肖義然，張藍(lán)天，邱俊強(qiáng)，許春艷

隨著年齡的增長，人體心肺功能（cardiorespiratory fitness，CRF）或評價(jià)CRF的金標(biāo)準(zhǔn)——最大攝氧量（O2max）（Cote et al.，2007；Longstreet et al.，1995）逐 漸 下 降（Dong et al.，2012；Folsom et al.，2011）。30歲以后 ，O2max每10年下降5%～15%，在70歲時(shí)將喪失最多（達(dá)50%）（Jackson et al.，2009）。CRF的下降會伴隨著與年齡相關(guān)的身體機(jī)能的下降，并與老年人常見的心肺并發(fā)癥共同作用而加劇衰老（Chodzko-Zajko et al.，2009；Nelson et al.，2007）。60%的老年人每日靜坐少動時(shí)間超過4 h（Harvey et al.，2013），會進(jìn)一步降低老年人的CRF（林家仕 等，2019）。

擁有較高CRF的老年人患心血管疾病的風(fēng)險(xiǎn)以及全因死亡率的相對危險(xiǎn)度顯著降低（謝敏豪等，2011；Vanhees et al.，2012a；Vanhees et al.，2012b）。有氧運(yùn)動是促進(jìn)CRF改善的重要手段，可使老年人O2max提升15%～20%或更多（Chodzko-Zajko et al.，2009；Fleg et al.，2005）。美國運(yùn)動醫(yī)學(xué)會（The American College of Sports Medicine，ACSM）建議老年人每周進(jìn)行150～300 min中等強(qiáng)度運(yùn)動或75～150 min的高強(qiáng)度運(yùn)動（王正珍，2019）。但對于改善老年人CRF運(yùn)動處方的劑量或特征（即達(dá)到和優(yōu)化特定健康結(jié)局指標(biāo)所需的運(yùn)動強(qiáng)度、時(shí)間、頻率和周期等）尚待確定（Vanhees et al.，2012a）。例如，對于引起O2max改善的最小運(yùn)動強(qiáng)度和為CRF帶來最大提升的最佳運(yùn)動強(qiáng)度仍然未知（William et al.，2015）。這可能與不同研究間各要素劑量設(shè)置的差異以及受試者特征異質(zhì)性的限制有關(guān)（Margaret et al.，2019）。此外，有研究證明，過度的運(yùn)動干預(yù)可能對心血管造成不良影響（O’Keefe et al.，2012）。因此，在改善老年人CRF的運(yùn)動干預(yù)研究中，具體運(yùn)動處方各要素的設(shè)置格外重要。本研究采用Meta分析的方法，綜合各項(xiàng)改善老年人CRF的臨床試驗(yàn)研究，探討不同運(yùn)動處方參數(shù)對老年人CRF提升的劑量效應(yīng)，明確改善老年人CRF的最佳運(yùn)動劑量。

1 研究對象與方法

本研究嚴(yán)格按照《系統(tǒng)綜述和薈萃分析優(yōu)先報(bào)告的條目：PRISMA聲明》（David et al.，2009）的要求進(jìn)行Meta分析，并在PROSPERO平臺完成方案注冊（注冊號：CRD42020208175）。

1.1 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

采用循證醫(yī)學(xué)的研究對象-干預(yù)措施-對照措施-結(jié)局指標(biāo)-研究類型原則（Patients-Intervention-Comparisons-Outcomes-Study，PICOS）（Liberati et al.，2009）作為文獻(xiàn)納入的標(biāo)準(zhǔn)。

1.1.1 研究對象

年齡≥60歲，身體健康的老年人，包括醫(yī)學(xué)監(jiān)控下可進(jìn)行運(yùn)動的高血壓患者等。排除涉及非傳染性疾?。ㄈ缧难芗膊　ⅱ蛐吞悄虿?、癌癥等）或合并其他嚴(yán)重的軀體性疾?。ㄈ缒X卒中、心肌梗死、惡性腫瘤等）的患者。

1.1.2 干預(yù)措施

實(shí)驗(yàn)組中運(yùn)動干預(yù)是唯一的干預(yù)措施，運(yùn)動干預(yù)形式包括有氧運(yùn)動和有氧與抗阻相結(jié)合的混合運(yùn)動等。對照組不進(jìn)行運(yùn)動干預(yù)，常規(guī)生活或接受老年人心肺功能健康教育。

1.1.3 結(jié)局指標(biāo)

1.1.4 研究設(shè)計(jì)

本研究納入以中英文公開發(fā)表的臨床試驗(yàn)研究，包括隨機(jī)對照試驗(yàn)研究（randomized controlled trial，RCT）與自身對照試驗(yàn)研究（self-controlled trial，SCT）。

1.1.5 排除標(biāo)準(zhǔn)

1）會議論文與論文摘要；2）重復(fù)、質(zhì)量差的文獻(xiàn)；3）不能獲取全文的文獻(xiàn)；4）不能提供平均值和標(biāo)準(zhǔn)差（M±SD）的文獻(xiàn)。

1.2 文獻(xiàn)檢索策略

1.2.1 檢索數(shù)據(jù)庫

中文數(shù)據(jù)庫包括中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫；外文數(shù)據(jù)庫包括PubMed、EBSCO、Web of Science。檢索文獻(xiàn)時(shí)間：1990年1月～2021年3月。

1.2.2 檢索詞

采用3個主題下各關(guān)鍵詞相結(jié)合的方式作為檢索詞進(jìn)行檢索。主題詞：老年人、運(yùn)動干預(yù)和心肺功能。中文關(guān)鍵詞：老年人、有氧運(yùn)動、運(yùn)動干預(yù)、體力活動、心肺耐力、心肺功能、最大攝氧量。英文關(guān)鍵詞：older adult，elderly，aging，aged，exercise，training，physical activity，aerobic training，combined training，cardiovascular fitness，cardiopulmonary，O2max。同時(shí)在文獻(xiàn)檢索過程中參考檢索的文獻(xiàn)，補(bǔ)充同義檢索詞。

1.2.3 文獻(xiàn)篩選與資料提取

由兩名研究員閱讀文章的題目和摘要，如初步符合納入標(biāo)準(zhǔn)，再進(jìn)一步閱讀全文，根據(jù)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選，對于判斷結(jié)果不一致的文獻(xiàn)，與第三名研究者共同討論決定是否納入。在閱讀全文時(shí)進(jìn)行資料提取，內(nèi)容包括第一作者、發(fā)表年份、研究類型、研究對象基本信息（樣本量、年齡、性別、BMI）、運(yùn)動處方各要素（運(yùn)動形式、強(qiáng)度、頻率、時(shí)間、周期）及結(jié)局指標(biāo)等。

1.3 文獻(xiàn)質(zhì)量評價(jià)

采用物理治療證據(jù)數(shù)據(jù)庫量表（The Physiotherapy Evidence Database，PEDro）（Mallen et al.，2006）評價(jià)研究質(zhì)量，得分≥6分的研究即可認(rèn)為是高質(zhì)量的研究（Maher et al.，2003）。由兩名研究者根據(jù)評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)獨(dú)立對納入的文獻(xiàn)進(jìn)行評估，共進(jìn)行兩輪評估，第一輪進(jìn)行獨(dú)立評估，第二輪就第一輪評估結(jié)果出現(xiàn)的差異征詢第三位研究者意見后重新評估。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采 用 Comprehensive Meta-Analysis V2（CMA2.0）與RevMan 5.3統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行Meta分析。對納入研究的運(yùn)動處方各要素進(jìn)行亞組分析，探討各要素改善老年人O2max的程度與改善老年人CRF的劑量效應(yīng)。

1.4.1 模型選擇

本研究通過I2檢驗(yàn)判斷各研究間是否存在異質(zhì)性（Higgins et al.，2011）。若P＞0.1，I2＜50%則認(rèn)為同質(zhì)性良好，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析；若P＜0.1，I2≥50%則認(rèn)為存在高度異質(zhì)性，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

1.4.2 效應(yīng)量

效應(yīng)量（effect size，ES）是衡量實(shí)驗(yàn)效應(yīng)強(qiáng)度的指標(biāo)（Snyder et al.，1993），不受樣本容量大小的影響（或者影響很?。?，效應(yīng)量可區(qū)分統(tǒng)計(jì)顯著性和實(shí)際顯著性（Kirk，1996）。本研究采用效應(yīng)量檢驗(yàn)運(yùn)動干預(yù)效果，選取Cohen’s d作為效應(yīng)量評價(jià)指標(biāo)（Keith，1988），在Meta分析軟件中以標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差（standardize mean difference，SMD）的值表示Cohen’s d的大小。d是實(shí)驗(yàn)組的平均值和對照組的平均值的差與兩組標(biāo)準(zhǔn)差的比率（權(quán)朝魯，2003）。Cohen’d表示效應(yīng)量時(shí)，d＜0.2（效應(yīng)微?。?.2≤d＜0.5（效應(yīng)?。?；0.5≤d＜0.8（效應(yīng)中等）；d≥0.8（效應(yīng)大）。

2 結(jié)果

2.1 納入研究的文獻(xiàn)特征

初步檢索獲得中文文獻(xiàn)90篇、英文文獻(xiàn)2 095篇。經(jīng)Note Express軟件排除重復(fù)文獻(xiàn)后，閱讀文獻(xiàn)題目和摘要進(jìn)行初步篩選獲得中文文獻(xiàn)38篇、英文文獻(xiàn)170篇。閱讀所有初篩文獻(xiàn)全文，排除研究對象、研究設(shè)計(jì)、干預(yù)措施及結(jié)局指標(biāo)不符合本研究納入排除標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)，如果一篇文獻(xiàn)里有多組運(yùn)動形式，則記為多項(xiàng)研究。最終共納入英文文獻(xiàn)62篇、82項(xiàng)研究（圖1），均進(jìn)行Meta分析。

PWMs也是一個廣泛應(yīng)用的檢測水文過程的尺度效應(yīng)，尺度效應(yīng)的結(jié)論比PMs更為可靠，因?yàn)?PWMs方法考慮了水文參數(shù)的異常值(即特別干旱和濕潤年份)。和PMs方法相同，流域面積也是被來作為尺度因子。在單元尺度的定義下，式(7)成立。

圖1 文獻(xiàn)檢索納入過程Figure 1. Literature Selection Process

2.2 數(shù)據(jù)編碼

Meta分析前本研究需要對各文獻(xiàn)的運(yùn)動強(qiáng)度進(jìn)行編碼并將強(qiáng)度范圍換算為平均值，為避免主觀因素對換算結(jié)果產(chǎn)生偏移，采用如下?lián)Q算方式：1）運(yùn)動強(qiáng)度為固定值的文獻(xiàn)，保持原值；2）運(yùn)動強(qiáng)度為某一范圍（如50%～60%）時(shí)，換算為強(qiáng)度范圍的平均值（換算后強(qiáng)度為55%）（黎涌明，2015；Seiler et al.，2006）；3）運(yùn)動強(qiáng)度為漸增形式時(shí)，采用強(qiáng)度權(quán)重方法（Seiler，2010）。

美國心臟協(xié)會（American Heart Association，AHA）的研究顯示，抗阻運(yùn)動對CRF只能起到微小的改善作用（Williams et al.，2007）。Righi等（2021）對混合運(yùn)動、有氧運(yùn)動和抗阻運(yùn)動改善CRF進(jìn)行Meta分析發(fā)現(xiàn)，混合運(yùn)動和有氧運(yùn)動均能顯著改善CRF，但兩者的改善效果間無顯著差異；鑒于本研究著眼于運(yùn)動對CRF改善效果，因此混合運(yùn)動的強(qiáng)度選取了其中的有氧運(yùn)動強(qiáng)度（Righi et al.，2021；Williams et al.，2007）。

本研究檢索文獻(xiàn)的時(shí)間跨度范圍較長，不同文獻(xiàn)制定的運(yùn)動強(qiáng)度形式多樣（如%O2max、HRR、HRmax等）。為便于分析，將換算后的各運(yùn)動強(qiáng)度歸一化（表1），統(tǒng)一為HRR（Haff et al.，2015）以適用于老年人運(yùn)動強(qiáng)度的制定（王正珍，2019）。

表1 納入文獻(xiàn)基本特征Table 1 Basic Characteristics of Included Literature

2.3 方法學(xué)質(zhì)量評價(jià)

采用PEDro文獻(xiàn)質(zhì)量評價(jià)表進(jìn)行評估，因本研究干預(yù)措施無法對研究對象實(shí)施盲法，故未納入該項(xiàng)進(jìn)行評分。納入的62篇文獻(xiàn)得分均≥6分（56篇文獻(xiàn)得分為8分，6篇文獻(xiàn)得分為6分）。

2.4 受試者基本特征與運(yùn)動處方參數(shù)概況

根據(jù)各研究運(yùn)動處方要素的情況，本研究將處方中各參數(shù)（表2）進(jìn)行劃分（表3），同時(shí)將該劃分范圍作為劑量效應(yīng)研究中劑量范圍的參考。

表2 受試者基本特征與運(yùn)動處方參數(shù)概況Table 2 Overview of the Subjects’Basic Characteristics and Exercise Prescription Elements

2.5 Meta分析結(jié)果

2.5.1 運(yùn)動處方各要素對老年人CRF改善的劑量效應(yīng)

本研究將各運(yùn)動處方要素的參數(shù)范圍進(jìn)行了劃分（表3），并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行亞組分析，探討各要素對老年人CRF改善的劑量效應(yīng)。研究表明，O2max在各要素的影響下均出現(xiàn)了明顯的劑量效應(yīng)（圖2，表4）。

表4 運(yùn)動參數(shù)值域與改善效應(yīng)Table 4 Range of Exercise Elements and Improvement Effect

圖2 運(yùn)動處方各要素改善老年人O2max的劑量效應(yīng)Figure 2. The Dose Effect of Each Element of Exercise Prescription to Improve O2maxin the Elderly

2.5.2 單次運(yùn)動時(shí)間對老年人CRF改善的效應(yīng)

表5 單次運(yùn)動大效應(yīng)改善的時(shí)間-強(qiáng)度組合Table 5 Time-Intensity Combination of the Large Effect Size of Each Exercise

圖3 單次運(yùn)動時(shí)間下各運(yùn)動強(qiáng)度改善老年人O2max的效應(yīng)Figure 3. Effect of Each Exercise Intensity on Improving theO2maxof the Elderly under Each Exercise Time

續(xù)表1

2.5.3 周運(yùn)動時(shí)間改善老年人CRF的效應(yīng)

總消耗量一致的情況下，每周150～300 min中等強(qiáng)度運(yùn)動與每周75～150 min大強(qiáng)度運(yùn)動對于CRF的改善的效應(yīng)相似（Garber et al.，2011）。因此，本研究以150 min作為周運(yùn)動時(shí)間的分界點(diǎn)，探討不同強(qiáng)度運(yùn)動與改善老年人O2max的效應(yīng)關(guān)系（圖4）。

圖4 周運(yùn)動時(shí)間下各運(yùn)動強(qiáng)度改善老年人O2max的效應(yīng)Figure 4. Effect Size of Each Exercise Intensity on Improving the O2maxof the Elderly under the Weekly Exercise Time

表6 單次運(yùn)動大效應(yīng)改善的時(shí)間-強(qiáng)度組合Table 6 Time-Intensity Combination of the Large Effect Size of Each Exercise

2.6 發(fā)表偏倚檢驗(yàn)

對本研究進(jìn)行的6項(xiàng)Meta分析研究進(jìn)行發(fā)表偏倚檢驗(yàn)，并制作漏斗圖。在漏斗圖中，樣本量小的研究精度低，分散遍布在漏斗圖的底部；樣本量大的研究精度高，集中在漏斗圖的頂部（Galbraith，1988）。各項(xiàng)研究均能形成倒置漏斗，且各研究散點(diǎn)對稱集中在漏斗圖的頂部（圖5），因此均不存在發(fā)表偏倚。

圖5 各項(xiàng)改善老年人CRF研究的漏斗圖Figure 5. The Funnel Plot of Each Study to Improve CRF in the Elderly

3 討論

3.1 文獻(xiàn)質(zhì)量評價(jià)

本研究共納入62篇文獻(xiàn)，PEDro量表評價(jià)得分均≥6分（56篇文獻(xiàn)得分為8分，6篇文獻(xiàn)得分為6分），所有研究的基線無顯著性差異，均描述了受試者的納入標(biāo)準(zhǔn)，對85%以上的受試者進(jìn)行了結(jié)局指標(biāo)的評價(jià)以及描述了干預(yù)前后結(jié)局指標(biāo)的變化情況。除自身對照試驗(yàn)的研究無法對受試者進(jìn)行隨機(jī)分配外，其余研究均對受試者進(jìn)行了隨機(jī)分配?？傮w而言，納入本研究的文獻(xiàn)質(zhì)量較高。

3.2 各運(yùn)動處方要素改善老年人CRF的劑量效應(yīng)

3.2.1 運(yùn)動強(qiáng)度改善老年人CRF的劑量效應(yīng)

運(yùn)動強(qiáng)度增加至70%～79% HRR后CRF改善曲線出現(xiàn)平臺現(xiàn)象，說明即使強(qiáng)度繼續(xù)增加至80%～90% HRR，所產(chǎn)生的改善效應(yīng)也沒有進(jìn)一步提高（d=1.03 vs d=1.01），反而可能會增加靜坐少動人群的運(yùn)動損傷風(fēng)險(xiǎn)（李文川，2014；Donath et al.，2015；Vanhees et al.，2012a，2012b）。Huang等（2016）研究顯示，老年人在 70%～75% HRR強(qiáng)度進(jìn)行運(yùn)動時(shí)能夠最大程度提升O2max，而強(qiáng)度增加至80% HRR后，獲得的收益急劇下降。有研究表明，在次最大運(yùn)動負(fù)荷下，老年人達(dá)到該負(fù)荷時(shí)較年輕人要付出更多的運(yùn)動量，同時(shí)會增加疲勞的產(chǎn)生（Crane et al.，2013）。因此，本研究不推薦靜坐少動的老年人以80%～90% HRR的強(qiáng)度進(jìn)行運(yùn)動。

3.2.2 運(yùn)動時(shí)間改善老年人CRF的劑量效應(yīng)

與強(qiáng)度劑量效應(yīng)類似，不同運(yùn)動時(shí)間也呈現(xiàn)出劑量效應(yīng)（圖2b）。25～60 min的運(yùn)動時(shí)間范圍內(nèi)，短時(shí)間（25～35 min）的運(yùn)動能使老年人的O2max得到中效應(yīng)的改善（d=0.56）。較長的運(yùn)動時(shí)間（60 min）似乎對老年人O2max的改善達(dá)到更大的效應(yīng)（d＝0.90）。

Sattelmair等（2011）研究表明，具有運(yùn)動習(xí)慣的老年人患冠心病的風(fēng)險(xiǎn)比靜坐少動老年人減少14%，即使每次運(yùn)動時(shí)間達(dá)不到推薦量，其帶來的效益也大于靜坐少動。本研究結(jié)果支持這一觀點(diǎn)，一次25～30 min的運(yùn)動能達(dá)到中等的改善效益。此外，有研究表明，運(yùn)動時(shí)間過長（＞60 min）可能會使老年人的CRF受到損害，這可能與心血管的變化和反應(yīng)能力隨年齡的增加而降低有關(guān)（Fleg et al.，2012），并且這些不良反應(yīng)會對心血管產(chǎn)生不利的影響（O’Keefe et al.，2012）。因此過長的運(yùn)動時(shí)間并非老年人的最佳選擇。

3.2.3 運(yùn)動頻率改善老年人CRF的劑量效應(yīng)

3.2.4 運(yùn)動周期改善老年人CRF的劑量效應(yīng)

3.3 單次運(yùn)動時(shí)間下各運(yùn)動強(qiáng)度改善老年人CRF的劑量效應(yīng)

強(qiáng)度和時(shí)間的交互效應(yīng)能更有效反應(yīng)運(yùn)動對人體機(jī)能的干預(yù)效果。本研究發(fā)現(xiàn)，運(yùn)動時(shí)間在40～45 min/次及以上，且強(qiáng)度在60%～69% HRR及以上時(shí)，即可對老年人CRF的改善產(chǎn)生大效應(yīng)（d＞0.8）。這表明，即使執(zhí)行小于單因素的大效應(yīng)劑量的強(qiáng)度（70% HRR）與時(shí)間劑量（60 min）的運(yùn)動，通過交互效應(yīng)也能獲得大效應(yīng)，提示，一次40～45 min的中等強(qiáng)度運(yùn)動可能是老年人大幅度改善CRF的最小有效劑量。Slentz等（2016）研究顯示，24周的低運(yùn)動量中等強(qiáng)度、大運(yùn)動量中等強(qiáng)度和大運(yùn)動量大強(qiáng)度干預(yù)的效應(yīng)量分別為0.30，0.86和0.74，提示，大運(yùn)動量中等強(qiáng)度產(chǎn)生的CRF改善收益最佳。但Eric等（2020）的研究與此結(jié)果并不一致，兩組受試者分別進(jìn)行8周的每周3次，每次30 min的80%～90% HRmax強(qiáng)度和每次50 min的65%～70% HRmax強(qiáng)度運(yùn)動干預(yù)后，CRF的改善均為中等效應(yīng)（d=0.57，d=0.68）。

本研究結(jié)果與Slentz等（2016）的結(jié)果相一致，老年人每次執(zhí)行40～60 min中等強(qiáng)度的運(yùn)動即可顯著提高CRF（O2max）水平，且中等強(qiáng)度的運(yùn)動對于老年人帶來的益處遠(yuǎn)大于潛在的安全性風(fēng)險(xiǎn)（Simo et al.，2015）。

3.4 周運(yùn)動時(shí)間下各運(yùn)動強(qiáng)度改善老年人CRF的劑量效應(yīng)

WHO建議老年人每周進(jìn)行至少150～300 min的中等強(qiáng)度有氧運(yùn)動或75～150 min的較高強(qiáng)度有氧運(yùn)動，或者兩種強(qiáng)度的身體活動的等效組合（Dempsey et al.，2020）。ACSM提倡老年人應(yīng)逐漸超過所推薦的最小體力活動量以加強(qiáng)對慢性疾病和健康狀態(tài)的管理（Chodzko-Zajko et al.，2009；Nelson et al.，2007）。

以每周150 min運(yùn)動時(shí)間為界限，本研究發(fā)現(xiàn)，周運(yùn)動時(shí)間短于150 min時(shí)，只有80%～90% HRR的運(yùn)動強(qiáng)度對老年人的O2max產(chǎn)生大效應(yīng)的改善（d=0.83）；周運(yùn)動時(shí)間長于150 min時(shí)，60%～69% HRR的運(yùn)動強(qiáng)度能對老年人O2max的改善產(chǎn)生大的效應(yīng)（d=1.05）。冉鋒（2011）對中老年受試者制定了12周，50%O2max的有氧運(yùn)動，周運(yùn)動時(shí)間分別為120 min、180 min和240 min。研究顯示，只有每周180～240 min的運(yùn)動量才能顯著提高受試者的O2max。

根據(jù)WHO和ACSM的觀點(diǎn)，結(jié)合本研究的結(jié)果，為獲得大效應(yīng)的CRF改善，推薦老年人群根據(jù)不同身體機(jī)能水平選擇每周進(jìn)行150 min以上，強(qiáng)度至少在60% HRR的有氧運(yùn)動或150 min內(nèi)，強(qiáng)度80% HRR及以上的有氧運(yùn)動。

3.5 研究存在的不足

本研究揭示了運(yùn)動干預(yù)改善老年人CRF的劑量效應(yīng)，但仍不可避免的存在不足：1）研究采用權(quán)重進(jìn)行強(qiáng)度換算，盡可能地減少人為因素的干擾，但仍會在換算過程中產(chǎn)生隨機(jī)誤差；2）研究未考慮性別因素，運(yùn)動處方各要素的主效應(yīng)及交互效應(yīng)是否存在性別差異在本研究中未能體現(xiàn)；3）本研究尚未證實(shí)運(yùn)動形式在運(yùn)動干預(yù)與改善CRF中的作用。

4 結(jié)論

本研究對各項(xiàng)對照臨床實(shí)驗(yàn)研究進(jìn)行Meta分析，揭示運(yùn)動處方各要素與老年人CRF的改善之間存在一定的劑量效應(yīng)關(guān)系，老年人CRF最小有效改善（d＞0.5）的各處方劑量分別為35%～50% HRR、25～35 min、1次/周和運(yùn)動干預(yù)8周。獲得大效應(yīng)CRF改善的運(yùn)動強(qiáng)度敏感區(qū)為70%～79% HRR，運(yùn)動時(shí)間、頻率和周期的敏感區(qū)為60 min/次、4次/周及以上和運(yùn)動干預(yù)16周。

探討單次運(yùn)動時(shí)間與周運(yùn)動時(shí)間下各運(yùn)動強(qiáng)度之間的交互效應(yīng)對老年人CRF的影響時(shí)，本研究發(fā)現(xiàn)，每周150 min以上，每次40～45 min強(qiáng)度為60% HRR的運(yùn)動能對老年人心肺功能產(chǎn)生大效應(yīng)的提升。