康玉杰，于紅妍

（上海交通大學 體育系，上海 200240）

1 前言

下背痛（Low Back Pain，LBP）是指人體背部肋緣至臀皺襞之間任何部位的疼痛，可伴有或不伴有下肢不適的癥狀，是以背部疼痛為代表的癥狀綜合征（顧新,2009）。高達 85%的下背痛不能夠確定出機理，現(xiàn)已成為生活中最常見的慢病之一（Duthey,2013）。據(jù)統(tǒng)計，在美國所有就醫(yī)患者中，下背痛患者量占據(jù)著第 2的位置（Andersson,1999）。對于下背痛的治療，國際上推薦運動干預的治療手段（Hayden et al.,2005；Koes et al.,2001）。歐洲慢性下背痛管理指南更是建議運動療法作為一線的干預方法（Airaksinen et al., 2006）。

查閱了 2000-2018年發(fā)表在 Web of Science、EBSCO Academic Source Complete、Elsevier Science Direct、Scopus和 CNKI等中英文數(shù)據(jù)庫中，有關運動干預下背痛的研究1 560余篇。在這些研究中，多數(shù)證實其設計的運動干預方案可以達到減輕下背疼痛的效果。如 Akodu等（2016）證明核心穩(wěn)定性訓練對緩解下背痛疼痛具有明顯效果，Kim等（2017）發(fā)現(xiàn)懸吊訓練可以改善下背部的身體功能障礙，Cho等（2015）論證了瑜伽可以有效地治療下背痛，Stieglitz等（2015）指出普拉提可以減輕下背痛患者的疼痛?？梢?，從這些研究中肯定其運動干預效果，并從中確定最佳的運動干預方案是十分必要的。

Meta分析是當今國際較為流行的評價干預措施、檢驗臨床試驗的研究方法（劉鳴,2011）。目前在運動干預下背痛的 meta研究中，Yue（2015）、Gomes（2017）、Stuber（2014）、Posadzki（2011）和Ward等（2013）對懸吊、核心穩(wěn)定性訓練和瑜伽等運動干預方法進行了系統(tǒng)評價，并證實其置信效果。但是，在這些研究中探討運動干預和下背痛之間的調(diào)節(jié)變量的研究較少，如干預時間、頻率和周期等，造成關于干預方案該如何控制調(diào)節(jié)變量的指導性建議缺乏。

基于以上，本研究運用meta工具進行元分析，提出研究假設（H1）：運動干預對下背痛具有緩解疼痛的效果。由于運動干預具體是從運動項目、鍛煉頻率、強度和時間進行控制（殷恒嬋 等,2012），所以本研究設置 6個調(diào)節(jié)變量進行假設檢驗。

1．干預內(nèi)容。本研究將納入文獻分為：懸吊訓練、瑜伽、核心穩(wěn)定性訓練、組合訓練 4個組別。組合訓練是背肌抗阻訓練、5 min跑臺熱身、背部肌肉拉伸等2項或2項以上的組合。研究假設（H2）：懸吊訓練組緩解下背痛的效應量最大。

2．鍛煉時間。將納入文獻分為：30 min以下、30～60 min、60 min以上3個組別。研究假設（H3）：30～60 min組緩解下背痛的效應量最大。

3．鍛煉頻率。將納入文獻分為：3次以下/周、3～4次/周、4次以上/周3個組別。研究假設（H4）：3～4次/周組減緩下背痛的效應量最大。

4．鍛煉周期。將納入文獻分為：1～2周、4周、6～8周、12周及以上4個組別。研究假設（H5）：4周鍛煉組緩解下背痛的效應量最大。

5．研究質(zhì)量。將納入文獻分為：低度偏倚風險、中度偏倚風險、高度偏倚風險 3個組別。研究假設（H6）：低度偏倚風險組緩解下背痛的效應量最大。

6．研究樣本量。將納入文獻分為：30個以下、30～60個、60個以上3組。研究假設（H7）：30個以下組緩解下背痛的效應量最大。

2 研究方法

2.1 文獻檢索

本研究檢索了Web of Science、EBSCO Academic Source Complete、Elsevier Science Direct、Scopus和中國知網(wǎng)等 5個數(shù)據(jù)庫。從2000-2018年，最后一次檢索日期為2018年3月7號。外文檢索以Low back pain、exercise intervention、core strength training、core stability、sling、yoga和 randomize controlled trials為主題詞進行檢索；中文檢索以下背痛、運動干預、核心力量訓練、核心穩(wěn)定性、懸吊和瑜伽等為主題詞。

2.2 文獻的納入和排除標準

2.2.1 納入標準

1．關于普通人群下背痛的隨機對照實驗。

2．可以提供樣本量、均值、標準差，或者組內(nèi)標準誤、均值的95%置信區(qū)間。

3．實驗結果指標分別為VAS、ODI和RMDQ。3種量表數(shù)值代表的意義相似，具有可比較性，參照以往研究的數(shù)據(jù)處理方法（Holtzman et al.,2013）。同時，采用適用于量表不同的SMD進行合并統(tǒng)計量（劉鳴,2011）。

2.2.2 排除標準

1．題目：研究為系統(tǒng)評價或二次分析；實驗對象為特異性患者，包括單側(cè)截肢患者、退伍軍人、少數(shù)族裔人群、先天性人群、孕婦。

2．摘要：只提到研究計劃；結局指標沒有 VAS、ODI和RMDQ量表；被試者中途退出較多。

3．全文：數(shù)據(jù)不完整；重復文獻；實驗組和對照組的基線相差太大。

2.3 數(shù)據(jù)提取

根據(jù)研究的需要，由 2名檢索人員采用獨立雙盲的方式進行各項數(shù)據(jù)的提取和錄入，包括：文獻的第一作者、發(fā)表年份、實驗組和對照組的樣本量、性別、被試者年齡、干預內(nèi)容、干預方案（時間、頻率和周期）和結局指標等相關數(shù)據(jù)（表1）。

2.4 質(zhì)量評估

根據(jù)循證醫(yī)學研究指南建議，采取 Cochrane系統(tǒng)評價的“偏倚風險評價”工具（劉鳴,2011），對納入的研究進行 6個指標的質(zhì)量評估：隨機分配方法、分配方案隱藏、盲法、結果數(shù)據(jù)的完整性、選擇性報告研究結果、其他偏倚來源。在統(tǒng)計過程中，對質(zhì)量評估進行分類：5條及以上的為低度偏倚風險；3～4條的為中度偏倚風險；3條以下的為高度偏倚風險。

2.5 統(tǒng)計學分析

本研究采用 Cochrane協(xié)助網(wǎng)提供的 Revman Manager 5.3。整體多個研究間同質(zhì)性檢驗采用固定效應模型，若存在異質(zhì)性則選用隨機效應模型。經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，各研究間存在異質(zhì)性，采用隨機效應模型。為尋找各研究間的異質(zhì)性原因，還進行了調(diào)節(jié)變量的亞組分析（鄭鳳英 等,2004）。

1．異質(zhì)性檢驗：納入的研究的異質(zhì)性大小用I2衡量，I2值 25%、50%、75%分別代表低度、中度和高度異質(zhì)性（王丹 等,2009）。

2．合并統(tǒng)計量檢驗：若 P≤0.05，表明多個研究的合并統(tǒng)計量有統(tǒng)計學意義；若P＞0.05，多個研究的合并統(tǒng)計量沒有統(tǒng)計學意義（文進 等,2007）。

3．合并亞組數(shù)據(jù)：根據(jù)系統(tǒng)評價-Meta分析的公式，設亞組A的樣本量為N1，均數(shù)為M1，標準差為SD1；亞組B的樣本量為 N2，均數(shù)為 M2，標準差為 SD2，則合并后的樣本量 N=N1+N2，均數(shù) M=（N1M1+N2M2）/（N1+N2），標準差：

研究有兩個以上的亞組，多余的亞組按照上述公式類推，先將其中的前兩個數(shù)據(jù)進行合并，再將得到的數(shù)據(jù)與第三亞組進行合并，以此類推（劉鳴,2011）。

3 研究結果

3.1 文獻檢索數(shù)據(jù)

首先，從 5個數(shù)據(jù)庫中檢索與本研究主題相關的文獻共 1 560篇文獻；然后，進行題目篩選和摘要初篩，得到239篇文獻；再通過閱讀全文，排除數(shù)據(jù)不完整和只報告結局變化值的文獻，得出潛在相關文獻45篇，篩選重復發(fā)表和基線相差太大的文獻，最終納入文獻共35篇，其中外文文獻25篇（Akhtar et al.,2017; Aluko et al.,2013; Bronfort et al.,2011; Evans et al.,2010; Gladwell et al.,2006; Highland et al.,2018; Koumantakis et al.,2005; Kumar,2011; Michaelson et al.,2016; Miyamoto et al.,2013; Monro et al.,2015; Nelson-Wong et al.,2010; Sakuma et al.,2012; Shamsi et al.,2015; Tang et al.,2016; Tekur et al.,2008,2012; Teut et al.,2016; Unsgaard-T?ndel et al.,2010; Wand et al.,2004; Williams et al.,2005,2009;You et al.,2014; Young-Dae et al.,2012; Zhang et al.,2015），中文文獻 10篇（白瑤 等,2014; 方磊 等,2015; 李海 等,2010;李麗 等,2015; 林科宇 等,2014; 呂桃葉,2016; 孫紅,2015; 王成秀 等,2011; 王陶黎 等,2017; 張明軍,2012）（圖 1）。

圖1 本研究文獻納入的過程示意圖Figure 1. Flowchart of Literature Search and Study Selection

3.2 納入研究的基本特征

本研究納入35篇文獻，共2 224名被試者，性別為男女混合情況，年齡范圍在18～79歲之間。干預內(nèi)容主要分為：1）懸吊訓練；2）瑜伽；3）核心穩(wěn)定性訓練；4）組合訓練。各研究間的干預方案存在很大差異。首先，干預時間范圍為15～120 min，并且多數(shù)集中在30～60 min。其次，干預頻率為1～7次不等。最后，干預周期也存在很大的差別，最短周期為1周，部分長達24周。在下背痛測量方面，主要為VAS、ODI和RMDQ等量表。被試人群以女性居多，部分文獻報告為女教師、女大學生和女健身房鍛煉者，納入研究的基本特征見表1。

表1 本研究納入的研究文獻基本特征Table 1 Characteristics of Studies Included in Meta-analysis

（續(xù)表1）

3.3 納入文獻的方法學評估

對納入文獻的質(zhì)量方法學評估（圖2），有14篇文獻達到低度偏倚風險，質(zhì)量較高，其中有3篇文獻達到6分，其余的 22篇文獻均達到中度偏倚風險，在圖 2中達標為“+”，未達標“-”。圖3是方法學評估各項條目的占比統(tǒng)計圖。

圖2 本研究文獻方法學質(zhì)量評估示意圖Figure 2. Methodological Quality of Included Studies

圖3 本研究文獻方法學質(zhì)量評估各項占比圖Figure 3. The Distribution of the Methodological Quality of Included Studies

3.4 Meta分析結果及討論

3.4.1 整體效應檢驗

首先，對選取的全部樣本進行整體效應檢驗發(fā)現(xiàn)，運動干預具有緩解下背痛疼痛的效果。納入的文獻進行整體同質(zhì)性檢驗（I2=83%,P＜0.00001），說明多個研究間存在異質(zhì)性，故采用隨機效應模型，分析本次meta分析中多組數(shù)據(jù)間存在異質(zhì)性，即反映出存在潛在調(diào)節(jié)變量的可能。

另一方面，分析數(shù)值前的“-”表示可以減緩下背痛的疼痛。運動干預緩解下背痛的合并效應量為d=-0.86，達到明顯緩解下背痛疼痛的效果。根據(jù) Cohen（1988）的常規(guī)解釋，0.2為小效應，0.20＜d＜0.80為中等效應，0.8以上為大效應。雙尾檢驗的結果（P＜0.00001）表示多組數(shù)據(jù)的合并統(tǒng)計量具有統(tǒng)計學意義，95%的置信區(qū)間為（-1.09,-0.64），以上數(shù)據(jù)說明運動干預下背痛取得較好的效果，研究H1得到驗證。

表2 本研究運動干預對下背痛緩解效果關系的meta分析一覽表Table 2 Statistical Analysis of the Association of Exercise Intervention with Low Back Pain

圖4 本研究運動干預對下背痛緩解效果關系的meta分析森林圖Figure 4. Meta-analysis of the Association Between Exercise Intervention and Low Back Pain

3.4.2 偏倚性檢驗

由于本次元分析納入的文獻達到10個以上，可以進行偏倚性檢驗（周旭毓 等,2002）。從圖 5可以看出，散點分布在偏上的位置，基本左右平衡，但左側(cè)幾篇文獻稍微存在一些偏倚，不是很嚴重，對結果不會造成太大的影響，表明偏倚結果可以接受，各研究間不存在明顯的發(fā)表偏倚。

3.4.3 調(diào)節(jié)效應檢驗

基于整體效應檢驗，得出存在潛在調(diào)節(jié)變量的可能性，故本研究對影響運動干預和下背痛兩者之間關系的調(diào)節(jié)變量進行假設檢驗（表3）。通過亞組分析6個調(diào)節(jié)變量檢驗結果顯示，H2、H4、H5、H7得到驗證，H3、H6沒有得到驗證。

圖5 運動干預緩解下背痛的圖Figure 5. Funnel Plot of Exercise Intervention in Relieving Low Back Pain

表3 本研究運動干預下背痛效果meta分析的調(diào)節(jié)效應檢驗一覽表Table 3 Moderating Effect Test of Meta-analysis of the Association between Exercise Intervention and Low Back Pain

（續(xù)表3）

1．通過干預內(nèi)容（H2）亞組分析，4個組別在效應量差異上接近中度異質(zhì)性（I2=44.0%），表明干預內(nèi)容對運動干預和下背痛兩者的關系存在一定影響。其中，懸吊訓練組對緩解下背痛產(chǎn)生了最大的效應量（d=-1.83, P=0.002），達到大效應量。其次是瑜伽訓練組（d=-0.81, P＜0.00001）。組合訓練效應量最小（d=-0.42, P=0.09），并且4個組別的效應量的 P值都＜0.05，具有顯著性，共納入研究對象 1 943例。

2．通過鍛煉時間（H3）亞組分析，3個組別在效應量具有中度異質(zhì)性（I2=59.2%），表明鍛煉時間對運動干預和下背痛兩者的關系存在影響。其中，30 min以下的效應量最大（d=-1.38），達到大效應量。但是大多數(shù)文獻都集中在30～60 min之間的干預組別，其余2組的文獻太少，代表性不夠強，共納入研究對象1 924例。

3．通過鍛煉頻率（H4）亞組分析，3個組別對緩解下背痛具有高度異質(zhì)性（I2=82.5%），表明鍛煉頻率對運動干預和下背痛兩者的關系有影響。其中，3～4次/周組產(chǎn)生了最大的效應量（d=-1.43, P=0.0005）；其次是4次以上/周組（d=-0.91, P＜0.00001）；最后是 3次以下/周組（d=-0.39,P=0.004），共納入研究對象1 947例。

4．通過鍛煉周期（H5）亞組分析，4個組別對緩解下背痛具有中度異質(zhì)性（I2=60.2%），表明鍛煉周期對運動干預和下背痛兩者的關系存在影響。其中，4周鍛煉產(chǎn)生了最大的效應量（d=-1.90, P=0.0009），明顯優(yōu)于其他組別；其次是 1～2周組（d=-1.07, P＜0.00001），最小的是 12周以上組（d=-0.63, P=0.002），共納入研究對象2 224例。

5．通過研究質(zhì)量（H6）亞組分析，3個組別對緩解下背痛具有高度異質(zhì)性（I2=89.3%），表明研究質(zhì)量對運動干預和下背痛兩者的關系有影響。其中，中偏倚風險的組產(chǎn)生了最大的效應量（d=-1.14, P＜0.00001），但發(fā)現(xiàn)本次元分析缺少納入高偏倚風險的文獻，存在不平衡現(xiàn)象，共納入研究對象2 224例。

6．通過樣本量（H7）亞組分析，3個組別對緩解下背痛具有中度異質(zhì)性（I2=59.8%），表明研究樣本量對運動干預和下背痛兩者的關系存在影響。其中，30個以下樣本組產(chǎn)生了最大的效應量（d=-1.58, P=0.0010），其次是30～60個樣本組（d=-1.05, P＜0.00001），且都具有顯著性，共納入研究對象2 224例。

4 討論

本次元分析對納入的35篇文獻進行質(zhì)量學評估和偏倚性分析，結果顯示具有較高的穩(wěn)定性。分析發(fā)現(xiàn)，運動干預下背痛的合并效應量達到大效應量（d=-0.86），且具有顯著性，由此證實了假設（H1），即運動干預對下背痛具有緩解疼痛的效果。這一研究結論與多篇研究達到一致，在整體效應檢驗 35篇中存在32篇的研究結果效應量為負值，表示達到緩解疼痛的效果。當然，也有為數(shù)不多的研究與本研究結果不一致，如 Van等（2018）在其系統(tǒng)評價中表明運動干預沒有達到治療護士腰痛的效果，作者分析其原因是還需納入高質(zhì)量的隨機對照實驗。本研究同時納入高、低偏倚風險質(zhì)量的文獻，得出的結果更具有可靠性。

基于研究假設（H1），本研究繼續(xù)進行了 6個調(diào)節(jié)變量的效應檢驗。當變量X和變量Y之間受到另一個變量M的影響時，其 M 變量就是調(diào)節(jié)變量（徐雷,2014）。運用元分析方法能夠客觀同化多個獨立實驗的效果量（黃志劍等,2013）。干預內(nèi)容（H2）調(diào)節(jié)變量檢驗發(fā)現(xiàn)，懸吊訓練組別產(chǎn)生了最大效應量，緩解下背痛疼痛的效果最好。這與 Kim等（2016）證實了懸吊優(yōu)于傳統(tǒng)的穩(wěn)定訓練的研究結果一致。

其次，干預方案（時間H3、頻率H4、周期H5）進行調(diào)節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn)，鍛煉頻率每周 3～4次是運動干預下背痛的最優(yōu)選擇，4周鍛煉達到運動干預下背痛的最佳效果，每次30 min以下達到最大效應量。值得注意的是鍛煉時間的亞組分析，雖然30 min以下組別達到最大效應量，但是30 min以下的納入文獻僅有 3篇，大多文獻都集中在 30～60 min之間。因此，從少數(shù)研究得出的結論可能會存在一定偏差，未來仍需納入更多文獻來探索鍛煉時間這一調(diào)節(jié)變量。

最后，本研究還進行研究質(zhì)量（H6）和樣本量（H7）的調(diào)節(jié)效應檢驗。研究質(zhì)量（H6）發(fā)現(xiàn)，運動干預下背痛在高、中、低質(zhì)量的 3個組別存在顯著的異質(zhì)性，中偏倚風險的組別產(chǎn)生了最大的效應量，但是本次元分析沒有納入高偏倚風險的研究，造成研究質(zhì)量效應檢驗存在不平衡現(xiàn)象，未來還需要納入更多的研究，并且在研究質(zhì)量評價時，僅僅依靠 Cochrane協(xié)作網(wǎng)提供的“偏倚風險評估”工具評價，可能會存在一定的方法學偏差，未來還需加入其他評價工具。其次，研究樣本量（H7）發(fā)現(xiàn)，樣本量 30以下的組別產(chǎn)生了最大的效應量，這與較少受試者的實驗中容易得出較好的干預效果相吻合。但是樣本量30個以下的文獻只有 3篇，造成文獻存在分布不均勻現(xiàn)象，還需納入更多的文獻來探討。

本研究作為元分析，會受到其他不可控因素的限制。首先，版權等引起的檢索不到部分文獻，導致納入的文獻不夠全面，因而元分析的結果還可以進行更大范圍的探索。其次，由于存在發(fā)表偏倚，不可能納入所有相關的研究，漏掉關鍵的不良結局會造成假陽性結果。另外，研究的質(zhì)量學評估和復雜的數(shù)據(jù)整合可能一定程度上影響著異質(zhì)性。最后，由于文獻數(shù)據(jù)的限制，本次元分析只是對6個調(diào)節(jié)變量進行了假設檢驗，未來還需探索更多的調(diào)節(jié)變量。

5 結論

1．運動干預具有明顯緩解下背痛的效果。

2．懸吊訓練和瑜伽訓練干預效果較為突出，其中懸吊訓練改善效果最佳。

3．每周鍛煉3～4次效果達到最優(yōu)。

4．相比于其他鍛煉周期，4周鍛煉對緩解下背痛效果更加明顯。

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