王明鑒，陳樂(lè)琴

近幾十年來(lái)，2型糖尿病(T2DM)的發(fā)病率不斷上升，占所有糖尿病比例的90～95%。T2DM被定義為“非胰島素依賴型糖尿病”。除了年齡增長(zhǎng)、缺乏體育鍛煉、肥胖等危險(xiǎn)因素外，糖尿病高發(fā)人群還包括糖尿病前期人群。他們的血糖濃度高于正常水平，但還沒(méi)有高到足以被歸類為糖尿病[1,2]。包括堅(jiān)持體育活動(dòng)在內(nèi)的生活方式的改變，是預(yù)防和延遲T2DM[3]和降低發(fā)病率的基礎(chǔ)；有氧運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練可降低T2DM[4]患者糖化血紅蛋白(GHb)水平[4,5]，增加最大攝氧量(VO 2 max)[4～,6]，改善胰島素敏感性[7]。

然而，美國(guó)糖尿病協(xié)會(huì)(American Diabetes Association)建議在糖尿病前期患者或高危人群中，每周至少進(jìn)行150分鐘中到高強(qiáng)度的體力活動(dòng)，或較短時(shí)間(至少75分鐘/周)的高強(qiáng)度間歇訓(xùn)練，并改變飲食習(xí)慣，以預(yù)防或延遲T2DM的發(fā)病。后來(lái)發(fā)現(xiàn)糖尿病患者遵守了飲食和藥物的干預(yù)，但他們的運(yùn)動(dòng)水平仍然很低[8]。缺乏時(shí)間被認(rèn)為是進(jìn)行體育活動(dòng)最重要的障礙[9,10]。但是，高強(qiáng)度間歇訓(xùn)練(High-intensity Interval Training，HIIT)是一種耗時(shí)短的鍛煉，可以鼓勵(lì)人們參加體育活動(dòng)，從而降低罹患慢性疾病的風(fēng)險(xiǎn)。HIIT的特點(diǎn)在于：短時(shí)間內(nèi)運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度較大，每次都要達(dá)到最大或至少接近最大運(yùn)動(dòng)能力，而且運(yùn)動(dòng)時(shí)間相對(duì)較短，并且可以通過(guò)間歇期間的低強(qiáng)度來(lái)避免不適癥狀的出現(xiàn)。但目前HIIT對(duì)2型糖尿病及糖尿病前期人群糖脂代謝影響的研究結(jié)果不盡一致，因此，筆者通過(guò)Meta分析對(duì)HIIT2型糖尿病及糖尿病前期人群糖脂代謝的干預(yù)效果進(jìn)行效果量和發(fā)表偏倚分析。

1 研究資料與方法

本研究將根據(jù)系統(tǒng)綜述和薈萃分析有限報(bào)告條目(preferred reporting items for systematic reviews and meta analysis，PRISMA)的規(guī)定流程進(jìn)行[11]。

1.1 檢索策略

通過(guò)PubMed、Sci-Hub、EMBASE、PEDro、Scopus和中國(guó)知網(wǎng)等數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行全面的文獻(xiàn)檢索，時(shí)間從數(shù)據(jù)庫(kù)建立到2019年4月期間所發(fā)表的相關(guān)文獻(xiàn)；采用中心主題詞與自由詞相結(jié)合的方式進(jìn)行搜索漢語(yǔ)關(guān)鍵詞：2型糖尿病、糖尿病前期、高強(qiáng)度間歇訓(xùn)練等，外文檢索詞包括T2DM、diabetes、type 2 diabetes、pre-diabetes、Impaired glucose tolerance、IGR 和high-intensity interval training、high-intensity intermittent training、high-intensity interval exercise、sprint interval training、HIIT、HIIE、HIT、IWT、SIT等。

1.2 納入和排除標(biāo)準(zhǔn)

納入標(biāo)準(zhǔn)：(1)年齡≥18歲的T2DM患者及糖尿病前期人群；(2)研究類型為隨機(jī)和非隨機(jī)設(shè)計(jì)的對(duì)照試驗(yàn)；(3)干預(yù)手段為HIIT，對(duì)照組為空白對(duì)照或用其他治療方式進(jìn)行干預(yù)。(4)結(jié)局指標(biāo)包括糖代謝、脂代謝的相關(guān)指標(biāo)，如：空腹血糖(FGB)、糖化血紅蛋白(GHb)、胰島素抵抗指數(shù)敏感性(HOMA-IR)、總膽固醇(TC)、高密度脂蛋白(HDL)、低密度脂蛋白(LDL)、甘油三酯(TG)。

排除標(biāo)準(zhǔn)：(1)患有代謝綜合征、妊娠期糖尿病和糖尿病神經(jīng)病變的患者；(2)比較不同強(qiáng)度運(yùn)動(dòng)對(duì)血糖指標(biāo)影響的研究；(3)結(jié)合力量訓(xùn)練、飲食、藥物或健康教育等其他手段進(jìn)行共同干預(yù)的研究；(4)不含有相關(guān)結(jié)局指標(biāo)的研究；(5)病例報(bào)告類、文摘類、綜述類、講座類、述評(píng)類等。

1.3 數(shù)據(jù)提取

兩名研究人員分別獨(dú)立閱讀初步檢索文獻(xiàn)的題目、摘要及全文，將初步檢索到的文獻(xiàn)進(jìn)行篩選并從合格的研究中獨(dú)立收集以下數(shù)據(jù)：(1)文獻(xiàn)的外部特征(題目、作者、發(fā)表年限、作者國(guó)籍等)；(2)受試者基本信息(年齡、性別、樣本量、病程、BMI等)；(3)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與運(yùn)動(dòng)干預(yù)方案(干預(yù)方式、強(qiáng)度、時(shí)間、間歇次數(shù)、休息時(shí)間、訓(xùn)練頻率與周期等)；(4)與研究相關(guān)的結(jié)局指標(biāo)。若2人意見不統(tǒng)一則由第3人匯總，并通過(guò)小組討論確定。

結(jié)局指標(biāo)需要分別提取研究中干預(yù)組和對(duì)照組的樣本量(NE和NC)、發(fā)生事件人數(shù)的平均值及標(biāo)準(zhǔn)差(ME、MC、SDE、SDC)，但部分研究只知干預(yù)組和對(duì)照組內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)誤，因此涉及標(biāo)準(zhǔn)差向標(biāo)準(zhǔn)誤的轉(zhuǎn)換。計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)差的公式如下：

1.4 偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)

納入研究的方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)采用cochrane協(xié)助網(wǎng)推薦的偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表[13]的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行。具體條目有：(1)隨機(jī)分配方案的產(chǎn)生(random sequence generation)；(2)隱蔽分組(allocation concealment)；(3)對(duì)患者和醫(yī)生實(shí)施盲法(blinding of participants and personnel)；(4)對(duì)結(jié)果評(píng)價(jià)實(shí)施盲法(blinding of outcome assessment)；(5)不完整的結(jié)果數(shù)據(jù)(incomplete outcome data)；(6)選擇性的結(jié)果報(bào)告(selective reporting)；(7)其他偏倚(other bias)。根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估：“Low risk”表示低偏倚風(fēng)險(xiǎn)；“High risk”表示高偏倚風(fēng)險(xiǎn)；“Unclear risk”表示文獻(xiàn)對(duì)偏倚評(píng)估未提供足夠的或不確定的信息。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

對(duì)于干預(yù)措施、結(jié)局指標(biāo)相同的文獻(xiàn)2篇及以上者，采用Cochrane協(xié)作網(wǎng)提供的 RevMan 5.3進(jìn)行Meta分析。若結(jié)局指標(biāo)中的數(shù)據(jù)是連續(xù)性數(shù)據(jù)，則采用均數(shù)差(mean difference，MD)進(jìn)行分析；若是非連續(xù)性數(shù)據(jù)，則采用標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差(standard mean difference，SMD)表示。各文獻(xiàn)間是否存在異質(zhì)性采用I2檢驗(yàn)。當(dāng)I2值超過(guò)25%、50%、75%時(shí)，分別提示研究間具有低度、中度及高度異質(zhì)性。一般認(rèn)為，當(dāng)I2≥ 50%提示存在實(shí)質(zhì)性的異質(zhì)性[14]。本研究采用：如果P≥0.10、I2<50% 表示各文獻(xiàn)間不存在異質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行 Meta 分析；如果P<0.10、I2≥50%表示各文獻(xiàn)間存在異質(zhì)性，若異質(zhì)性較大則需分析異質(zhì)性來(lái)源，并采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。以 P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 研究結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索與篩選結(jié)果

經(jīng)初步檢索，共有502篇文獻(xiàn)，排除重復(fù)文獻(xiàn)后剩余476篇文獻(xiàn)。根據(jù)納入標(biāo)準(zhǔn)和排除標(biāo)準(zhǔn)閱讀研究題目、摘要和全文進(jìn)行篩選，共排除465篇文獻(xiàn)，11篇文獻(xiàn)符合標(biāo)準(zhǔn)，但其中有3篇結(jié)局指標(biāo)通過(guò)比例的形式體現(xiàn)，無(wú)法獲得原始數(shù)據(jù)，經(jīng)過(guò)定性和定量綜合分析最終納入8篇文獻(xiàn)。文獻(xiàn)篩選流程見圖1。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程

2.2 納入研究的基本特征

本研究所納入的8篇文獻(xiàn)均為2012年之后的英文文獻(xiàn)。共202例患者，且試驗(yàn)組與對(duì)照組的基線平行可比，納入文獻(xiàn)基本特征詳情見表1。

表1 納入文獻(xiàn)基本特征

注：①：空腹血糖(FGB)；②糖化血紅蛋白(GHb)；③胰島素抵抗指數(shù)敏感性(HOMA-IR)；④總膽固醇(TC)；⑤甘油三酯(TG)；⑥高密度脂蛋白(HDL)；⑦低密度脂蛋白(LDL)。NR：沒(méi)有提到。HIIT：高強(qiáng)度間歇訓(xùn)練。MICT：中等強(qiáng)度持續(xù)訓(xùn)練。CTRL：空白對(duì)照組。

2.3 質(zhì)量評(píng)價(jià)及發(fā)表偏倚的評(píng)價(jià)

依據(jù)cochrane評(píng)價(jià)手冊(cè)推薦的質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，納入的8篇文獻(xiàn)均有高風(fēng)險(xiǎn)選項(xiàng)，并存在不同程度的偏倚。評(píng)價(jià)結(jié)果見圖2和圖3。在圖2中灰色表示“達(dá)標(biāo)”；黑色表示“未達(dá)標(biāo)”。圖3是各項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)因素占所有納入文獻(xiàn)的占比統(tǒng)計(jì)圖?；疑硎镜推酗L(fēng)險(xiǎn)；黑色表示高偏倚風(fēng)險(xiǎn)；陰影表示不清楚偏倚風(fēng)險(xiǎn)。

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1HIIT干預(yù)對(duì)2型糖尿病及糖尿病前期人群血糖代謝指標(biāo)的影響

(1)HIIT干預(yù)對(duì)空腹血糖(FGB)指標(biāo)的影響。有5篇文獻(xiàn)報(bào)道了HIIT對(duì)2型糖尿病及糖尿病前期人群空腹血糖(FGB)指標(biāo)的影響。共103例患者，其中HIIT干預(yù)組52例，對(duì)照組51例。I2=0, P=0.76，不存在異質(zhì)性，因此選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。結(jié)果顯示：兩組之間沒(méi)有顯著性差異(MD=-0.15， 95%CI -0.80～0.49，P=0.64)，提示HIIT對(duì)FGB影響不太大(見圖4)。

(2)HIIT干預(yù)對(duì)糖化血紅蛋白(GHb)指標(biāo)的影響。有5篇文獻(xiàn)報(bào)道了HIIT對(duì)2型糖尿病及糖尿病前期人群糖化血紅蛋白(GHb)指標(biāo)的影響。共123例患者，其中HIIT干預(yù)組62例，對(duì)照組61例。I2=73%，P=0.006，存在異質(zhì)性，因此選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。結(jié)果顯示：兩組之間存在顯著性差異(SMD=-0.81，95%CI -1.55～0.07， P=0.03)，提示HIIT具有顯著降低CHb的作用(見圖5)。

圖2 文獻(xiàn)方法學(xué)質(zhì)量評(píng)估示意圖

圖3 文獻(xiàn)方法學(xué)質(zhì)量評(píng)估各項(xiàng)占比圖

圖4 HIIT干預(yù)對(duì)空腹血糖(FGB)指標(biāo)的影響

圖5 HIIT干預(yù)對(duì)糖化血紅蛋白(GHb)指標(biāo)的影響

(3)HIIT干預(yù)對(duì)胰島素抵抗指數(shù)敏感性(HOMA-IR)指標(biāo)的影響。有2篇文獻(xiàn)報(bào)道了HIIT對(duì)2型糖尿病及糖尿病前期人群胰島素抵抗指數(shù)敏感性(HOMA-IR)指標(biāo)的影響。共64例患者，其中HIIT干預(yù)組34例，對(duì)照組30例。I2=13%，P=0.28，不存在異質(zhì)性，因此選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析表示。結(jié)果顯示：兩組之間不存在顯著性差異(MD=0.14，95%CI -0.48～0.76， P=0.66)，說(shuō)明HIIT干預(yù)對(duì)HOMA-IR效果不明顯(見圖6)。

圖6 HIIT干預(yù)對(duì)胰島素抵抗指數(shù)敏感性(HOMA-IR)指標(biāo)的影響

2.4.2HIIT干預(yù)對(duì)2型糖尿病及糖尿病前期人群血脂代謝指標(biāo)的影響

(1)HIIT干預(yù)對(duì)總膽固醇(TC)指標(biāo)的影響。有5篇文獻(xiàn)報(bào)道了HIIT對(duì)該人群總膽固醇(TC)指標(biāo)的影響。共108例患者，其中HIIT干預(yù)組53例，對(duì)照組55例。I2=44%，P=0.13，存在較小的異質(zhì)性，因此選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析表示。結(jié)果顯示：兩組之間存在顯著性差異(MD=-0.68，95%CI -1.21～0.15， P=0.01)，提示HIIT干預(yù)具有降低TC的作用(見圖7)。

圖7 HIIT干預(yù)對(duì)總膽固醇(TC)指標(biāo)的影響

(2)HIIT干預(yù)對(duì)甘油三酯(TG)指標(biāo)的影響。有5篇文獻(xiàn)報(bào)道了HIIT對(duì)該人群甘油三酯(TG)指標(biāo)的影響。共108例患者，其中HIIT干預(yù)組53例，對(duì)照組55例。I2=0%，P=0.96，不存在異質(zhì)性，因此選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析表示。結(jié)果顯示：兩組之間不存在顯著性差異(MD=-0.09，95%CI -0.26～0.44，P=0.61)，說(shuō)明HIIT干預(yù)對(duì)降低TG效果不明顯(見圖8)。

圖8 HIIT干預(yù)對(duì)甘油三酯(TG)指標(biāo)的影響

(3)HIIT干預(yù)對(duì)高密度脂蛋白(HDL)指標(biāo)的影響。有5篇文獻(xiàn)報(bào)道了HIIT對(duì)該人群高密度脂蛋白(HDL)指標(biāo)的影響。共108例患者，其中HIIT干預(yù)組53例，對(duì)照組55例。I2=45%，P=0.12，存在較小的異質(zhì)性，因此選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析表示。結(jié)果顯示：兩組之間不存在顯著性差異(MD=-0.02，95%CI -0.19～0.16，P=0.86)，提示HIIT干預(yù)對(duì)降低HDL無(wú)明顯效果(見圖9)。

圖9 HIIT干預(yù)對(duì)高密度脂蛋白(HDL)指標(biāo)的影響

(4)HIIT干預(yù)對(duì)低密度脂蛋白(LDL)指標(biāo)的影響。有5篇文獻(xiàn)報(bào)道了HIIT對(duì)該人群低密度脂蛋白(LDL)指標(biāo)的影響。共108例患者，其中HIIT干預(yù)組53例，對(duì)照組55例。I2=71%，P=0.008，存在異質(zhì)性，因此選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析表示。結(jié)果顯示：兩組之間不存在顯著性差異(SMD=-0.67，95%CI -1.43～0.10， P=0.09)，說(shuō)明HIIT干預(yù)對(duì)降低LDL效果不明顯(見圖10)。

圖10 HIIT干預(yù)對(duì)低密度脂蛋白(LDL)指標(biāo)的影響

3 分析與討論

Meta分析發(fā)現(xiàn)：HIIT對(duì)2型糖尿病及糖尿病前期人群生理指標(biāo)和代謝變量中的GHb(SMD=-0.81，95%CI -1.55～0.07， P=0.03)具有顯著降低效應(yīng)，對(duì)TC(MD=-0.68，95%CI -1.21～0.15， P=0.01)具有非常顯著的降低作用。對(duì)FGB、HOMA-IR等其他指標(biāo)的影響不大，可能與前期研究樣本量較小有關(guān)。之前的Meta分析表明HIIT能有效改善有氧能力，增加不同人群的VO2max[23]。HIIT在有氧健身方面的優(yōu)勢(shì)具有重要的臨床意義，因?yàn)閂O2max是心血管風(fēng)險(xiǎn)[24]更強(qiáng)的預(yù)測(cè)因子，與降低心血管疾病發(fā)病率、死亡率和糖尿病患病率有關(guān)[25]。其機(jī)制可能是由于心肌收縮力增加[26]、骨骼肌氧化能力增加引起的心肌卒中體積的改變以及葡萄糖轉(zhuǎn)運(yùn)的改變[27]，進(jìn)而改善線粒體功能，產(chǎn)生更多ATP，增加有氧能力。

(1)Liubaoerjijin Y等[27]在研究中比較HIIT和MICT對(duì)糖尿病患者的影響，指出HIIT和MICT對(duì)一組2型糖尿病患者FGB和GHb指標(biāo)的影響無(wú)差異，同時(shí)通過(guò)分析發(fā)現(xiàn)HIIT對(duì)GHb的改善效果更明顯(WMD = -0.23，95%CI -0.43～-0.02， I2= 0%，P=0.03)。后者與本研究的結(jié)果相似。因?yàn)榭崭寡葝u素(FINS)僅在一項(xiàng)糖尿病前期研究中得到驗(yàn)證[28]，由于數(shù)據(jù)少不能進(jìn)行Meta分析。本研究同樣因?yàn)榧{入的文獻(xiàn)僅有Karstoft K等[17]人的一篇文獻(xiàn)對(duì)空腹血胰島素(FINS)進(jìn)行了研究，數(shù)據(jù)不足以進(jìn)行Meta分析，因此不能評(píng)價(jià)HIIT對(duì)空腹血胰島素(FINS)的影響。

(2)關(guān)于T2DM患者及糖尿病前期人群的血脂情況，本Meta分析結(jié)果表明：HIIT干預(yù)措施僅對(duì)TC有非常顯著的影響(MD=-0.68，95%CI -1.21～0.15， P=0.01)，對(duì)TG、HDL、LDL指標(biāo)的影響沒(méi)有顯著差異。這可能是因?yàn)檫@些人的TG、HDL和LDL水平在正常范圍內(nèi)，而這些水平在運(yùn)動(dòng)后并沒(méi)有太大變化。此外，沒(méi)有任何飲食控制的調(diào)整可能會(huì)削弱運(yùn)動(dòng)對(duì)血脂的有益影響。比較HIIT干預(yù)對(duì)TC、HDL和LDL影響的異質(zhì)性檢驗(yàn)中，I2值分別為44%、45%和71%。這可能是由于研究方法的差異與運(yùn)動(dòng)方案設(shè)置(包括運(yùn)動(dòng)時(shí)間、頻率和強(qiáng)度)的不同引起的。

(3)本研究的大部分文獻(xiàn)由于信息不足或潛在偏倚的不確定性被歸為偏倚風(fēng)險(xiǎn)不明確。由于在大多數(shù)研究中沒(méi)有正確地進(jìn)行盲法以及不完整的結(jié)果數(shù)據(jù)導(dǎo)致研究結(jié)果出現(xiàn)偏倚。這一發(fā)現(xiàn)表明：未來(lái)的研究需要精心設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)方案，也需要對(duì)實(shí)驗(yàn)的實(shí)施、測(cè)量及失訪情況等進(jìn)行詳細(xì)的報(bào)道。

本Meta分析存在的局限性：首先，只納入了8項(xiàng)T2DM患者及糖尿病前期人群的研究，每組的樣本量都相對(duì)較少，而且大多數(shù)研究都存在方法上的局限性；其次，研究使用不同的HIIT方案，包括不同的運(yùn)動(dòng)方式、運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度、持續(xù)時(shí)間、間歇時(shí)間，以及確定HIIT強(qiáng)度的方法各不相同。另外，某些指標(biāo)僅通過(guò)比例的提升或下降來(lái)體現(xiàn)，缺乏某些數(shù)據(jù)的明確信息。本研究結(jié)果表明：為了給臨床實(shí)踐提供更有效的證據(jù)，需要進(jìn)行更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)、更大的樣本量進(jìn)行研究，以加強(qiáng)現(xiàn)有證據(jù)的質(zhì)量。

4 結(jié)論

HIIT對(duì)2型糖尿病及糖尿病前期人群糖脂代謝指標(biāo)中的GHb具有顯著的影響；，對(duì)TC具有非常顯著的影響。對(duì)FGB、HOMA-IR等其他指標(biāo)的影響不具有顯著性差異。