郭成根，周愛國

近年來，心血管疾病與其他慢性疾病的發(fā)病率呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢[1-2]，有研究表明，心血管疾病、Ⅱ型糖尿病、癌癥等慢性疾病與較差的心肺適能有關[3-7]，世界衛(wèi)生組織（WTO）給出了9項具體措施來減少心血管疾病的發(fā)病率，其中一項重要舉措就是健康飲食以及增加普通人群的體力活動[8]，因此發(fā)展有效的運動干預措施對于減少心血管發(fā)病率的意義重大。

然而，對于普通人群，缺乏足夠的時間是影響參與運動鍛煉的重要因素[9-11]，相對于中等強度有氧耐力訓練（Endurance Training，ET），高強度間歇訓練（Highintensity Interival Training，HIIT）大幅度節(jié)省了運動鍛煉的時間，并在改善普通健康人群心肺適能方面更為有效[12]。短期沖刺間歇訓練（Short-term Sprint Interval Training，SIT）作為HIIT的一種訓練模式，其干預周期更短，強度更大，近年來得到了廣泛的關注，雖然SIT干預普通健康人群被證明是一種安全的鍛煉手段[13]，但與控制組（Control Group，CON）比較，其干預效果是更佳[13-14]、相同[15-16]還是較差[17]，仍然存在爭議，更有研究認為SIT的干預效果可能與干預周期長短無關[18]。因此，有必要采用Meta分析合并各項已發(fā)文獻的研究成果，得到較為準確可靠的結果。 最大攝氧量（Maximal oxygen uptake，）被公認為是測量與評價心肺功能的黃金指標，本研究中利用作為結局指標，檢索SIT與CON干預普通健康人群對影響的隨機對照組實驗（RCT），進行Meta分析，探究SIT對普通健康人群的干預效果、SIT不同周期的干預效果以及SIT與ET干預效果比較。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索

計算機檢索 PubMed、Web of Science、CNKI等數(shù)據(jù)庫，檢索的時間為建庫至2018年6月30日。英文檢索詞為 interval training、sprint interval training、sprint、cardiorespiratory fitness等；中文檢索詞為間歇訓練、沖刺間歇訓練、最大攝氧量、心血管等。

1.2 文獻納入標準

（1）健康普通人群參與試驗。（2）SIT實驗組的強度控制必須為“全力以赴”“竭盡全力”或“≥100%訓練間歇比為 30 s∶4 min。（3）對照組必須為空白對照或中等強度有氧訓練干預組（ET）。（4）結局指標必須在實驗室通過專業(yè)測試器械獲取。

1.3 文獻排除標準

（1）非健康普通人群參與試驗。（2）SIT訓練強度沒有達到“全力以赴”“竭盡全力”或“≥（3）綜述類文獻、會議、報刊、數(shù)據(jù)無法提取的文獻、重復發(fā)表的文獻。

1.4 質量評價

采用經(jīng)典的Jadad質量評分表對納入的文獻進行評分，主要包括以下3個方面：隨機序列的產(chǎn)生是否恰當，若文獻對隨機化方法有具體的描述且方法恰當，加1分，否則扣1分；是否采用盲法，若詳細描述了盲法且方法恰當，加1分，否則扣1分；若對退出和失訪進行描述加1分，否則扣1分；總評分為 5 分，其中，1～2 分為低質量，3～5 分為高質量。Cochrane手冊5.1.0標準對納入文獻質量進行綜合評價[20]。 主要包括：（1）隨機序列的產(chǎn)生；（2）盲法分配；（3）對參與者與研究人員采用盲法；（4）對結果的評估采用盲法；（5）結局數(shù)據(jù)的完整性；（6）研究結果的選擇性報道；（7）其他。最后以文字、圖示方法顯示對所有納入文獻的評價結果。

1.5 數(shù)據(jù)提取

閱讀全文后，由兩位研究者進行單獨資料提取，如果有分歧則通過第3位研究者進行評估，通過協(xié)商達成一致結果。研究內容包括：第一作者、文獻發(fā)表年限、人群、年齡、性別、樣本量、干預強度、干預周期、干預頻率、結局指標等。對缺乏數(shù)據(jù)信息或者信息不明確的資料通過郵件形式與作者進行聯(lián)系獲取。

1.6 數(shù)據(jù)分析

采用Revman5.3軟件對納入文獻的結局指標進行合并效應分析，由于本研究所納入的文獻結局指標為均數(shù)加標準差形式，屬于連續(xù)性變量，且結局指標單位統(tǒng)一，因此，效應尺度指標選擇均數(shù)差（MD）進行統(tǒng)計。各研究間異質性檢驗采用x2檢驗，P＞0.1為無統(tǒng)計學異質性，同時用I2的值判斷研究間的異質性大小，當I2＜40%為低異質性，40%≤I2≤70%為中度異質性，I2＞70%為高度異質性。當研究間無異質性或為低異質性時，采用固定效應模型進行Meta分析；當研究間異質性較明顯時，采用隨機效應模型進行效應分析，并通過亞組分析探究異質性可能來源。Revman5.3軟件繪制漏斗圖，判斷發(fā)表是否存在偏倚。

2 研究結果

2.1 文獻檢索結果

文獻檢索流程如圖1所示。初步檢索數(shù)據(jù)庫得到相關文獻897篇，通過其他資源補充得到相關文獻0篇，整理剔除重復發(fā)表文獻429篇，獲得文獻468篇，閱讀文獻標題和摘要后篩除文獻414篇，閱讀全文后，排除不能提取數(shù)據(jù)、干預強度存在問題等文獻共41篇，最終確定納入文獻13篇[13-15,18,21-29]包括15個研究。

圖1 文獻篩選流程圖Figure 1 Literature Screening Flow Chart

表1 納入文獻的基本特征Table I Basic Characteristics of the Included Literature

2.2 納入文獻的基本特征

如表1所示，納入的13篇包括15個研究，文獻公開發(fā)表時間為2007—2018年，受試者均為普通健康人群，包括學校學生和沒有專業(yè)運動經(jīng)歷的普通人群?？偸茉囌吆嫌?43人（男214人、女129人），SIT組 174人，CON組 169人，年齡范圍為 17～36歲。干預強度方面，SIT組均為“all out”（全力以赴），CON組包括無干預（6篇）、ET干預（7篇）；干預周期包括 2周（2篇）、4周（3篇）、6周（4篇）、8 周（2 篇）、10 周（2 篇）；干預·頻率包括 3 次 /周（14篇）、5次 /周（1篇）；干預后變化方面，4篇對照組優(yōu)于實驗組，11篇實驗組優(yōu)于對照組；所有納入文獻結局指標均有單位均統(tǒng)一為mL/kg/min。

2.3 方法學質量評價

Jadad得分：13篇納入文獻中，5篇為高質量（≥3 分）[15,22,24,26,28]，8 篇為低質量 （＜3 分）[13,14,18,21,23,25,27,29]（表1）。納入的13篇文獻中5篇未隨機分組[13,21,23,25]，1篇未提及是否隨機[18]，所有文獻中均未提及參與者或研究人員采用盲法，納入文獻結局指標均完整且研究結果有選擇性報道。具體偏倚風險見圖2和圖3。

圖2 偏倚風險比例圖Figure 2 Bias Risk Scale

圖3 偏倚風險評價示意圖Figure 3 Sketch Map of Bias Risk Assessment

2.4 研究結果

2.4.1 SIT對健康普通人群最大攝氧量的影響

圖4 SIT與CON對指標提升的情況森林圖Figure 4 Forest Map of Via SIT and CON

圖5 發(fā)表偏倚漏斗圖Figure 5 Funnel Plots of Bias Risk

2.4.2亞組分析

表2 SIT與CON對指標提升的亞分組分析Table II Subgroup Analysis of Improvement via SIT and CON

表2 SIT與CON對指標提升的亞分組分析Table II Subgroup Analysis of Improvement via SIT and CON

干預強度 樣本數(shù) MD 95%CI I2 P（異質性）CON組 無干預 7 3.87 3.25 4.49 27% P=0.26 ET 干預 8 -0.23 -1.42 0.96 91% P＜0.00001 ET 2～4 周 2 1.43 -0.54 3.40 16% P=0.15 6～8 周 4 -0.54 -2.05 0.97 8% P=0.21 10周 2 1.91 0.23 3.59 0% P=0.34無干預2～4 周 4 3.06 0.73 5.39 0% P=0.46 6～8 周 2 1.86 0.21 3.49 0% P=0.54 10周13.101.464.74——男7性別2.34 1.11 3.56 9% P=0.34女1 4.103.394.81——混合 7 0.22 -1.16 1.60 0% P=0.42文獻質量 高質量 6 2.43 1.24 3.61 0% P=0.34低質量 9 0.96 -0.60 2.52 17% P=0.29

如表2所示：CON組各研究之間存在低度異質性（I2=27%，P=0.26），合并效應量[MD=3.87，95%CI（3.25，4.49），P＜0.00001]，結 果 顯 示 SIT 對的提高水平顯著優(yōu)于 CON組（P＜0.05）；ET干預組各研究之間存在高度異質性 （I2=91%，P＜0.00001），合并效應量[MD=-0.23，95%CI（-1.42,0.96），P＞0.05]；結果顯示干預強度是異質性來源主要因素，SIT對的提高水平與ET干預組不存在統(tǒng)計學差異（P＞0.05）。

ET干預組內，2～4周干預各研究之間存在低度異質性（I2=16%，P=0.15），合并效應量[MD=1.43，95%CI（-0.54,3.40），P=0.16]；6～8 周干預各研究之間存在低度異質性（I2=8%，P=0.21），合并效應量[MD=-0.54，95%CI（-2.05,0.97），P=0.48]；10 周干預各研究之間不存異質性（I2=0%，P=0.34），合并效應量[MD=1.91，95%CI（0.23,3.59），P=0.02]。 結果顯示短周期 2～4 周與6～8周，SIT對的提高水平與ET干預組不存在統(tǒng)計學差異（P＞0.05）；10周 SIT 對的提高水平優(yōu)于 ET 干預組（P＜0.05）。

無干預組內比較顯示：2～4周干預各研究之間不存在異質性（I2=0%，P=0.46），合并效應量[MD=3.06，95%CI（0.73,5.39），P=0.01]；6～8 周干預各研究之間不存在異質性（I2=0%，P=0.54），合并效應量[MD=1.86，95%CI （0.21,3.49），P=0.02]；10 周干預合并效應量[MD=1.91，95%CI（0.23,3.59），P=0.0002]。結果顯示2～10周 SIT對的提高水平均優(yōu)于無干預組（P＜0.05）。

性別因素各研究之間不存在異質性 （I2≤50%，P＞0.05）；文獻質量因素方面，高質量文獻不存在異質性（I2=0%，P=0.34），低質量文獻各研究之間存在低度異質性（I2=17%，P=0.29），可忽略。結果顯示SIT干預效果與性別、文獻質量無關（P＞0.05）。

2.5 敏感性分析

為了驗證本研究結果的可靠性，通過對研究中納入的15個研究進行敏感性分析，改變研究質量差異、納入標準、統(tǒng)計模型、效應量的選擇以及逐個剔除納入文獻等，再次進行Meta分析，結果顯示合并后結果改變不明顯，說明本研究的Meta分析較為可信。

如表3所示，將納入的15個研究，通過逐個剔除的方法，再進行Meta分析，結果顯示剔除任何一篇文獻，P（合并效應）均小于 0.05，SIT對的提升水平均優(yōu)于CON組。

表3 剔除單個研究后的合并效應（SIT對CON組）Table III Combined Effects after Excluding a Single Study(SIT vs.CON)

3 討論分析

近年來，由于缺乏足夠的運動鍛煉時間[9-11]，人們更熱衷于短時高效的訓練方法，SIT作為HIIT的一種新模式，得到了廣泛的關注。相對于HIIT，SIT典型的特點是強度大，周期短。其訓練強度為“all out”（全力沖刺），間歇時間較為充分，一般比例為 30 s∶4 min[25-29]，每次訓練沖刺 4～6 次[25-29]，在15 min有限的時間內可以取得理想的效果[31-32]，有研究證明SIT對心肺適能與肌氧含量的潛在影響可能更為明顯[33-34]。在周期上，SIT當前研究主要集中在2～4 周[13,15,22,26,28]與 6～8 周[14,18,23-25,29]，10 周[21,27]及以上相對較少，有研究認為短周期內SIT的鍛煉效果可能與周期長短無關[18,35]。

Meta分析結果顯示，與 CON 組相比，2～4周、6～8周SIT訓練，的提升效果顯著；10周SIT訓練，的提升效果非常顯著，但由于已發(fā)表的相關文獻以及樣本量較少，仍需今后進一步研究證明。干預周期方面，Bailey等讓8名健身愛好者在Wingate功率自行車上以自身體重7.5%的阻力作為負荷，全力進行了4次30 s的沖刺訓練，休息間歇為4 min，每周3次，2周SIT后結果顯示實驗前后受試者的平均提升7.14%[22]。Bayati等讓8名健康男性本科大學生全力以赴進行了4周SIT訓練，其中訓練間歇比為30 s：4 min，每次課重復6次沖刺，結果顯示實驗前后受試者平均提升9.64%[13]。Songsorn等讓15名當?shù)亟】的行院团允茉囌咴诠β首孕熊嚿弦宰陨眢w重7.5%的阻力負荷進行了4周，每周3次的沖刺訓練，其訓練間歇比為30 s:4 min，結果顯示實驗前后受試者平均提升8.70%[26]。Sousa等讓26名健康大學生進行了2周SIT，其訓練間歇比為30 s:4 min，結果顯示實驗前后受試者平均提升10.47%[28]。Rebecca等讓10名健康男女大學生在跑步機上進行了6周沖刺訓練，其訓練間歇比為30 s:4 min，結果顯示實驗前后受試者平均提升11.54%[23]。Kirsten等讓10名健康男性和女性受試者在Wingate功率自行車進行沖刺訓練，其中1～2周沖刺4次，3～4周沖刺5次，5～6周沖刺 6次，共6周，每周3次，其訓練間歇比為30 s:4 min，結果顯示實驗前后受試者平均提升7.32%[18]。Jordan等讓10名健康男性大學生進行了6周沖刺訓練，每周3次，其訓練間歇比為30 s:4 min，結果顯示實驗前后受試者平均提升5.52%[29]。Sokmen等讓20名健康男性和女性受試者進行跑臺和50 m跑的沖刺訓練，間歇3 min，每周3次，持續(xù)了10周，結果顯示實驗前后受試者平均提升 15.55%[27]。 綜上所述，2～4 周與 6～8周SIT訓練提升效果顯著，平均提升率分別為8.08%與10.25%，但兩者相比，干預周期長短對提升效果不存在顯著差異，本研究結果與Burgomaster等研究基本一致，10周SIT訓練，平均提升率12.33%，相關樣本較少，結果仍需進一步證明[18,35]。

Meta 分析結果顯示，與 ET 組相比，2～4 周、6～8周SIT訓練，的提升效果不存在顯著差異；10周SIT訓練，優(yōu)于ET組。Kirsten等讓10名健康男性和女性受試者在Wingate功率自行車進行沖刺訓練，訓練間歇比為30 s:4 min，10名受試者以65%進行ET訓練，持續(xù)40 min，6周后受試者實驗前后平均分別提升7.32%和9.76%，結果顯示兩者不存在顯著性差異[18]。Rebecca等讓10名健康男女大學生跑步機上進行了6周間歇比為30 s:4 min的沖刺訓練，ET組在跑步機上進行65%的有氧耐力訓練，1～2 周 30 min，3～4 周 45 min，5～6周60 min，6周后受試者實驗前后平均分別提升11.54%和12.50%[23]。Rudarli等讓8名健康男性大學生在Monark功率自行車上進行了8周SIT訓練，其中訓練間歇比為30 s:4 min，ET組Monark功率自行車上以60%進行了8周有氧耐力訓練，8周后受試者實驗前后平均分別提升7.0%和8.70%，結果顯示兩者不存在顯著性差異[25]。Sokmen等讓20名健康男性和女性受試者進行跑臺和50 m跑的沖刺訓練，間歇 3 min，共10周，ET組讓 22名受試者以 75%在功率自行車上進行了10周有氧耐力訓練，其中前4周時持續(xù) 30 min，5周時持續(xù) 35 min，8周時增加到40 min，10周時增加到60 min，10周后受試者實驗前后平均分別提升15.55%和8.65%，結果顯示SIT的提升效果優(yōu)于ET組[27]。綜上所述：與 ET 相比，2～4 周、6～8 周 SIT 訓練的提升效果不存在顯著差異（P＞0.05）；10周 SIT訓練，優(yōu)于ET組，但10周干預相關樣本較少，結果仍需進一步證明。

SIT作為HIIT的一種訓練模式，其訓練強度較HIIT更大，這可能是其可以在短周期內提高的機制，為此研究者[14,18,22,24,36]從影響的因素出發(fā)，在中樞與外周適應上 （心輸出量與線粒體酶活性）進行探索，認為對于普通人群，其有可能未達到個體的生理極限，當給予高強度刺激時（SIT），可以使肌纖維募集達到最高的水平[22]，在短期內引起了肌纖維內部適應性的變化，刺激到普通人群有氧供能系統(tǒng)，改善肺部利用氧的效率，提高肌肉的氧含量，同時增加氧擴散進入線粒體并與H+反應生成H2O的能力[37]，在短期內提高了普通人群的心肺機能。張曉英在研究中認為，對普通人群來說，最大攝氧量測試中參與運動的肌肉越多，值越大，例如他們在自行車上獲得的值要低于在跑臺上得到的值[38]。因此，本研究認為SIT可以在短時間內肌纖維募集達到最高的水平，進而提高ET雖然在相同的周期內（2～4周與6～8周）同樣會產(chǎn)生相似的生理適應，但相對于SIT，其單次訓練需要給予更長時間的刺激。因此在短周期內（2～4周與6～8周），SIT與ET并沒有表現(xiàn)出顯著性的差異。相對于10周及更長時間的干預，當前的參考文獻相對有限，其機制需要進一步研究探明。

本研究不足之處：（1）在檢索過程中沒有納入未發(fā)表的文獻，相關文獻數(shù)據(jù)不全。（2）本研究納入SIT方案訓練間歇比為30 s:4 min，對于其他形式的訓練間歇方式未納入，可能引起結果偏倚，但敏感性分析提示減小納入的文獻，并不會對合并效應結果產(chǎn)生顯著的影響。（3）納入受試者年齡較為集中，對于老年、中年納入較少，未能檢驗年齡對SIT干預效果的影響。在未來研究中應該嘗試探究SIT對于普通年輕人、中年人、老年的干預效果對比，不同訓練間歇比對普通健康人群的影響，SIT對健康普通人群與非健康人群的干預效果對比。

4 結論