤其是中老年人群。由于運動形式具有多樣性，如傳統養生運動或現代有氧運動，可供中老年人群自由選擇的運動方式也越來越多[5]，更易向大眾推廣。且已有研究證明[6]，有氧運動、抗阻運動等均對高血壓病有益。

2 研究方法

2.1 文獻檢索

采用計算機檢索，分別以主題詞、自由詞以及主題詞+自由詞對多個數據庫進行檢索，中文主題詞包括：高血壓、中老年、中年人、老年人、鍛煉、運動；英文主題詞包括：hypertension、middle-aged and elderly、exercise、middle-aged、old people，檢索時間為1998年至今。

2.2 納入和排除標準

2.2.1 納入標準

1)已公開發表的關于患有高血壓的中老年人群在運動干預的情況下相關性的隨機試驗研究，納入病例均為隨機對照試驗；2)高血壓病患者，不針對是否單純性高血壓病和性別，其年齡范圍限制在男性年齡>45歲，女性年齡>45歲；3)納入文獻中的研究對象均符合高血壓診斷標準[7]；4)文獻質量高且數據真實有效并完整。

2.2.2 排除標準

1)質量差、文章篇幅短小不全而無法使用的文獻；2)重復或存在明顯抄襲、數據造假的文獻；3)綜述類、系統評價、動物實驗、本身為meta分析等總結類的文獻；4)無法獲取全文或無法提取有效數據的文獻。5)干預實驗不嚴謹且存在偏倚的文獻。

2.3 文獻篩選以及質量評估

將數據庫檢索到的5877篇文章,先通過NoteExpress軟件進行篩選,在去重后，瀏覽論文標題、摘要實行二次篩選，在這過程排除標準和納入標準進行文獻的篩除和選擇。最終確定納入研究的文獻篇數為14篇[8-21]。具體的篩選流程見圖1。

圖1 納入研究流程圖

然后由2名研究者對文章進行深度閱覽,并根據文獻納入

與排除標準再次進行篩取,最后納入文獻14篇。將最后納入的14篇文獻交給導師進行質量評估，再將質量評估的結果運用Cochrane風險評估量表對納入的研究文獻實施質量評估。該評分量表為6分制,得分1～2分表示文獻質量較低,得分3～6分表示文獻質量較高,如有分歧由第三方進行評分,最后取3名研究員質量評分的平均分。風險評估圖如圖2、圖3所示。

圖2 風險評估圖匯總圖

圖3 風險評估圖分段圖

該結果表明，除了未采用盲法，且是否隱蔽分組在文章中未提及，其他的可信度都較高，經過篩選沒有低質量文獻,共14篇文獻納入Meta分析。納入文獻的基本情況,結局指標均為血脂四項——TC、TG、HDL-C、LDL-C,如表1所示：

表1 納入文獻基本情況

2.4 統計學分析

對納入文獻提取的信息，通過Review Manage5.3軟件進行統計學的分析。采用I2、P判斷各研究間是否存在異質性(當I2<50%時,且p>0.1為無異質；當50%70%,為高度異質。若當p<0.1時，則都有異質)。若文獻間有異質性,就采用隨機效應模型進行Meta分析,并選取標準化均數差(SMD)，以及計算出置信區間(95%CI)，合并效應量。接下來，通過敏感性分析和亞組分析探究異質性的來源,漏斗圖發表偏倚檢驗。

3 Meta研究結果與分析

3.1 運動干預高血壓患者TC的Meta結果與分析

3.1.1 TC-異質性檢驗

本研究所納入的14篇文獻，通過異質性檢驗，I2=62%>50%，且Q檢驗的P<0.1，這表示此次選入的文獻他們中間存在異質性，選取隨機效應進行分析，并繼續考察異質性的來源?；诒敬窝芯康臄祿闆r，高度懷疑異質性的來源為選擇運動干預的方式不一樣。所以對于整體14篇文獻，選擇隨機效應進行meta分析。根據隨機效應得出的分析結果表明，試驗組的TC值比對照組的TC指標低0.56，以及具低的程度具有統計學意義，P<0.05。

3.1.2 TC-敏感性分析

其中，吳杰一篇的文獻因為其運動的環境有特定的限制，在含負離子高的森林公園鍛煉，即低氧的環境中鍛煉，與其他文獻所處的鍛煉環境不同，異質性產生較高，所以直接剔除這篇文獻。剔除這篇文獻后，異質性檢驗，I2=53%>50%，且Q檢驗的P<0.1，還是存在異質性，所以后續會進行亞組分析。

再次進行異質性檢驗，選擇隨機效應進行meta分析，如圖4所示：

圖4 TC的隨機效應模型森林圖(剔除文獻后)

根據隨機效應得出的分析結果表明試驗組的TC值比對照組的TC值低0.50，以及具低的程度具有統計學意義，P<0.05。

3.1.3 TC-亞組分析

按照運動干預方式(現代有氧運動，傳統養生運動)將13篇文獻劃分成兩組，分別進行meta分析異質性檢測顯示I2=91.8%>50%，且Q檢驗的P<0.1，可看出兩個組別之間的異質性極強，達到了高度異質，意味著不同的運動干預方式的選擇在很大程度上會影響meta分析結果。其中,傳統養生運動干預SMD效應量區間為-0.76[-0.96,-0.56]，I2=36%<50%，且Q檢驗的P>0.1,組內異質不是很大，在可接受的范圍內，且合并7篇傳統養生運動干預文獻的結果，效應量達到了-0.76，且顯著(z=7.74，p<0.05),即將達到大效應量，意味著傳統養生運動干預在很大程度上影響了中老年高血壓病人，有益于中老年高血壓患者TC值的下降。其次，現代有氧運動干預SMD效應量區間為-0.30[-0.46,-0.13]，I2=21%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內異質不是很大，且合并6篇現代有氧運動干預文獻的結果，效應量達到了-0.30，且顯著(z=7.46，p<0.05),達到中等效應量，意味著現代有氧運動干預對中老年高血壓TC指標有明顯改善。

3.1.4 TC-偏倚檢驗

按照亞組進行偏倚檢驗，繪制漏斗圖，如圖5：

圖5 TC的偏倚檢測注：左側為傳統養生運動干預；右側為現代有氧運動干預。

根據上圖可以看出漏斗圖基本對稱，而經過偏倚檢驗可以得到P值全部大于0.05，因此可以判斷本次研究的文獻不存在發表偏倚。

3.2 運動干預高血壓患者TG的Meta結果與分析

3.2.1 TG-異質性檢驗

本研究所納入的14篇文獻，通過異質性檢驗，I2=82%>50%，且Q檢驗的P<0.1，這表示此次選入的文獻他們中間存在很強的異質性，選取隨機效應進行meta分析，并繼續考察異質性的來源?；诒敬窝芯康臄祿闆r，高度懷疑異質性的來源為運動干預方式的差異。所以對于整體14篇文獻，選擇隨機效應進行meta分析。結果表明，試驗組的TG值比對照組的TG值低0.60，以及具低的程度具有統計學意義，P<0.05。

3.2.2 TG-敏感性分析

其中，白雅萍一篇的文獻其異質性偏大，所以直接剔除這篇文獻，且王潔婷一篇，其結果與其他結果產生一定出入，所以也剔除。剔除兩篇文獻后，經異質性檢驗，I2=71%>50%，且Q檢驗的P<0.1，仍然存在異質性，所以會按照運動干預方式分類進行亞組分析。

再次進行異質性檢驗，選擇隨機效應進行meta分析，如圖6所示：

圖6 TG的隨機效應模型森林圖(剔除文獻后)

結果表明，試驗組的TG值比對照組的TG值低0.64，以及具低的程度具有統計學意義，P<0.05。

3.2.3 TG-亞組分析

按照運動干預方式(現代有氧運動，傳統養生運動)將12篇文獻劃分成兩組，分別進行meta分析經異質性檢測顯示I2=94.6%>50%，且Q檢驗的P<0.1，可看出兩個組別之間的異質性極強，達到了高度異質，意味著不同的運動干預方式的選擇在很大程度上會影響meta分析結果。其中,現代有氧運動干預SMD效應量區間為-0.16[-0.47,-0.15]，I2=44%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內異質不是很大，在可接受的范圍內，且合并4篇現代有氧運動干預文獻的結果，效應量達到了-0.16，且顯著(z=1.02，p<0.05),達到低等效應量，意味著現代有氧運動干預在小程度上影響了中老年高血壓病人TG指標，有益于中老年高血壓患者TG值的下降。其次，傳統養生運動干預SMD效應量區間為-0.96[-1.14,-0.77]，I2=0%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內完全無異質，且合并8篇傳統養生運動干預文獻的結果，效應量達到了-0.96，且顯著(z=10.19，p<0.05),達到大效應量，意味著傳統養生運動干預對中老年高血壓TG指標有顯著的改善。

3.2.4 TG-偏倚檢驗

按照亞組進行偏倚檢驗，繪制漏斗圖，如圖7所示：

圖7 TG的偏倚檢測注：左側為現代有氧運動干預；右側為傳統養生運動干預。

根據上圖可以看出漏斗圖基本對稱，而經過偏倚檢驗可以得到P值全部大于0.05，因此可以判斷本次研究的文獻不存在發表偏倚。

3.3 運動干預高血壓患者HDL-C的Meta結果與分析

3.3.1 HDL-C-異質性檢驗

本研究所納入的14篇文獻，通過異質性檢驗，I2=64%>50%，且Q檢驗的P<0.1，這表示此次選入的文獻他們中間存在異質性，選取隨機效應進行分析，并繼續考察異質性的來源?；诒敬窝芯康臄祿闆r，高度懷疑異質性的來源為周鍛煉頻率的差異。所以對于整體14篇文獻，選擇隨機效應做meta分析，結果：根據隨機效應得出的分析結果表明，試驗組的HDL-C值比對照組的HDL-C值高0.54，以及具低的程度具有統計學意義，P<0.05。

3.3.2 HDL-C-敏感性分析

其中，易容一篇的文獻其異質性偏大，所以直接剔除這篇文獻，剔除這篇文獻后，經異質性檢驗，I2=57%>50%，且Q檢驗的P<0.1，仍然存在異質性，所以會根據周鍛煉頻率分類做亞組分析。

再次進行異質性檢驗，結果如圖8所示：

圖8 HDL-C的隨機效應模型森林圖(剔除文獻后)

結果表明，試驗組的HDL-C值比對照組的HDL-C值高0.49，以及具低的程度具有統計學意義，P<0.05。

3.3.3 HDL-C-亞組分析

按照周鍛煉頻率將13篇文獻劃分成三組，分別進行meta分析經異質性檢測顯示I2=92.8%>50%，且Q檢驗的P<0.1，可看出三個組別之間的異質性極強，達到了高度異質，意味著周鍛煉頻率的不同在很大程度上會影響meta分析結果。其中鍛煉周頻率<4次的SMD效應量區間為0.04[-0.02,0.10]，I2=0%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內完全無異質,且合并4篇鍛煉周頻率<4次的文獻的結果，效應量達到了0.04，且顯著(z=1.05，p<0.05),達到小效應量，意味著鍛煉周頻率次數少的對中老年高血壓血脂指標中HDL-C的影響較小，但仍有積極的影響效果。其次，鍛煉周頻率4次的組內異質SMD效應量區間為0.25[0.18,0.32]，I2=6%<50%，且Q檢驗的P>0.1，不是很大，在可接受的范圍內，且合并5篇鍛煉周頻率4次的文獻的結果，效應量達到了0.25，且顯著(z=6.91，p<0.05),達到中等效應量，意味著鍛煉周頻率4次對提高中老年高血壓血脂指標中HDL-C的影響較大，是有益的。最后，鍛煉周頻率>4次的SMD效應量區間為0.23[0.16,0.30]，I2=0%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內完全無異質，且合并4篇鍛煉周頻率>4次的文獻結果，效應量達到了0.23，且顯著(z=6.49，p<0.05),達到了中等效應量，意味著鍛煉周頻率>4次對提高中老年高血壓血脂指標中HDL-C的影響較大，是有益的。

3.3.4 HDL-C-偏倚檢驗

按照亞組進行偏倚檢驗，繪制漏斗圖，如圖9所示：

圖9 HDL-C的偏倚檢測

根據上圖可以看出漏斗圖基本對稱而經過偏倚檢驗可以得到P值全部大于0.05，因此可以判斷本次研究的文獻不存在發表偏倚。

3.4 運動干預高血壓患者LDL-C的Meta結果與分析

3.4.1 LDL-C-異質性檢驗

本研究所納入的14篇文獻，通過異質性檢驗，I2=78%>50%，且Q檢驗的P<0.1，這表示此次選入的文獻他們中間存在較強的異質性，選取隨機效應進行meta分析，并繼續考察異質性的來源。基于本次研究的數據情況，高度懷疑異質性的來源為運動干預的方式的差異。所以對于整體14篇文獻，選擇隨機效應進行meta分析。根據隨機效應得出的分析結果表明，試驗組的LDL-C值比對照組的LDL-C值低0.53，以及具低的程度具有統計學意義，P<0.05。

3.4.2 LDL-C-敏感性分析

其中，羅鐵華一篇的文獻其異質性偏大，所以直接剔除這篇文獻。剔除這篇文獻后，經異質性檢驗，I2=41%<50%，但Q檢驗的P=0.05<0.1，仍然存在異質性，所以會按照運動干預的方式分類進行亞組分析。

再次進行異質性檢驗，選擇隨機效應進行meta分析，如圖10所示：

圖10 LDL-C的隨機效應模型森林圖(剔除文獻后)

結果表明，試驗組的LDL-C值比對照組的LDL-C值低0.40，以及具低的程度具有統計學意義，P<0.05。

3.4.3 LDL-C-亞組分析

按照運動干預方式(現代有氧運動，傳統養生運動)將13篇文獻劃分成兩組，分別進行meta分析，經異質性檢測顯示I2=86%>50%，且Q檢驗的P<0.1，可看出兩個組別之間的異質性極強，達到了高度異質，意味著不同的運動干預方式的選擇在很大程度上會影響meta分析結果。其中,現代有氧運動干預SMD效應量區間為-0.17[-0.39,0.05]，I2=24%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內異質不是很大，在可接受的范圍內，且合并6篇現代有氧運動干預文獻的結果，效應量達到了-0.17，且顯著(z=1.55，p<0.05),達到低等效應量，意味著現代有氧運動干預在小程度上影響了中老年高血壓病人LDL-C指標，有益于中老年高血壓患者LDL-C值的下降。其次，傳統養生運動干預SMD效應量區間為-0.56[-0.75,-0.37]，I2=0%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內完全無異質，且合并7篇傳統養生運動干預文獻的結果，效應量達到了-0.56，且顯著(z=5.86，p<0.05),達到中等效應量，意味著傳統養生運動干預對中老年高血壓LDL-C指標有明顯的改善。

3.4.4 LDL-C-偏倚檢驗

按照亞組進行偏倚檢驗，繪制漏斗圖，如圖11所示：

圖11 LDL-C的偏倚檢測注：左側為現代有氧運動干預；右側為傳統養生運動干預。

根據上圖可以看出漏斗圖基本對稱，而經過偏倚檢驗可以得到P值全部大于0.05，因此可以判斷本次研究的文獻不存在發表偏倚。

4 討論與分析

4.1 運動干預對中老年高血壓患者血脂的影響

大量研究證實[22-23]，長期的有氧運動可以通過抗氧化，改善內皮功能，調節脂代謝，從而改善血脂水平，控制血壓血糖，來降低心血管病的發病危險。即運動干預對中老年人群高血壓是有效的。根據以上研究結果的分析，運動干預對中老年人的血脂指標有影響,其中,運動干預后,中老年高血壓患者的TC、TG、LDL-C有顯著下降,HDL-C指標明顯上升，這與葉國鴻[24]的研究結果相適應。且在納入的14篇文獻中，主要通過血脂的四個生化指標來判斷運動干預對中老年高血壓的影響。由于在進行Meta分析異質性檢測時，四項指標的異質性都很強，所以通過敏感性分析后，又進行了亞組分析來探究異質性的來源。

4.2 不同運動干預方式對中老年高血壓患者血脂的影響

不同的運動干預方式對中老年高血壓有不同的積極影響程度，這與趙蘭等[25]人的研究所得出的結論不謀而合，根據以上的研究結果顯示：(1)不同的運動干預方式對中老年高血壓患者TC指標的影響不同，且傳統養生運動比現代有氧運動干預對中老年人高血壓在血脂TC指標上更有效；(2)不同的運動干預形式于中老年高血壓患者LDL-C指標起的作用也不同，且傳統養生運動比現代有氧運動干預對受試者在LDL-C指標上更有效；(3)不同的運動干預形式對受試者TG指標的影響不同，且傳統養生運動比現代有氧運動干預對中老年人高血壓在血脂TG指標上更有效。通過對不同運動方式的分類(現代有氧運動，傳統養生運動)，可以看出傳統養生運動對中老年高血壓血脂指標TC、TG、LDL-C積極作用更大，而現代有氧運動有積極影響但不如傳統養生運動。傳統養生運動動作柔和，姿勢輕松，肌肉放松，從而降低外周血管阻力，使血壓下降且能加強大腦皮質的調制過程，放松思想，緩解精神緊張，更適合中老年高血壓，而現代有氧運動中包含抗阻、器械運動，強度較傳統養生運動略強，中老年人群接受不宜，所以效果不算太顯著。

4.3 鍛煉周頻率對中老年高血壓患者血脂的影響

根據以上的研究結果可知，鍛煉周頻率對中老年人高血壓的血脂指標中的HDL-C有影響，且不同的鍛煉周頻率對中老年人高血壓患者的HDL-C指標有不同的影響，且鍛煉周頻率過高和過低的積極影響較小，只有鍛煉周頻率適中的中老年人高血壓才有更好的積極影響效果，這與王軍威,袁瓊嘉等人[26]的研究結論相適應。即鍛煉周頻率也是影響運動干預中老年高血壓降壓降脂的因素之一，鍛煉周頻率太低，運動干預效果不顯著，鍛煉周頻率太高，運動干預效果比鍛煉周頻率適中的稍差，所以選擇鍛煉周頻率適中次數更有效。

綜上，選擇傳統養生運動干預并且鍛煉周頻率適中次數更有利于中老年高血壓的防治與改善，起到積極的影響作用。

5 結論

1.運動干預對中老年人高血壓具有積極的影響，能有效改善血脂狀態。

2.不同的運動干預方式對中老年人高血壓的影響不同，傳統養生運動比現代有氧運動在血脂指標TC、TG、LDL-C上效果更加顯著，而鍛煉周頻率適中更有益于提高中老年人HDL-C指標。

3.運動干預可以作為防治中老年高血壓的有效手段。