張曉羽,林 嶺,翟晴晴
(寧波大學 體育學院,浙江 寧波 315211)
大負荷運動訓練會引起血睪酮水平的下降,并進而影響運動員的運動能力及狀態(tài)[1-3]。為保持運動員具有良好的訓練、競賽狀態(tài),我國各級專業(yè)運動隊通常采用補腎補氣類中成藥或中藥湯劑來輔助提高運動員的血睪酮[4-5]。無論是中藥藥理學,還是體育領域有關應用研究,均發(fā)現補氣補腎類中藥制劑在提高睪酮水平方面具有較好效果[6-7]。盡管補腎補氣類中藥制劑在提高運動員血睪酮方面具有一定效果成為主流認識并在運動實踐中廣為應用,但有關實驗研究結果并不完全一致,如楊雷、張世明等人的研究發(fā)現補腎類中藥組方并沒有顯著改善運動員的血睪酮水平[8-9],而且從有關陽性結果的研究報告中發(fā)現中藥提高血睪酮效果差異較大:有些研究結果提高幅度較大,而有些則較小,但所有研究報告均未報告效應量[10-11]。另外,還有研究發(fā)現中藥提高睪酮的效果可能受性別、年齡、時間、手段、訓練負荷等因素的影響[12-13],但有關影響的共性規(guī)律尚不得而知。目前的問題,是中藥提高血睪酮水平是否為共性規(guī)律且提高血睪酮效果大小到底如果?另外,不同中藥干預方式、干預時間長短及運動員不同性別等因素對中藥干預提高血睪酮的效果影響是否有差異,以及這種差異是否具有某種共性特征?欲回答相關問題,若只是通過對每個單獨的個體進行研究(如樣本量偏小,實驗設計、過程及結果等差異較大),則難以給出有關問題的清晰結論。為此有必要將中藥制劑對運動員血睪酮影響的相關研究結果匯總進行定量化元分析,以期對相關問題進行解決且獲得一些帶有普遍意義的定量與定性的結論。元分析(meta-analysis)是一種特殊形式的文獻定量化系統(tǒng)綜述,不同于針對某一特殊研究問題的定性描述性綜述,而是利用諸多同類實證研究結果通過定量分析后概括出經驗性和理論性的結論,是對眾多單個研究結果進行二次匯總統(tǒng)計學分析,通過把一些樣本量較小的類似的獨立研究合并為大樣本量利用元分析技術對有關實驗研究文獻的研究結果進行綜合定量分析,得出一個所有研究的總體效應[14-15]。Prisma聲明是國際上通用的進行實驗研究類文獻元分析撰寫的最新標準規(guī)范[16-18]。本文為了保證研究的質量及結果的可靠性,參照Prisma聲明標準及流程來進行元分析研究。通過元分析方法探索分析中藥干預對運動員血睪酮指標影響的共性規(guī)律,并根據不同干預時間、性別和干預方式等因素對中藥干預血睪酮指標影響的差異進行亞組間的效應量分析,最后可以以此提煉出一些共性的結論。且最終研究結果將為科學應用中藥干預方法來有效防治運動員低血睪酮癥發(fā)生,維持或提高血睪酮水平,從而對改善訓練競賽狀態(tài)、提高運動競技水平提供有一定參考價值的科學依據。
應用NoteExpress軟件,在CNKI數據庫(中國期刊網)中,以“營養(yǎng)干預”或“中藥制劑”和“血睪酮”等及英文“nutritional intervention”或“traditional Chinese medicine”和“testosterone”等作為檢索詞進行中英文全文檢索。英文檢索數據庫包括PubMed、Web of Science、Springer Link、Proquest、EBSCO等。檢索日期截止到2017年10月,檢索到全文中包含相關檢索詞的中文文獻519篇。由于國外研究中幾乎很少提及中藥制劑的相關內容,故沒有檢索到一篇涉及中藥制劑對運動員血睪酮影響的外文文獻。
1.2.1 納入標準 文獻類型:研究方式報告為隨機對照前后測的實驗,其中自變量為中藥制劑,因變量為血睪酮;實驗對象為有明確運動項目的運動員;報告了被試的年齡、性別、干預時間及中藥干預的手段;報告了實驗組與對照組血睪酮的平均值和標準差(血睪酮測試采用國際通用的放射免疫測定法,單位一般為nmol/L或ng/d1)。
1.2.2 排除標準 排除不符合上述納入標準的文獻,包括重復發(fā)表的文獻、研究設計及方法介紹不規(guī)范不具體的文獻,同時排除動物實驗、非運動員身份的被試者、數據不可信、沒有全文及綜述類的文章等。
根據文獻的刪選標準,對初選的519篇文獻進行篩選。初步刪除綜述性、會議論文以及重復的文獻,得到文獻311篇。通過瀏覽文獻標題、摘要,得到潛在相關文獻68篇。在閱讀完全文后依據納入標準最終保留納入元分析的文獻共23篇,共有58組數據。匯總后總樣本量N=1 261,其中實驗組樣本量N=641、對照組樣本量N=620。文獻檢索與篩選流程見圖1。
圖1 文獻納入流程
納入分析中的文獻質量好壞直接影響著元分析的結果。根據納入的文獻特點,本研究采用 Minors文獻質量評價量表對23篇文獻進行研究質量評價。該文獻質量評價方法一共有12個條目,對所選文章如試驗設計水平及是否與研究目的匹配、實驗組與對照組是否匹配、數據的可靠性、質量控制過程和干預手段是否具體、統(tǒng)計方法是否正確恰當等方面進行評分[19]。 Minors文獻質量評價量表的全球理想評分為24,每道題目得分為0(未報告)、1(報告不足)或2(報告和充分)。每篇文獻的質量評價得分呈現于表1中。從表1可見納入文獻的總體質量較好[20]。
將上述符合納入標準的23篇文獻、58組數據進行統(tǒng)一編碼提取,例如作者及文獻發(fā)表的年份、被試的性別、運動項目、中藥干預手段、干預時間、出版物屬性及收錄情況、文獻質量Minors得分等為編碼的范圍,見表1。
表1 納入元分析文獻基本情況
續(xù)表1 納入元分析文獻基本情況
運用Revman 5.3軟件對所納入文獻的結果指標進行分析。由于納入文獻血睪酮報告的單位并不相同,因此先對血睪酮單位進行換算統(tǒng)一(換算公式:nmol/L×28.8=ng/d1,ng/d1×0.0347=nmol/L),應用效應尺度指標選擇進行元分析統(tǒng)計。所納文獻的結果指標屬于連續(xù)性變量,故采用標準化均數差(STD Mean Difference,簡稱“SMD”)進行效應量等統(tǒng)計。首先用I2統(tǒng)計量進行各研究間異質性的檢驗,若存在中度以上異質性時,則運用Stata 12.0軟件進行Meta回歸分析,以此來尋找異質性的來源,之后再進行亞組分析進一步確定異質性來源及通過方差分析比較組間效應量差異。另外,采用不同效應模型方法進行敏感性分析,用漏斗圖進行發(fā)表偏倚分析。
1.7.1 異質性 異質性檢驗是指檢驗一些影響數據效應量的各類潛在的組內、組間差異及出現的不同情況。通常采用一致性系數I2進行各個研究間的異質性檢驗。其中I2統(tǒng)計量用來反映部分異質性在總效應量中所占的比重。其計算公式如下:I2=[Q-(k-1)/Q]*100%(公式中的Q為異質性檢驗的卡方值,K為所納入元分析的研究個數)。當I2=0時,表明沒有觀察到異質性,I2統(tǒng)計量越大異質性越大;當異質性I2統(tǒng)計量<25%時,為低度異質性;25
1.7.2 敏感性 敏感性分析指對元分析結果穩(wěn)定性、可靠性的定性分析,是用來處理異質性的重要方法之一。敏感性分析方法通常包括比較不同效應模型、影響分析法、剪補法。本文采用影響分析法進行敏感性分析。其步驟是首先逐步排除異常研究結果(如排除結果過大或過小的樣本等),其次重復進行效應量檢驗。若前后的結果沒有本質上的差別,就說明該元分析所得出的結果穩(wěn)定性、可靠性較好。
合并效應量是將多個單獨同類研究的樣本量與結果進行合并,通過相關統(tǒng)計輸出為總效應量。檢驗合并效應量是否具有統(tǒng)計學意義,通常運用置信區(qū)間法和Z檢驗。若Z檢驗P≤0.05,則提示合并效應量有統(tǒng)計學意義,以及合并效應量的95%置信區(qū)間是否包含0值,若不包含0、等價于P≤0.05,則有統(tǒng)計學意義,反之則無。
1.7.5 發(fā)表偏倚 在文獻檢索或收集過程中可能會產生發(fā)表偏倚現象,如文獻中作者通常傾向于只報告陽性研究結果,排斥報告陰性結果,據此進行的系統(tǒng)評價可能會得出一些錯誤的結論,從而誤導相關的決策。常見的偏倚主要有語言偏倚、發(fā)表偏倚、數據提取者偏倚、剽竊和造假偏倚、結果報告偏倚、選擇偏倚等。發(fā)表偏倚分析常用的方法有BEGG、EGGER和漏斗圖。由于本文納入分析的文獻樣本量較大,為了判斷其是否有發(fā)表偏倚的存在,我們使用比較直觀的漏斗圖的不對稱程度來判斷其是否存在偏倚。在漏斗圖中,若各個研究能夠左右基本對稱且主要集中分布在圖形的中上部,表明不存在發(fā)表偏倚。反之,漏斗圖中各個研究不能左右對稱且沒有集中分布在圖形中上部,就表明存在一定的發(fā)表偏倚[20]。
運用RevMan 5.3軟件分析中藥干預前后實驗組和對照組血睪酮指標間異質性檢驗結果,見表2。
表2 中藥干預運動員血睪酮的異質性分析結果
從表2可以看出,納入文獻的血睪酮指標存在中度異質性,故采用隨機效應模型。在得出總的平均效應后,首先進行Meta回歸分析尋找異質性來源,再進行亞組分層分析來處理異質性,探索導致效應差異的調節(jié)因素[14]。
依據異質性檢驗結果,本文采用隨機效應模型對納入23篇血睪酮指標的研究文獻進行效應量分析,得出中藥干預對血睪酮指標影響的效應量計算結果,見圖2。
圖2 中藥干預運動員血睪酮指標的森林圖
圖2結果顯示:血睪酮的總效應量d=0.60,達到中等程度效應。合并效應的檢驗結果為Z=8.24,P=0.00001(P<0.05),且SMD95%的置信區(qū)間為[0.46,0.74],不包含0,提示中藥干預提高睪酮的效應量有統(tǒng)計學意義。表示中藥干預后實驗組的平均血睪酮高于對照組。中藥干預對運動員血睪酮的合并效應量及異質性檢驗匯總結果見表3。
表3 中藥干預對運動員血睪酮的效應量及異質性分析結果
由于血睪酮指標屬于中度異質性,故需參照Prisma聲明的撰寫標準對異質性進行處理,包括敏感性與發(fā)表偏倚分析及基于回歸分析的亞組分析等。
本文采用影響分析法進行敏感性分析。隨著剔除血睪酮指標的某一篇和多篇結果偏差較大的文獻,異質性降低直至為0,而Z值中的P值一直小于0.05,說明無論異質性的大小中藥干預后實驗組和對照組之間存在統(tǒng)計學意義,提示有關研究結果穩(wěn)定性較好。
圖3 中藥干預對運動員血睪酮影響的漏斗圖
從圖3可以看出,23篇報告了血睪酮的文獻均集中在漏斗圖中部,漏斗圖基本左右對稱,表明中藥干預實驗組和對照組運動員血睪酮各研究間不存在明顯發(fā)表偏倚。
采用Meta回歸分析探索導致異質性的主要來源。導致異質性變化的影響因素可能包括中藥干預手段、干預時間2個調節(jié)變量,以及發(fā)表年代、期刊等級、文獻質量評價、運動項目、性別、負荷強度、中藥組方、服藥量等協(xié)變量。由于有關原始文獻對負荷強度、中藥組方、服藥量3個因素介紹不具體,無法量化,因此采用Meta回歸分析對其他幾個因素進行篩選。結果顯示,發(fā)表年代、Minors文獻質量評價、運動項目3因素的P值均大于0.05,說明此3因素對異質性變化無顯著性影響;而干預時間、性別以及干預手段3因素的P值均小于0.05,說明干預時間、性別和干預手段是引起血睪酮指標間異質性的主要來源。
亞組分析是處理異質性的常用方法之一,從實驗設計、干預手段、被試等角度,進一步探討異質性的來源,同時對亞組之間的效應量也可進行比較[20]?;诨貧w分析結果,性別、干預時間以及干預手段3因素的P值均小于0.05,本研究主要從不同性別、不同干預時間以及不同干預手段進行亞組分析。根據有關文獻中被試性別、中藥干預時間及干預手段的文獻分布特征及分組的實際意義,本文把運動員性別分為男性和女性兩個亞組;中藥干預的時間主要分為1個月以內(包括1個月)和1個月以上兩個亞組;對于中藥干預手段而言,因其中藥的種類太多,成分太復雜(幾乎所有文獻只介紹了中藥的總體功效,沒有具體介紹詳細的成分),且文獻采用的中藥功能基本集中于補腎益氣養(yǎng)血的功效,難以進一步區(qū)分,根據原始文獻采用中藥干預的方式,將中藥干預手段分為中藥湯劑和中藥制成品兩個亞組。
通過將與異質性有關的影響因素(干預時間、性別和干預手段)進行亞組分析,進一步探究更為精確的異質性來源。
2.3.1 不同性別運動員血睪酮的亞組分析 性別亞組分析結果見表4。其中Qint是檢驗亞組間效應差異的指標。
表4 不同性別運動員血睪酮指標的亞組分析
注:Qint是檢驗亞組間效應,若達到顯著水平,則表示存在亞組效應
從表4可以看出,導致性別異質性的主要來源是男運動員(I2=35%)、女隊員(I2=0%),不存在異質性。從亞組間效應量結果上來看,男性運動員的效應值是0.55,女性運動員的效應值是0.81,亞組間效應量Qint檢驗結果P=0.04,提示性別間的亞組間效應顯著,即中藥干預對女性運動員睪酮的升高效應好于男性運動員。
2.3.2 不同干預時間運動員血睪酮的亞組分析 中藥干預時間亞組分析結果見表5。
表5 不同干預時間運動員血睪酮指標的亞組分析
注:Qint是檢驗亞組間效應,若達到顯著水平,則表示存在亞組效應
從表5中可以看出,1個月以上及1個月以內(包括1個月)的干預時間均為中度異質性,其中1個月以上(I2=38%)異質性大于1個月以內(I2=25%)。從亞組間效應量結果上來看,1個月以內(包括1個月)的效應值是0.59,1個月以上的效應值是0.83,亞組間效應量Qint檢驗結果P=0.02,提示干預時間的亞組間效應顯著,即中藥干預1個月以上時間的血睪酮升高效應好于1個月以內的。
2.3.3 不同干預手段運動員血睪酮的亞組分析 根據本文文獻的分布情況,中藥干預手段同樣劃分為中藥制成品和中藥湯劑兩個亞組。其中中藥制成品包括“新魯運系列”純中藥、中成藥“大雄調理液”、彭祖接命丹、北冬蟲夏草發(fā)酵液等,中藥湯劑包括加味“八珍湯”、參蓉雞湯、溫腎健脾中藥等。不同中藥干預手段下血睪酮指標的亞組分析結果見表6。
表6 不同干預手段運動員血睪酮指標的亞組分析
注:Qint是檢驗亞組間效應,若達到顯著水平,則表示存在亞組效應
從表6可知干預手段為中藥湯劑和中藥制成品均是中度異質性,其中中藥湯劑(I2=35%)的異質性大于中藥制成品(I2=27%)。
從亞組間效應量結果上來看,中藥制成品的效應值是0.56,中藥湯劑的效應值是0.82,亞組間效應量Qint檢驗結果P=0.03,提示干預手段的亞組間效應顯著,即中藥湯劑對運動員血睪酮升高的效果要好于中藥制成品。
元分析結果顯示:中藥干預運動員血睪酮的總效應量為0.6,為中等效應量,且具有統(tǒng)計學意義,其異質性為29%。23篇文獻敏感性分析結果顯示其文獻的可靠性、穩(wěn)定性較好,且漏斗圖檢驗結果顯示納入的23篇文獻沒有明顯的發(fā)表偏倚。另外,文獻質量評價結果總體情況良好??傮w來看,納入元分析的23篇文獻質量較高,結果較為穩(wěn)定。
23篇文獻的異質性檢驗結果顯示運動員性別、干預時間以及手段均存在中度的異質性,通過回歸分析,發(fā)現性別因素、中藥干預的時間及手段對運動員血睪酮影響的異質性貢獻具有顯著意義。進一步對其異質性亞組效應檢驗后,顯示以上3種因素對血睪酮影響總體異質性的貢獻均存在亞組間效應。
性別亞組分析結果顯示男運動員是導致性別異質性的主要來源。分析其可能原因:其一,男性的睪酮基礎值個體差異很大,變化范圍可能在(403.2~731.52 ng/dl)[22],而女性的基礎值個體差異相對較小(37.44~80.64 ng/dl)[22],中藥干預后男性波動幅度及范圍比較大,而女性干預后波動的幅度與范圍遠小于男性,故男性的干預結果異質性高于女性;其二,男隊員的總體訓練負荷要高于女隊員,且男隊員的訓練負荷波動范圍可能高于女隊員,而訓練負荷對血睪酮的影響比較大,這可能也是導致男性效應的異質性要高于女性的原因之一。其三,男性隊員在服用中藥的配合度方面可能不如女隊員,可能導致中藥干預效果偏差較大等。上述因素可能共同導致男性運動員的異質性成為性別異質性的主要來源。
而干預時間亞組分析結果顯示1個月以上的干預時間是導致周期異質性的主要來源。其可能原因:基于量效依存規(guī)律,時間跨度差異的增大自然會導致中藥服藥效果差異增大;另外,隨著時間跨度的增大,中間潛在的不可控因素、無關變量可能更多,如運動員生理和心理狀態(tài)的變化、運動員服藥配合度、耐藥性、訓練負荷的變化等均可能影響干預效果。故中藥干預時間越長則可能導致異質性越大。
干預手段亞組分析結果顯示中藥湯劑是導致干預手段異質性的主要來源。其可能原因:湯劑煎煮過程差異較大,同時中藥的組方之間差異也很大,運動員每日服藥量、服藥次數的差異較大等均可能影響干預效果的穩(wěn)定性,而中成藥的組方、劑量、服用方法等更為穩(wěn)定,其干預效果可能相對更為穩(wěn)定。故中藥湯劑異質性高于中成藥。
綜上,干預時間為1個月以上、男性運動員以及中藥湯劑的干預手段對異質性貢獻很大,異質性差異大將會導致服藥效果變異大。該研究結果提示有關因素將一定程度影響中藥干預升高血睪酮的效果。從實踐應用角度來看,需要控制服藥時間、方式等,將中藥湯劑使用過程盡量相對標準化(對服藥量、煎煮時間等進行控制),以保證其效果的充分實現;在進行相關研究設計時,應充分考慮可能導致有關異質性結果差異的因素,控制無關變量影響,以利于推導出更為科學合理的研究結果。
僅從每個獨立研究結果看,我們很難定量評估中藥干預對運動員血睪酮指標的總體影響趨勢及大小,然而通過對23篇符合標準的文獻結果進行合并分析后,發(fā)現中藥干預對運動員血睪酮指標影響的總體效應量為0.6,為中等效應量,說明中藥干預可以在較高程度上提高運動員的血睪酮。
不同性別的血睪酮指標組間效應量Qint檢驗結果顯示其存在亞組間效應,表明中藥干預對女性運動員血睪酮效應量高于男性運動員,即中藥干預女性運動員血睪酮的升高要比男性運動員明顯。其原因可能是中藥可以通過改善女性卵巢睪酮分泌功能而提高女性睪酮水平[23],再加上本身女性睪酮基礎值一開始就很低、分泌總量也低,故干預效果可能會更明顯;中藥對男性運動員血睪酮也有改善,但是由于男性前期睪酮基礎值很高,所以提高幅度難以產生十分明顯的效果。另外,男隊員在服藥方面配合度可能不如女隊員,以及男隊員的訓練負荷量、強度可能更高于女性,有關因素都有可能會影響睪酮效果的實現。
不同干預時間的血睪酮指標組間效應量Qint檢驗結果顯示其存在亞組間效應,表明中藥干預1個月以上的效應量高于1個月以內的,干預時間越長,血睪酮指標提高得越多。說明中藥干預的時間越長對于提高血睪酮效果明顯。其原因可能是補腎補氣類中藥提高睪酮的主要藥理機制是調理內分泌功能,藥性較平緩,干預時間越長則累積調理效應越明顯。如徐曉陽、李驍君等人在研究中發(fā)現長時間的中藥干預對運動員提高血睪酮效果有顯著影響[24-25]。
不同干預手段的血睪酮指標組間效應量Qint檢驗結果顯示其存在亞組間效應,表明中藥湯劑的效應量高于中藥制成品。中藥湯劑效果量更好的原因:其一,在同一中藥組方中,中藥湯劑在煎煮過程中比較直接,不添加其他輔料,而中藥制成品要添加輔料,故中藥湯劑通過水煎提煉出來有效成分的攝入量可能會高于中藥制成品;其二,中藥湯劑一次服藥的總量可能要遠遠高于中藥制成品,湯劑的服藥總量大,服藥效果可能也相對好于中藥制成品;其三,中藥湯劑均為即煎即服,沒有因時間因素導致藥性成分損失,而中藥制成品在復雜加工及儲存時間較長的過程中可能有藥性損失等。故中藥湯劑的療效要好于中藥制成品。
從本文中初始檢索到的相關文獻高達500余篇可以看出,中藥制劑對運動員血睪酮指標的影響是臨床醫(yī)學、運動訓練學等不同領域研究者關注的主要研究方向之一。運用元分析手段探索諸多獨立個體研究的共性規(guī)律,是一種比較有效的手段。我們對23篇58組數據符合元分析標準的文獻進行的元分析結果,初步得出一些可能為共性的結論。本研究結果進一步驗證了中藥干預可改善運動員血睪酮水平的研究假設及體育界的普遍共識。本研究的主要貢獻性發(fā)現在于:中藥干預改善運動員血睪酮水平的效應水平為中等效應量;中藥干預時間越長,運動員血睪酮水平提高效果越好;中藥干預對女性運動員血睪酮水平的影響效果要好于男運動員;中藥湯劑干預手段對提高運動員血睪酮水平的效果要好于中藥制成品。本研究結果將對科學應用中藥手段輔助提高運動員的血睪酮水平具有一定借鑒參考價值。但由于受目前符合標準的納入文獻量的局限、每個獨立研究質量控制的未知、人口學變量差異、訓練負荷差異、中藥組方的復雜性及使用過程等未知的不可控性因素的影響,本研究未必完全真實揭示或反映了中藥干預對運動員血睪酮指標影響的真理,未來還有待隨時間的延伸、高質量研究報告的逐步積累進一步進行更大樣本量的元分析,來揭示中藥干預對血睪酮影響的更可靠的共性規(guī)律。
1)中藥干預可以提高運動員的血睪酮水平,效應量為中等。
2)中藥干預1個月以上的血睪酮升高效果好于1個月以內的。
3)中藥干預對女性運動員血睪酮水平的影響效果要好于男運動員。
4)中藥湯劑干預手段對提高運動員血睪酮水平的效果要好于中藥制成品。