王帝之 ，張培珍

（1.北京體育大學(xué) 運(yùn)動(dòng)醫(yī)學(xué)與康復(fù)學(xué)院，北京 100084；2.清華大學(xué) 體育部，北京 100084）

世界衛(wèi)生組織發(fā)布的《2018年非傳染性疾病國(guó)家概況》顯示，我國(guó)非傳染性疾病死亡率估計(jì)占所有死亡的89%，其中心血管疾病占非傳染性疾病死因構(gòu)成比的43%。在全球范圍內(nèi)，死于心血管疾病的人數(shù)仍在增加，針對(duì)這一現(xiàn)象，聯(lián)合國(guó)設(shè)定了目標(biāo)，計(jì)劃到2025年通過(guò)多種舉措使30～70歲人群中因心血管疾病而過(guò)早死亡的死亡率減少25%（Roth et al.，2015）。

心血管疾病的病理基礎(chǔ)是動(dòng)脈粥樣硬化，其發(fā)病機(jī)制和治療手段是國(guó)內(nèi)外學(xué)者共同關(guān)注的熱點(diǎn)，而如何利用合適的手段對(duì)動(dòng)脈粥樣硬化進(jìn)行預(yù)防和干預(yù)，從而控制病情及降低其發(fā)病率還處于探索階段。研究表明，補(bǔ)充抗氧化、抗炎癥和降血脂藥物是動(dòng)脈粥樣硬化患者的常規(guī)治療手段，隨著對(duì)疾病機(jī)理研究的深入，人們發(fā)現(xiàn)運(yùn)動(dòng)結(jié)合藥物治療對(duì)動(dòng)脈粥樣硬化疾病的預(yù)防、斑塊的穩(wěn)定甚至逆轉(zhuǎn)具有更佳的效果（Gabriel et al.，1999）。運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)人體產(chǎn)生抗氧化和抗炎癥等作用（Shimada et al.，2011），通過(guò)運(yùn)動(dòng)增強(qiáng)的骨骼肌也作為內(nèi)分泌器官分泌抗炎物質(zhì)（Pedersen，2009），因此，運(yùn)動(dòng)干預(yù)結(jié)合藥物治療對(duì)動(dòng)脈粥樣硬化的效果成為了新的研究熱點(diǎn)。Madssen等（2014）研究表明，有氧運(yùn)動(dòng)和藥物治療聯(lián)合干預(yù)12周，可誘導(dǎo)血管內(nèi)超聲（intravascular ultrasound，IVUS）定義的冠狀動(dòng)脈病灶中的壞死核心和斑塊負(fù)荷的中度逆轉(zhuǎn)，但是間歇運(yùn)動(dòng)和中等強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)的患者冠狀動(dòng)脈斑塊結(jié)構(gòu)或形態(tài)的改變沒(méi)有明顯差異。Olson等（2006）的研究顯示，為期12周、每周2次的抗阻運(yùn)動(dòng)也可以降低心血管疾病的風(fēng)險(xiǎn)。

雖然已經(jīng)有不少隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)研究運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)動(dòng)脈粥樣硬化的療效，但是受限于檢測(cè)技術(shù)、樣本量等原因，加上研究目標(biāo)和使用的結(jié)局評(píng)價(jià)指標(biāo)不同，研究結(jié)果并不一致，什么類(lèi)型的運(yùn)動(dòng)處方能夠更好地預(yù)防、穩(wěn)定和逆轉(zhuǎn)頸動(dòng)脈粥樣硬化尚無(wú)定論。因此，本文采用Meta分析，總結(jié)不同方式運(yùn)動(dòng)對(duì)頸動(dòng)脈粥樣硬化的改善效果，旨在為運(yùn)動(dòng)處方和健康管理政策的制定提供循證醫(yī)學(xué)證據(jù)。

1 研究方法

1.1 文獻(xiàn)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)

納入標(biāo)準(zhǔn)：所有納入的研究均為隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)（randomized controlled trial，RCT），檢索期限為2000年 1月—2019年2月，在進(jìn)行實(shí)驗(yàn)之前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組無(wú)顯著性差異；對(duì)照組進(jìn)行常規(guī)藥物治療，均不進(jìn)行運(yùn)動(dòng)干預(yù)，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組相比，僅增加運(yùn)動(dòng)干預(yù)；運(yùn)動(dòng)干預(yù)時(shí)間≥8周，每周至少運(yùn)動(dòng)60 min。結(jié)局指標(biāo)：1）頸動(dòng)脈內(nèi)膜中層厚度（carotid intima-media thickness，cIMT）；2）血流介導(dǎo)的血管舒張功能（flow-mediated dilation，F(xiàn)MD）；3）頸動(dòng)脈脈搏波傳導(dǎo)速度（carotid pulse wave velocity，cPWV）。

排除標(biāo)準(zhǔn)為：1）結(jié)局指標(biāo)不符合要求，包括動(dòng)物實(shí)驗(yàn)；2）運(yùn)動(dòng)干預(yù)的同時(shí)配合飲食控制及其他生活方式改變；3）非隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)；4）沒(méi)有對(duì)照組；5）無(wú)持續(xù)的運(yùn)動(dòng)干預(yù)；6）重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)；7）運(yùn)動(dòng)干預(yù)方式為運(yùn)動(dòng)感知訓(xùn)練。

1.2 文獻(xiàn)檢索策略

以“運(yùn)動(dòng)、動(dòng)脈粥樣硬化、頸動(dòng)脈粥樣硬化、頸動(dòng)脈內(nèi)膜中層厚度、血流介導(dǎo)的血管舒張功能和頸動(dòng)脈脈搏波傳導(dǎo)速度”為主題，在中國(guó)學(xué)術(shù)期刊全文數(shù)據(jù)庫(kù)（CNKI）、萬(wàn)方等數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行檢索；以“exercise prescription（or exercise or exercise intervention）and atherosclerosis（or atherosclerotic vascular disease）、exercise prescription（or exercise or exercise intervention）and carotid atherosclerosis（or carotid atherosclerosis plaques）”為英文檢索策略，在PubM-ed、EBSCO host、Cochrane library、Elsevier、Web of Science等數(shù)據(jù)庫(kù)檢索，檢索期限為2000年1月—2019年2月，收集運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)動(dòng)脈粥樣硬化患者的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)（RCT）。此外，追溯納入研究的參考文獻(xiàn)，以補(bǔ)充獲取相關(guān)文獻(xiàn)。

1.3 資料提取

對(duì)滿足納入標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)進(jìn)行閱讀、評(píng)價(jià)和資料提取，閱讀題目和摘要排除明顯不合格的文獻(xiàn)。文獻(xiàn)的提取內(nèi)容包括：第一作者、發(fā)表年限、國(guó)家（地區(qū)）、研究對(duì)象類(lèi)型、樣本量、年齡、性別、干預(yù)措施（時(shí)間、頻率、方式）以及結(jié)局指標(biāo)，如果納入文獻(xiàn)中不含有Meta分析的結(jié)局指標(biāo)則剔除該文獻(xiàn)。

1.4 納入研究質(zhì)量評(píng)價(jià)

使用Cochrane風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具對(duì)納入的文獻(xiàn)進(jìn)行方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)，主要從選擇性偏倚、實(shí)施偏倚、檢測(cè)偏倚、隨訪偏倚、報(bào)告偏倚、其他偏倚6個(gè)方面進(jìn)行。并根據(jù)3個(gè)等級(jí)（低風(fēng)險(xiǎn)、高風(fēng)險(xiǎn)和不清楚）進(jìn)行質(zhì)量評(píng)分，將納入文獻(xiàn)質(zhì)量從高到低分為3個(gè)等級(jí)：高質(zhì)量（5分及以上）、中等質(zhì)量（3～4分）、低質(zhì)量（2分及以下）。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

使用Review Manage 5.3制作Meta分析的文獻(xiàn)篩選圖和Cochrane偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估示意圖，使用Stata 15.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)處理，實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)為連續(xù)型變量，采用加權(quán)平均差（weighted mean difference，WMD）和95% 置信區(qū)間（95%CI）為效應(yīng)尺度進(jìn)行合并效應(yīng)量。當(dāng)P＜0.05時(shí)，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間存在顯著性差異，證明Meta分析的結(jié)果有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，異質(zhì)性檢驗(yàn)采用Homogeneity test（Q檢驗(yàn)，檢驗(yàn)水準(zhǔn)為a=0.1），進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)后，I2≤40%，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，I2＞40%，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，并針對(duì)其異質(zhì)性來(lái)源進(jìn)行亞組分析、敏感性分析和單因素Meta回歸分析，采用Egger’s檢驗(yàn)來(lái)檢測(cè)納入研究是否存在發(fā)表偏倚。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果

通過(guò)各個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)檢索，獲得文獻(xiàn)2 883篇，并手工檢索補(bǔ)充文獻(xiàn)5篇，共2 888篇。導(dǎo)入文獻(xiàn)管理軟件End-Note X9去除重復(fù)文獻(xiàn)后，共收錄2 422篇文獻(xiàn)，通過(guò)閱讀文獻(xiàn)的題目和摘要初篩后，排除不相關(guān)的文獻(xiàn)2 221篇，剩余201篇文獻(xiàn)，進(jìn)一步閱讀全文后，排除171篇文獻(xiàn)，最終納入定性和Meta分析的共有30篇RCT文獻(xiàn)（圖1）。

2.2 納入文獻(xiàn)的基本特征及質(zhì)量評(píng)價(jià)

本研究納入Meta分析的30篇文獻(xiàn)基本特征見(jiàn)表1，由于范洪等（2008）的研究實(shí)驗(yàn)組T1和實(shí)驗(yàn)組T2共用18名受試者，只是干預(yù)時(shí)間不同，所以共1 869例受試者納入Meta分析，實(shí)驗(yàn)組993人，對(duì)照組894人。其中，有23篇文章采用有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)，5篇文章采用高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)干預(yù)，4篇文章采用抗阻運(yùn)動(dòng)干預(yù)，3篇文章采用有氧運(yùn)動(dòng)結(jié)合抗阻運(yùn)動(dòng)干預(yù)，所有納入文獻(xiàn)的對(duì)照組均不進(jìn)行運(yùn)動(dòng)干預(yù)。使用Cochrane偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具對(duì)上述文獻(xiàn)進(jìn)行質(zhì)量評(píng)價(jià)，評(píng)價(jià)結(jié)果如圖2所示。

2.3 Meta分析結(jié)果

納入的研究中，cIMT、FMD和cPWV的測(cè)量方法和表示單位相同，因而采用WMD作為Meta分析的合并效應(yīng)尺度。

2.3.1 cIMT效應(yīng)量Meta分析

共有18篇文獻(xiàn)進(jìn)行了運(yùn)動(dòng)對(duì)cIMT干預(yù)效果的評(píng)估，圖3為實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組cIMT效應(yīng)量數(shù)據(jù)合并Meta分析的結(jié)果，cIMT增厚是心血管健康的危險(xiǎn)因素，運(yùn)動(dòng)干預(yù)后CIMT 非常顯著性降低（WMD=-0.030，95%CI：-0.047～-0.014，P＜0.001），與對(duì)照組相比有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。各組間進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)（Hatala et al.，2005），Q=120.28，df=21，I2=82.5%（P＜0.001），I2＞70%，表示存在較高的異質(zhì)性（李春曉等，2014），應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，并且需要探討異質(zhì)性的來(lái)源。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖Figure 1.Flow Diagram of Literature Selection

圖2 Cochrane偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估示意圖Figure 2.Analysis of the Risk of Bias in Accordance with the Cochrane Collaboration Guidelines

表1 納入Meta分析文獻(xiàn)的基本特征Table 1 Characteristics of the Studies Included in the Meta-analysis

（續(xù)表）

納入的18篇文獻(xiàn)中，有高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)3項(xiàng)，有氧運(yùn)動(dòng)結(jié)合抗阻運(yùn)動(dòng)3項(xiàng)，有氧運(yùn)動(dòng)14項(xiàng)，抗阻運(yùn)動(dòng)2項(xiàng)。根據(jù)4種不同的運(yùn)動(dòng)方式進(jìn)行亞組分析發(fā)現(xiàn)（圖4），高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)干預(yù)后cIMT有降低的趨勢(shì)，但差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（WMD=-0.035，95%CI：-0.086～0.016，P＞0.05），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)Q=15.56，df=2，I2=87.1%（P＜0.001）；有氧運(yùn)動(dòng)結(jié)合抗阻運(yùn)動(dòng)干預(yù)后cIMT有降低的趨勢(shì)，但差異無(wú)統(tǒng)計(jì) 學(xué) 意 義（WMD=-0.007，95%CI：-0.019～0.004，P＞0.05），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)Q=0.26，df=2，I2=0.0%（P＞0.05）；有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)后cIMT非常顯著降低，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（WMD=-0.043，95%CI：-0.069～-0.017，P＜0.01），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)Q=68.48，df=13，I2=81.0%（P＜0.001）；抗阻運(yùn)動(dòng)干預(yù)后cIMT有降低的趨勢(shì)，但差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（WMD=-0.019，95%CI：-0.098～0.059，P＞0.05），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)Q=25.56，df=1，I2=96.1%（P＜0.001）。

為了探究異質(zhì)性的來(lái)源，在整體研究中使用敏感性分析逐個(gè)剔除納入的研究，評(píng)估每一個(gè)研究對(duì)cIMT效應(yīng)量的影響，研究結(jié)果表明（圖5），各個(gè)研究之間異質(zhì)性的差別不大，剔除某一篇文章對(duì)cIMT效應(yīng)量的影響不大，Meta分析的結(jié)果較為穩(wěn)定（Gu et al.，2014；Silva et al.，2017）。

為了進(jìn)一步探討異質(zhì)性的來(lái)源，從干預(yù)時(shí)間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量、飲食干預(yù)和藥物因素方面進(jìn)行Meta回歸分析。為避免出現(xiàn)假陽(yáng)性結(jié)果，每個(gè)協(xié)變量需要至少10項(xiàng)研究（張?zhí)灬缘龋?009），因此，使用單因素Meta回歸分析對(duì)異質(zhì)性進(jìn)行探討。結(jié)果如表2所示，干預(yù)時(shí)間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量和飲食干預(yù)對(duì)異質(zhì)性沒(méi)有顯著影響，存在藥物因素影響的文章有4篇（陳美娟 等，2017；寧觀佳 等，2016；王文軍 等，2018；趙靜 等，2014），藥物因素的P＜0.05，提示，藥物因素是運(yùn)動(dòng)干預(yù)cIMT效應(yīng)量較為明顯的異質(zhì)性來(lái)源，且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖3 cIMT效應(yīng)量Meta分析森林圖Figure 3.Effect Size Forest Plot for cIMT

圖4 不同方式運(yùn)動(dòng)對(duì)cIMT效應(yīng)量的亞組分析Figure 4.Subgroup Analysis of cIMT Effect Size under Different Modes of Exercise

圖5 不同方式運(yùn)動(dòng)對(duì)cIMT效應(yīng)量的敏感性分析Figure 5.Sensitivity Analysis of cIMT Effect Size under Different Modes of Exercise

表2 影響cIMT效應(yīng)量的異質(zhì)性因素Meta回歸分析結(jié)果Table 2 Meta-regression Analysis Results of Heterogeneity Factors Affecting cIMT Effect Size

2.3.2 FMD效應(yīng)量Meta分析

共有12篇文獻(xiàn)進(jìn)行了運(yùn)動(dòng)對(duì)FMD干預(yù)效果的評(píng)估，根據(jù)不同的運(yùn)動(dòng)方式將文獻(xiàn)分為4類(lèi)：有氧運(yùn)動(dòng)10項(xiàng)、有氧運(yùn)動(dòng)結(jié)合抗阻運(yùn)動(dòng)1項(xiàng)、高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)1項(xiàng)、抗阻運(yùn)動(dòng)1項(xiàng)。

圖6為實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組FMD效應(yīng)量數(shù)據(jù)合并Meta分析的結(jié)果，F(xiàn)MD增強(qiáng)是心血管健康的有益因素，運(yùn)動(dòng)干預(yù)后FMD非常顯著性增加（WMD=1.996，95%CI：1.037～2.956，P＜0.001），且與對(duì)照組相比有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Q=155.58，df=12，I2=92.3%（P＜0.001），I2＞70%，說(shuō)明存在較高的異質(zhì)性，應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，并探討異質(zhì)性的來(lái)源。

根據(jù)不同運(yùn)動(dòng)方式進(jìn)行亞組分析發(fā)現(xiàn)（圖7），有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)后FMD非常顯著增加，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（WMD=1.930，95%CI：1.097～2.763，P＜0.01），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)Q=57.60，df=9，I2=84.4%（P＜0.001）。

為了探究異質(zhì)性的來(lái)源，使用敏感性分析在整體研究中逐個(gè)剔除納入的研究，評(píng)估每一個(gè)研究對(duì)FMD效應(yīng)量的影響，研究結(jié)果表明，各個(gè)研究之間異質(zhì)性的差別不大，剔除某一篇文章對(duì)FMD效應(yīng)量的影響不大，Meta分析的結(jié)果較為穩(wěn)定（圖8）。

圖6 FMD效應(yīng)量Meta分析森林圖Figure 6.Effect Size Forest Plot for FMD

為了進(jìn)一步探討異質(zhì)性來(lái)源，將從干預(yù)時(shí)間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量、飲食干預(yù)、藥物因素和發(fā)表年份幾個(gè)方面進(jìn)行單因素Meta回歸分析。結(jié)果如表3所示，干預(yù)時(shí)間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量、飲食干預(yù)和藥物因素對(duì)研究間的異質(zhì)性沒(méi)有顯著影響，而發(fā)表年份是較為明顯的異質(zhì)性來(lái)源且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2.3.3 cPWV效應(yīng)量Meta分析

共有8篇文獻(xiàn)進(jìn)行了運(yùn)動(dòng)對(duì)cPWV干預(yù)效果的評(píng)估，根據(jù)不同的運(yùn)動(dòng)方式將文獻(xiàn)分為3類(lèi)：高強(qiáng)度間歇性運(yùn)動(dòng)3項(xiàng)、有氧運(yùn)動(dòng)6項(xiàng)、抗阻運(yùn)動(dòng)2項(xiàng)。

圖9為實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組cPWV效應(yīng)量數(shù)據(jù)合并Meta分析的結(jié)果，cPWV增加是心血管健康的危險(xiǎn)因素，cPWV數(shù)值越高表明心血管疾病發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)越大，運(yùn)動(dòng)干預(yù)后cPWV非常顯著性降低（WMD=-1.019，95%CI：-1.335～-0.702，P＜0.01），且與對(duì)照組相比有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Q=48.52，df=10，I2=79.4%（P＜0.001），I2＞70%，說(shuō)明存在較高的異質(zhì)性，應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，并探討異質(zhì)性的來(lái)源。

根據(jù)不同運(yùn)動(dòng)方式進(jìn)行亞組分析發(fā)現(xiàn)（圖10），高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)干預(yù)后cPWV顯著降低，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（WMD=-1.242，95%CI：-2.410～-0.074，P＜0.05），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)Q=13.95，df=2，I2=85.7%（P＜0.01）；有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)后cPWV非常顯著性降低，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（WMD=-1.066，95%CI：-1.595～-0.538，P＜0.01），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)Q=30.96，df=5，I2=83.8%（P＜0.001）；抗阻運(yùn)動(dòng)干預(yù)后cPWV非常顯著性降低，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（WMD=-0.792，95%CI：-1.223～-0.361，P＜0.01），組間異質(zhì)性檢驗(yàn)Q=2.57，df=1，I2=61.1%（P＞0.05）。

圖7 不同方式運(yùn)動(dòng)對(duì)FMD效應(yīng)量的亞組分析Figure 7.Subgroup Analysis of FMD Effect Size under Different Modes of Exercise

圖8 不同方式運(yùn)動(dòng)對(duì)FMD效應(yīng)量的敏感性分析Figure 8.Sensitivity Analysis of FMD Effect Size under Different Modes of Exercise

為了探究異質(zhì)性的來(lái)源，使用敏感性分析逐個(gè)剔除納入的研究，評(píng)估每一個(gè)研究對(duì)cPWV效應(yīng)量的影響，研究結(jié)果表明，各個(gè)研究之間異質(zhì)性差別不大，剔除某一篇文章對(duì)cPWV效應(yīng)量的影響不大，Meta分析的結(jié)果較為穩(wěn)定（圖11）。

表3 影響FMD效應(yīng)量的異質(zhì)性因素Meta回歸分析結(jié)果Table 3 Meta-regression Analysis Results of Heterogeneity Factors Affecting FMD Effect Size

圖9 cPWV效應(yīng)量Meta分析森林圖Figure 9.Effect Size Forest Plot for cPWV

圖10 不同方式運(yùn)動(dòng)對(duì)cPWV效應(yīng)量的亞組分析Figure 10.Subgroup Analysis of cPWV Effect Size under Different Modes of Exercise

為了進(jìn)一步探討異質(zhì)性來(lái)源，將從干預(yù)時(shí)間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量和患者性別等方面進(jìn)行單因素Meta回歸分析，由于8篇關(guān)于運(yùn)動(dòng)對(duì)cPWV干預(yù)效果的研究均未涉及飲食干預(yù)和藥物因素，因此，上述因素未納入單因素Meta回歸中。結(jié)果如表4所示，干預(yù)時(shí)間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量和受試者只有女性對(duì)研究間的異質(zhì)性沒(méi)有顯著影響，而受試者只有男性是較為明顯的異質(zhì)性來(lái)源且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖11 不同方式運(yùn)動(dòng)對(duì)cPWV效應(yīng)量的敏感性分析Figure 11.Sensitivity Analysis of cPWV Effect Size under Different Modes of Exercise

表4 影響cPWV效應(yīng)量的異質(zhì)性因素Meta回歸分析結(jié)果Table 4 Meta-regression Analysis Results of Heterogeneity Factors Affecting cPWV Effect Size

2.3.4 發(fā)表偏倚分析

從運(yùn)動(dòng)對(duì)cIMT、FMD和cPWV的干預(yù)效果三方面，采用Egger’s檢驗(yàn)研究文獻(xiàn)的發(fā)表偏倚，截距線段橫跨0點(diǎn)時(shí)發(fā)表偏倚較低（王丹等，2008）。運(yùn)動(dòng)對(duì)cIMT干預(yù)的檢驗(yàn)結(jié)果：t=-2.96，P=0.008，95%CI：（-4.267～-0.741），不包含0，說(shuō)明運(yùn)動(dòng)對(duì)cIMT干預(yù)效果存在發(fā)表偏倚，且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；運(yùn)動(dòng)對(duì)FMD干預(yù)的檢驗(yàn)結(jié)果：t=-0.05，P=0.961＞0.05，95%CI：（-4.651～4.443），包含0，說(shuō)明運(yùn)動(dòng)對(duì)FMD干預(yù)效果無(wú)明顯的發(fā)表偏倚，Meta分析結(jié)果比較穩(wěn)定；運(yùn)動(dòng)對(duì) cPWV 干 預(yù)的檢驗(yàn)結(jié)果 ：t=-0.49，P=0.638，95%CI：（-3.752～2.421），包含0，說(shuō)明運(yùn)動(dòng)對(duì)cPWV干預(yù)效果無(wú)明顯的發(fā)表偏倚，Meta分析結(jié)果比較穩(wěn)定（圖12～14）。

3 討論

大量研究顯示，運(yùn)動(dòng)可以預(yù)防、控制甚至逆轉(zhuǎn)人體動(dòng)脈粥樣硬化的進(jìn)程。本文通過(guò)Meta分析，從循證醫(yī)學(xué)角度探討了運(yùn)動(dòng)對(duì)頸動(dòng)脈粥樣硬化的改善作用。評(píng)估運(yùn)動(dòng)對(duì)頸動(dòng)脈干預(yù)效果的結(jié)局指標(biāo)很多，血脂改善（Miyaki et al.，2012）和抗炎作用（McNeilly et al.，2011）的指標(biāo)由于不能精確地反映運(yùn)動(dòng)對(duì)心血管系統(tǒng)的影響，而被排除，其他指標(biāo)如增益指數(shù)（augmentation index，AI）（Beck et al.，2013）、頸動(dòng)脈順應(yīng)性（arterial compliance）（Cortez-Cooper et al.，2008）、β-硬度指數(shù)（β-stiffness index）（Sugawara et al.，2006）以及血漿致動(dòng)脈粥樣硬化指數(shù)（atherogenic index of plasma，AIP）（Venojarvi et al.，2013）等指標(biāo)，均是采用血壓和血脂等數(shù)值通過(guò)公式計(jì)算出的間接指標(biāo)，雖然在一定程度上反映了頸動(dòng)脈的順應(yīng)性和僵硬度，但是cIMT、FMD和cPWV能更加直觀地反映頸動(dòng)脈內(nèi)膜的形態(tài)（cIMT）和功能（FMD和cPWV）的變化。

圖12 運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)cIMT影響的偏倚分析Figure 12. Bias Analysis of the Impact of Exercise Intervention on cIMT

圖13 運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)FMD影響的偏倚分析Figure 13. Bias Analysis of the Impact of Exercise Intervention on FMD

Meta分析結(jié)果顯示，運(yùn)動(dòng)干預(yù)可明顯降低人體頸動(dòng)脈內(nèi)膜中層厚度（WMD=-0.030，95%CI：-0.047～-0.014，P＜0.001），增加血流介導(dǎo)的血管舒張功能（WMD=1.996，95%CI：1.037～2.956，P＜0.001），降低頸動(dòng)脈脈搏波傳導(dǎo)速度（WMD=-1.019，95%CI：-1.335～-0.702，P＜0.001），運(yùn)動(dòng)干預(yù)后cIMT相較于干預(yù)前下降了9.32%，cPWV相較于干預(yù)前下降了8.26%，F(xiàn)MD相較于干預(yù)前升高了34.66%，從而明顯降低了人體心血管系統(tǒng)的危險(xiǎn)因素。根據(jù)不同運(yùn)動(dòng)方式進(jìn)行分組發(fā)現(xiàn)，有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)降低cIMT和cPWV，增加FMD的效果最優(yōu)；高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)對(duì)降低cPWV具有良好的效果，但對(duì)cIMT無(wú)明顯效果；抗阻運(yùn)動(dòng)對(duì)降低cPWV干預(yù)效果顯著，但對(duì)cIMT無(wú)明顯效果；有氧運(yùn)動(dòng)結(jié)合抗阻運(yùn)動(dòng)對(duì)降低cIMT無(wú)明顯效果。由于納入Meta分析的高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)、抗阻運(yùn)動(dòng)和有氧運(yùn)動(dòng)結(jié)合抗阻運(yùn)動(dòng)的研究不夠多，因而未能分析這3種運(yùn)動(dòng)對(duì)FMD的干預(yù)效果。在運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)cIMT、FMD和cPWV改善效果的異質(zhì)性來(lái)源探討中，未發(fā)現(xiàn)干預(yù)時(shí)間、樣本含量、健康狀況、文章質(zhì)量和飲食干預(yù)對(duì)異質(zhì)性有顯著的影響，但是從藥物因素、發(fā)表年份和受試者性別角度探討異質(zhì)性時(shí)，發(fā)現(xiàn)藥物因素是運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)cIMT改善效果的較為明顯的異質(zhì)性來(lái)源，2006年發(fā)表文獻(xiàn)是運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)FMD改善效果的較為明顯的異質(zhì)性來(lái)源，受試者只有男性是運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)cPWV改善效果的較為明顯的異質(zhì)性來(lái)源，且均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。本研究的Egger’s分析顯示，運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)cIMT的改善效果存在發(fā)表偏倚，對(duì)FMD和cPWV的改善效果不存在明顯的發(fā)表偏倚，Meta分析結(jié)果較穩(wěn)定。

圖14 運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)cPWV影響的偏倚分析Figure 14. Bias Analysis of the Impact of ExerciseIntervention on cPWV

本文研究結(jié)果表明，有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)頸動(dòng)脈粥樣硬化的干預(yù)效果較穩(wěn)定，可用于指導(dǎo)患者改善病情，降低心血管疾病的發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)，從而通過(guò)健康的生活方式提高生活質(zhì)量。為了更加有效地預(yù)防和改善頸動(dòng)脈粥樣硬化，本研究繼續(xù)追蹤原研究文獻(xiàn)，并根據(jù)不同干預(yù)指標(biāo)效應(yīng)量的差異為患者提供不同的運(yùn)動(dòng)處方。如果患者的cIMT較厚，建議采用有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)，干預(yù)的最低標(biāo)準(zhǔn)為干預(yù)周期8周，每周累計(jì)運(yùn)動(dòng)時(shí)間60 min，運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度為50%～70%HRpeak；如果患者FMD較低，建議采用有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)，干預(yù)的最低標(biāo)準(zhǔn)為干預(yù)周期10周，每周累計(jì)運(yùn)動(dòng)時(shí)間60 min，運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度為3.6～6.0 MET；如果患者cPWV較高，可以采用有氧運(yùn)動(dòng)、高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)和抗阻運(yùn)動(dòng)進(jìn)行干預(yù)，但是有氧運(yùn)動(dòng)的干預(yù)效果更穩(wěn)定，干預(yù)的最低標(biāo)準(zhǔn)為干預(yù)周期8周，每周累計(jì)運(yùn)動(dòng)時(shí)間135 min，運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度為心率在120～130次/min之間。

本文結(jié)果顯示，運(yùn)動(dòng)可以有效預(yù)防和改善頸動(dòng)脈粥樣硬化。運(yùn)動(dòng)干預(yù)的生理機(jī)制：1）運(yùn)動(dòng)改善了人體由于靜坐少動(dòng)的生活習(xí)慣而產(chǎn)生的代謝紊亂（Booth et al.，2008），降低了引發(fā)疾病的危險(xiǎn)因素水平，從而預(yù)防和改善動(dòng)脈粥樣硬化；2）運(yùn)動(dòng)使機(jī)體產(chǎn)生自我抗氧化應(yīng)激作用（Shimada et al.，2011）和抗炎作用（Sloan et al.，2007），減少了機(jī)體動(dòng)脈粥樣硬化進(jìn)一步惡化的促進(jìn)因素，從而穩(wěn)定和改善動(dòng)脈粥樣硬化。

此篇Meta分析嚴(yán)格按照PRISMA聲明清單（曾憲濤等，2012）進(jìn)行，但還存在一定的局限性：1）本文僅納入了公開(kāi)發(fā)表的文獻(xiàn)，未公開(kāi)發(fā)表的文獻(xiàn)未能納入，一定程度上可能會(huì)影響資料的全面性；2）在亞組分析中，個(gè)別亞組（抗阻運(yùn)動(dòng)、抗阻運(yùn)動(dòng)結(jié)合有氧運(yùn)動(dòng)等）納入文獻(xiàn)較少，期待未來(lái)有更多的相關(guān)研究來(lái)進(jìn)一步擴(kuò)充這部分的Meta分析結(jié)果，為頸動(dòng)脈粥樣硬化患者提供多樣化的循證醫(yī)學(xué)建議。

4 結(jié)論

運(yùn)動(dòng)鍛煉可明顯降低人體頸動(dòng)脈內(nèi)膜中層厚度和頸動(dòng)脈脈搏波傳導(dǎo)速度，增加血流介導(dǎo)的血管舒張功能，對(duì)頸動(dòng)脈粥樣硬化有良好的預(yù)防和改善作用。有氧運(yùn)動(dòng)、高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)均能改善頸動(dòng)脈粥樣硬化，且有氧運(yùn)動(dòng)的改善效果更為全面。