陳宇婧，杜世正，丁歡，李瑋彤，徐桂華

本研究意義：

Meta分析表明體育鍛煉有助于維持和改善健康老年人的認(rèn)知功能，也有動物實驗證實運(yùn)動會增加前額皮質(zhì)和前海馬的體積，并且能增強(qiáng)神經(jīng)功能和血管生成，降低心血管危險因素，但目前對輕度認(rèn)知障礙或癡呆老年人的相關(guān)研究較少。由于人體動力學(xué)和認(rèn)知發(fā)展相互依存、密切相關(guān)，本研究針對認(rèn)知結(jié)合運(yùn)動的聯(lián)合療法，篩選出國內(nèi)外相關(guān)隨機(jī)對照試驗進(jìn)行Meta分析，發(fā)現(xiàn)聯(lián)合療法對于老年患者的認(rèn)知功能水平、日常生活能力、抑郁水平、執(zhí)行功能、記憶力與注意力等方面均有不同程度的改善，并且此方法簡便易廉，適合臨床推廣應(yīng)用。

隨著人口老齡化速度的加快，阿爾茨海默?。ˋD）患病人數(shù)日趨增多，報告顯示2015—2050年，全球AD患病人數(shù)將從4 600萬人成倍增長至1.315億人［1］，可見AD是當(dāng)今全球人類面臨的重大難題。截至2017年，我國AD患病人數(shù)約為780萬，居世界第1位［2］。輕度認(rèn)知障礙（MCI）是介于健康老年人和AD老年人的中間階段［3］，主要癥狀為漸進(jìn)性衰退，表現(xiàn)為記憶功能受損。AD及MCI均嚴(yán)重地影響患者生活，給家庭、社會帶來較大的精神和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，但兩者發(fā)病機(jī)制尚不明確，缺乏有效的治療手段，用藥效果不顯著且安全性有待論證，所以非藥物干預(yù)是近年研究的熱門。

研究表明神經(jīng)可塑性和認(rèn)知補(bǔ)償能力可能是非藥物干預(yù)效果的基礎(chǔ)［4］，參加多模態(tài)活動的老年人發(fā)展為AD的可能性更?。?］，但并非項目隨意組合就能夠產(chǎn)生效果。有證據(jù)表明，前額葉皮層和小腦皮質(zhì)分別與認(rèn)知和動力學(xué)有關(guān)，皮質(zhì)間的交互作用反映出動力學(xué)和認(rèn)知發(fā)展相互依存、密切相關(guān)［6-7］。目前，國內(nèi)關(guān)于認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法干預(yù)AD及MCI效果的相關(guān)研究及文獻(xiàn)較少，為進(jìn)一步客觀評價其療效，本研究對國內(nèi)外相關(guān)隨機(jī)對照試驗（RCT）進(jìn)行Meta分析，以期為臨床應(yīng)用提供參考。

1 資料與方法

1.1 檢索策略 由兩名研究人員計算機(jī)檢索Cochrane圖書館、PubMed、EBSCO、CINAHL、EMBase、中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫、中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)知識服務(wù)平臺、維普網(wǎng)，并采用文獻(xiàn)追溯法進(jìn)行補(bǔ)充，檢索時間為建庫至2018年5月。采用主題詞和自由詞相結(jié)合的方式，檢索語種限定為中、英文，包括未公開出版或刊登的灰色文獻(xiàn)，以“dementia/Alzheimer disease/senile dementia/cognitive defect/cognitive dysfunction/cognitive disorder”“exercise/physical training/physical activity/resistance training/physical exercise/aerobic therapy/progressive resistance training/resistance exercise/cognitive therapy/cognitive stimulation/memory training/emotional behavior therapy/cognitive behavior therapy”“multimodal/combined/cognitive-motor/dual-task”“randomized controlled trial/controlled clinical trial/randomized/placebo/clinical trials as topic/randomly/trial”為英文檢索詞，以“癡呆/阿爾茨海默病/混合性癡呆/認(rèn)知障礙/認(rèn)知受損”“運(yùn)動/身體鍛煉/活動/抗阻運(yùn)動/有氧運(yùn)動/認(rèn)知療法/認(rèn)知刺激/記憶訓(xùn)練/情緒行為療法/認(rèn)知行為療法”“聯(lián)合/聯(lián)合療法/多模態(tài)/多任務(wù)/綜合”為中文檢索詞。

1.2 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn) 納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）研究對象為符合AD診斷標(biāo)準(zhǔn)［8］或經(jīng)精神狀況檢查表［9］評定存在MCI的老年人，并且治療組和對照組基線資料具有可比性；（2）干預(yù)方法：治療組采用認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法，對照組采用常規(guī)運(yùn)動、康復(fù)和護(hù)理等；（3）觀察指標(biāo)包括認(rèn)知功能〔簡易精神狀態(tài)檢查量表（MMSE）評分、阿爾茨海默病認(rèn)知量表（ADAS-COG）評分〕、日常生活能力〔日常生活能力量表（ADL）評分、擴(kuò)大日常生活活動量表（E-ADL）評分、肯尼自我護(hù)理評估（KSCE）評分、改良Barthel指數(shù)（MBI）〕、抑郁水平〔老年抑郁量表（GDS）評分、韓國版老年抑郁量表（K-GDS）評分、康奈爾癡呆抑郁量表（CSDD）評分〕、執(zhí)行功能（言語流利性、獨立站立與平衡能力、疾病影響程度）、記憶力與注意力〔Rivermead行為記憶測試（RBMT）、日常注意力測試（TEA）、Rey-Osterrieth復(fù)雜圖形記憶測驗（ROCFT）〕、實驗室檢查；（4）研究類型為RCT；（5）語種限制為中、英文；（6）重復(fù)報告的研究采用滾雪球方法納入。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）研究對象為由創(chuàng)傷性腦損傷或占位性病變引起的癡呆，單純血管性癡呆，嚴(yán)重視聽障礙，嚴(yán)重精神障礙或癡呆、癲癇，無法合作，伴有嚴(yán)重心、肝、腎等疾病，結(jié)構(gòu)或功能性肢體損傷，小學(xué)及以下文化程度，依從性差，不能耐受、接受治療；（2）結(jié)果判斷指標(biāo)定義不明確、分類錯誤、統(tǒng)計學(xué)方法有誤；（3）不能提取相關(guān)數(shù)據(jù)的研究，包括未獲得全文、會議記錄、文獻(xiàn)評論、信件等；（4）偏倚等級為C級。

1.3 質(zhì)量評價和資料提取 采用標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)提取表提取數(shù)據(jù)，主要提取的數(shù)據(jù)包括：第一作者、地區(qū)、發(fā)表時間、疾病、組別、例數(shù)、干預(yù)措施、治療方案、形式、結(jié)局指標(biāo)。由兩名研究人員獨立進(jìn)行文獻(xiàn)篩選和資料提取后交叉核對，如有分歧通過第三方?jīng)Q定。采用Cochrane評價手冊5.1.0的評價偏倚風(fēng)險標(biāo)準(zhǔn)［10］評價納入文獻(xiàn)，包括隨機(jī)序列的產(chǎn)生、分配隱藏、盲法、是否描述失訪、結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性、選擇性結(jié)果報告、其他偏倚7個條目。7個條目均符合為A級，提示低度偏倚風(fēng)險；部分條目符合為B級，提示中度偏倚風(fēng)險；7個條目均不符合為C級，提示高度偏倚風(fēng)險。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 采用RevMan 5.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計學(xué)分析。測量工具相同的計量資料采用加權(quán)均數(shù)差（MD）及其95%可信區(qū)間（CI）表示，否則采用標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差（SMD）及其95%CI表示；計數(shù)資料采用相對危險度（RR）及其95%CI表示。采用I2值和Q檢驗對納入研究的異質(zhì)性進(jìn)行評價，若P≥0.10，I2＜50%時，表示各文獻(xiàn)間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析；若P＜0.10，I2≥50%時，表示各文獻(xiàn)間有統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析；對異質(zhì)性明顯的文獻(xiàn)進(jìn)行亞組分析或敏感性分析或描述性分析；臨床試驗提供數(shù)據(jù)不足采用描述性分析。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖Figure 1 Flow chart of literature screening

圖2 兩組MMSE評分比較的森林圖Figure 2 Forest plot of the comparison of MMSE scores between two groups

圖3 兩組ADAS-COG評分比較的森林圖Figure 3 Forest plot of the comparison of ADAS-COG scores between two groups

圖4 兩組日常生活能力評分比較的森林圖Figure 4 Forest plot of the comparison of activity of daily living scores between two groups

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果及文獻(xiàn)特征 初步檢索出相關(guān)文獻(xiàn)1 070篇，采用NoteExpress 3.2軟件排除重復(fù)文獻(xiàn)后獲得746篇；閱讀文題和摘要后獲得33篇；閱讀全文后，最終納入13篇RCT［11-23］。共納入患者919例，812例完成研究，失訪率為11.6%。文獻(xiàn)篩選流程圖見圖1，納入文獻(xiàn)基本特征見表1。

2.2 質(zhì)量評估 4篇文獻(xiàn)［11，16-17，22］使用了計算機(jī)隨機(jī)數(shù)字表法；4篇文獻(xiàn)［11，14，17，22］使用了分配隱藏；3篇文獻(xiàn)［11，17，22］為雙盲設(shè)計，且文獻(xiàn)均說明了研究過程中病例失訪情況，研究方法學(xué)質(zhì)量相對較高；3篇文獻(xiàn)［11，17，22］為 A 級，其余文獻(xiàn)［12-16，18-21，23］為 B 級。質(zhì)量評價結(jié)果見表2。

2.3 Meta分析結(jié)果

2.3.1 認(rèn)知功能水平

2.3.1.1 MMSE 評分 6篇文獻(xiàn)［13，18-22］報道了MMSE評分，各研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（P=0.24，I2=26%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，治療組MMSE評分高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=0.73，95%CI（0.09，1.38），P=0.03，見圖 2〕。

2.3.1.2 ADAS-COG評分 2篇文獻(xiàn)［11，17］報道了MCI患者的ADAS-COG評分，各研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（P=0.48，I2=0），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，治療組MCI患者的ADAS-COG評分低于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-1.30，95%CI（-1.65，-0.95），P＜0.000 01〕。2 篇文獻(xiàn)［12，22］報道了AD患者的ADAS-COG評分，各研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（P=0.31，I2=4%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，兩組AD患者的ADAS-COG評分比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-0.32，95%CI（-0.69，0.05），P=0.09，見圖3〕。

2.3.2 日常生活能力 7篇文獻(xiàn)［12-15，20，22-23］報道了日常生活能力評分，其中 4篇［13，20，22-23］采用ADL，1篇［12］采用 E-ADL，1 篇［14］采用 KSCE，1 篇［15］采用MBI，各研究間有統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（P=0.005，I2=68%），采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，治療組日常生活能力評分高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔SMD=0.43，95%CI（0.02，0.85），P=0.04，見圖 4〕。

表1 納入文獻(xiàn)的基本特征Table 1 Basic characteristics of the included studies

2.3.3 抑郁水平 6篇文獻(xiàn)［13-16，21-22］報道了抑郁水平，其中 3 篇［14，21-22］采用 GDS，1 篇［15］采用 K-GDS，2篇［13，16］采用CSDD，各研究間有統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（P=0.004，I2=71%），采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，治療組抑郁水平低于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔SMD=-0.85，95%CI（-1.37，-0.34），P=0.001，見圖5〕。

2.3.4 執(zhí)行功能

2.3.4.1 言語流利性 3篇文獻(xiàn)［11，13，20］報道了言語流利性，各研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（P=0.50，I2=0），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，治療組言語流利性高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔SMD=0.81，95%CI（0.38，1.24），P=0.000 2，見圖 6〕。

2.3.4.2 獨立站立與平衡能力 2篇文獻(xiàn)［14，21］采用Berg平衡量表評估獨立站立能力，YOON等［14］研究顯示，治療組干預(yù)12周后獨立站立能力評分高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）；BURGENER等［21］研究顯示，兩組干預(yù)20周后獨立站立能力評分比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.87）。YOON等［14］采用跌倒效能量表（MFES）評估不跌倒自我確認(rèn)程度，結(jié)果顯示，治療組不跌倒自我確認(rèn)程度高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。FERI等［16］研究顯示，治療組干預(yù)24個月后單腿站立時間（SIP）長于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.02）。

表2 納入文獻(xiàn)的偏倚風(fēng)險評估Table 2 Evaluation results of bias risk of the included studies

圖5 兩組抑郁水平比較的森林圖Figure 5 Forest plot of the comparison of depression level between two groups

圖6 兩組言語流利性比較的森林圖Figure 6 Forest plot of the comparison of verbal fluency between two groups

2.3.4.3 疾病影響程度 FERI等［16］采用健康狀況調(diào)查簡表（SF-36）評估活動能力、自立能力、社會交往、情緒行為、警覺行為、飲食、工作、睡眠和休息、家務(wù)管理、文娛活動，結(jié)果顯示，治療組干預(yù)24個月后SF-36評分高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.02）。MACI等［13］采用額葉功能評定量表（FAB）評估概念化、心理靈活性、程序性控制、對干擾的敏感性、環(huán)境自主性，結(jié)果顯示，治療組干預(yù)后FAB總分高于干預(yù)前，對照組干預(yù)后FAB總分低于干預(yù)前。

2.3.5 記憶力與注意力 KOUNTI等［18］通過Rivermead行為記憶測試（RBMT）評估新技能學(xué)習(xí)、空間記憶、聽覺記憶、視覺記憶、前瞻性記憶、日期和定向，采用日常注意力測試（TEA）檢測患者反應(yīng)能力、分配性注意能力，采用Rey-Osterrieth復(fù)雜圖形記憶測驗（ROCFT）測試患者視覺空間能力，結(jié)果顯示，治療組干預(yù)后RBMT得分與干預(yù)前比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.05）；治療組干預(yù)后TEA得分、ROCFT得分均高于干預(yù)前，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）；治療組干預(yù)后RBMT得分高于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。

2.3.6 實驗室檢查 VENTURELLI等［19］研究顯示，治療組干預(yù)后皮質(zhì)醇水平低于干預(yù)前，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）；單純運(yùn)動組干預(yù)后皮質(zhì)醇水平低于干預(yù)前，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）；但治療組與單純運(yùn)動組干預(yù)后皮質(zhì)醇水平比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）。有研究顯示，治療組干預(yù)7個月后行磁共振成像（MRI）顯示海馬體及周圍容積無增大；治療組海馬體旁區(qū)域內(nèi)側(cè)顳葉腦血流值（CBF）大于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.001）［17］。

2.4 發(fā)表偏倚 由于本研究納入文獻(xiàn)較少，不能直接采用漏斗圖評估發(fā)表偏倚，故本研究可能存在潛在的發(fā)表偏倚。

3 討論

3.1 認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法對AD的干預(yù)效果 Meta結(jié)果顯示，認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法對患者認(rèn)知功能有一定的改善作用；對患者的日常生活能力、抑郁水平均有改善作用；而對患者的獨立站立與平衡能力、言語流利性、對疾病的影響程度效果不顯著，但較治療前均有所改善；記憶力與注意力方面，僅有2篇文獻(xiàn)［14，18］有相關(guān)報告，且效應(yīng)極小，說明干預(yù)對患者的記憶力與注意力的改善效果不理想，但仍需進(jìn)一步研究證明。

認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法可改善MCI患者的認(rèn)知功能并延緩其癥狀惡化，但對于AD患者的效果并不明確，因此對癡呆癥狀的早期識別與干預(yù)至關(guān)重要。然而，文獻(xiàn)評分均未細(xì)化，且干預(yù)措施各有不同，削弱了文獻(xiàn)間可比性，也無法辨別干預(yù)對認(rèn)知能力起作用的具體模塊。

患者日常生活能力下降會導(dǎo)致生活質(zhì)量降低、增加長期護(hù)理的費(fèi)用。Meta分析結(jié)果顯示，認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法可使患者日常生活能力得到改善、穩(wěn)定或延緩下降速度，且這種影響是持續(xù)的［12］。

AD患者易出現(xiàn)抑郁癥狀，抑郁一方面升高了發(fā)病率、病死率甚至自殺率［24］，另一方面加重了醫(yī)療和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法在改善認(rèn)知和身體機(jī)能的同時，建立了患者與他人溝通的橋梁，提供了社交的機(jī)會，構(gòu)建了患者、照顧者、治療師、同伴之間的良性支持系統(tǒng)。

執(zhí)行能力方面，首先，YOON等［14］采用認(rèn)知結(jié)合有氧運(yùn)動的模式能有效提升患者獨立站立與平衡能力，而BURGENER等［21］運(yùn)用認(rèn)知結(jié)合太極拳的方式則顯示陰性結(jié)果，提示結(jié)果的差異性可能與運(yùn)動方式、干預(yù)時間等有關(guān)，需進(jìn)一步試驗論證。其次，認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法能顯著提升患者的言語流利性，目前語言功能受損已公認(rèn)是AD早期特征之一，并有其特殊的模式及演變過程，涉及口語表達(dá)、復(fù)述、理解、命名、閱讀及書寫等各個方面［25］，相較于目前的語言康復(fù)訓(xùn)練、藥物治療、經(jīng)顱刺激療法等，認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法更簡便易廉且無并發(fā)癥。2篇文獻(xiàn)［13，16］通過SIP、FAB綜合評定患者的執(zhí)行功能，差異均具有統(tǒng)計學(xué)意義。然而，該指標(biāo)仍需擴(kuò)大研究數(shù)量進(jìn)一步驗證。

對于實驗室檢查，僅有2篇文獻(xiàn)［17，19］分別探究了患者皮質(zhì)醇水平與MRI變化，體內(nèi)皮質(zhì)醇水平與癡呆認(rèn)知功能相關(guān)，皮質(zhì)醇過高會導(dǎo)致記憶力衰退、抑郁、腦損傷等，是癡呆的危險因素之一。VENTURELLI等［19］研究顯示，患者皮質(zhì)醇水平較干預(yù)前有較大改善，但與單純療法相比并無增益。今后應(yīng)重點關(guān)注生物學(xué)標(biāo)志物、多模態(tài)影像學(xué)和神經(jīng)電生理學(xué)等特征性指標(biāo)。

3.2 認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法與單一療法的比較 僅有2篇文獻(xiàn)［11，19］進(jìn)行了聯(lián)合與單一療法的四組比較，其中，F(xiàn)IATARONE等［11］對MCI患者干預(yù)18個月后，發(fā)現(xiàn)高強(qiáng)度漸進(jìn)抗阻訓(xùn)練（PRT）組對患者執(zhí)行功能的提升比聯(lián)合組高74%，整體功能提升比聯(lián)合組高48%，兩組間認(rèn)知功能的改善無顯著差異，各指標(biāo)均優(yōu)于認(rèn)知組，作者認(rèn)為可能由于PRT運(yùn)動強(qiáng)度大，聯(lián)合干預(yù)對患者來說是身心的挑戰(zhàn)，壓力過度導(dǎo)致聯(lián)合組效果不如預(yù)期。VENTURELLI等［19］對AD患者干預(yù)12周后發(fā)現(xiàn)聯(lián)合組與運(yùn)動組的行為障礙和躁動癥狀均顯著減少，聯(lián)合組稍高于運(yùn)動組，兩組間認(rèn)知功能的改善則無顯著差異，各指標(biāo)均優(yōu)于認(rèn)知組，與已有研究結(jié)果差異大，不論是健康［26-27］或是認(rèn)知障礙［28］的老年人，結(jié)果均顯示認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法效果顯著優(yōu)于單一療法。由此可見，要使聯(lián)合效應(yīng)增強(qiáng)，需對認(rèn)知和干預(yù)的方式做出界定。認(rèn)知療法包括認(rèn)知刺激、認(rèn)知訓(xùn)練和認(rèn)知康復(fù)，但嚴(yán)格依照方法進(jìn)行分類的研究不多，且每一種方法在具體操作中常有交叉，所以是否需要對認(rèn)知干預(yù)進(jìn)行分類是值得商榷的［29］；而運(yùn)動的形式更為多樣，應(yīng)考慮兩個最重要的變量：強(qiáng)度和持續(xù)時間。

目前，國內(nèi)外研究主要集中在認(rèn)知或運(yùn)動單一療法干預(yù)癡呆及MCI老年人，對于二者的聯(lián)合療法研究極為少數(shù)。Meta分析表明，運(yùn)動療法可輕至中度提升癡呆患者的認(rèn)知功能［30］；再者，Meta分析得出認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法可中度提升健康老年人的整體認(rèn)知水平，并且輕度改善其視覺空間能力、記憶力、執(zhí)行功能和注意力［31］。因此，認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法干預(yù)癡呆及MCI患者應(yīng)成為未來研究的重點，也應(yīng)探究與其他干預(yù)方式進(jìn)行融合的多模式干預(yù)的療效，對于認(rèn)知障礙人群公共健康的促進(jìn)及維護(hù)具有普適意義。

3.3 局限性與啟示 本次Meta分析的局限性及啟示有以下幾點：（1）研究的干預(yù)特征（包括訓(xùn)練類型、獨立或雙任務(wù)、干預(yù)頻次、周期等）存在較大異質(zhì)性，對研究結(jié)果有影響，仍不清楚最適合患者、效果最佳的方案；運(yùn)動鍛煉的形式更為多樣，如何選擇適合患者的運(yùn)動方式，同時滿足其需求并提升其依從性值得進(jìn)一步探討；（2）僅有2篇文獻(xiàn)進(jìn)行多組對照，比較聯(lián)合療法與單一療法的差異，嚴(yán)格按照方法學(xué)要求開展更多的RCT予以驗證哪些功能域受益于聯(lián)合干預(yù)。（3）AD是長期慢性病，有難以逆轉(zhuǎn)、干預(yù)效果不顯著的特點，而大部分試驗干預(yù)時間較短，且隨訪時間各不相同，未來研究應(yīng)該關(guān)注聯(lián)合療法的長期效應(yīng)，增加干預(yù)時間，并進(jìn)行長期、定期的隨訪。（4）觀察結(jié)局指標(biāo)不一致，應(yīng)制定使用更全面的評估量表與評價方法。（5）本研究檢索的語言為中英文，可能造成文獻(xiàn)收錄不全。

4 結(jié)論

綜上所述，本研究運(yùn)用Meta分析，探究認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法干預(yù)AD及MCI老年人的療效，認(rèn)為認(rèn)知聯(lián)合運(yùn)動療法可不同程度地改善或緩解老年患者的認(rèn)知功能水平、日常生活能力、抑郁水平、執(zhí)行功能、記憶力與注意力等，具有較好的臨床療效，并且具備經(jīng)濟(jì)性及可及性的特點，因而聯(lián)合療法值得臨床借鑒。本研究納入13篇文獻(xiàn)，樣本量大且文獻(xiàn)質(zhì)量較高，但其干預(yù)方式、強(qiáng)度、時間、治療依從性、評價指標(biāo)等因素的差異，使結(jié)果的解釋復(fù)雜化。未來尚需要更多設(shè)計嚴(yán)謹(jǐn)?shù)亩嘀行暮痛髽颖綬CT進(jìn)一步驗證，提升原始資料的證據(jù)等級，以期為臨床治療方案的選擇提供更多有價值的參考。

作者貢獻(xiàn)：陳宇婧進(jìn)行文章的構(gòu)思與設(shè)計，文獻(xiàn)/資料收集，文獻(xiàn)/資料整理，撰寫論文，論文的修訂；杜世正、丁歡、李瑋彤、徐桂華進(jìn)行文章的可行性分析；杜世正負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制及審校，對文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。