許 瀚，尹 毅，趙 燕*

代謝綜合征（metabolic syndrome，MS）是指人體多種代謝發(fā)生紊亂的病理狀態(tài)，包括蛋白質(zhì)、糖類、脂類物質(zhì)等，深究其病理機制為肥胖和胰島素抵抗。流行病學(xué)調(diào)查顯示，MS患病率在全世界不同年齡段或種族的群體中不斷增加，我國成人MS患病率約為16.5%，并呈逐年增高趨勢（顧東風(fēng)等，2005）；美國成年人中約35%達到MS的診斷標準，在60歲以上的人群中，患病率接近50%（Ford，et al.，2002）。心血管疾病（cardiovascular disease，CVD）是絕大多數(shù)成人MS患者死亡的主要原因。據(jù)美國心臟病學(xué)會（the American College of Cardiology）的報告顯示，一半以上的CVD死因來自5種可以糾正的心血管危險因素（糖尿病、高膽固醇血癥、高血壓、肥胖和吸煙）（Laslett et al.，2012）。Lancet在關(guān)于1990－2013年死亡率和死因的全球疾病負擔(dān)的系統(tǒng)評價中進一步指出，MS患者以肥胖、高血壓、高血糖、血脂代謝異常為特點，占據(jù)了其中的4種危險因素，極易發(fā)展為CVD。

目前，JAMA在美國國家膽固醇教育計劃（the National Cholesterol Education Program，NCEP）中對MS患者推薦了2個針對性的治療目標：1）通過加強體重管理和增加體力活動治療基礎(chǔ)病因；2）對改變生活方式后仍然存在的心血管危險因素進行干預(yù)（NCEP Expert Panel，2001）。盡管運動已被推薦作為MS患者管理個人危險因素的首要方式（Bassi et al.，2014；Magkos et al.，2009），但在運動模式的選擇上仍有爭議。目前主流的運動包括有氧運動、抗阻訓(xùn)練以及抗阻訓(xùn)練結(jié)合低強度有氧運動，大部分研究顯示，無論哪種運動都對降低MS患者的基礎(chǔ)病因有益 處（Després et al.，1991；Fletcher et al.，1996，2001 Thompson et al.，2003），但在不同運動對MS患者各項CVD危險因素改善效果方面的研究缺少統(tǒng)一認識。部分文獻報道雖有分組研究，但將運動與膳食、熱量控制或藥物等干預(yù)措施疊加研究，或所納入的MS人群伴有并發(fā)癥或合并其他器質(zhì)性疾?。∣stman et al.，2017；Wewege et al.，2018），這在一定程度上干擾了運動對MS患者某些結(jié)局指標的效果（Pattyn et al.，2013）。到目前為止，尚未有研究將運動作為一個獨立的干預(yù)因素，對其在改善MS患者CVD危險因素中的作用，進行全面評估，且國內(nèi)外相關(guān)對比研究涉及的心血管危險因素結(jié)局指標不夠全面。

鑒于此，本文將運動干預(yù)進行獨立研究，以不伴有并發(fā)癥或合并其他器質(zhì)性疾病的成人MS患者為研究對象，就運動對其心血管危險因素的影響效果進行綜合分析及系統(tǒng)評價，為臨床指導(dǎo)MS患者進行運動鍛煉及開具適合成人MS患者改善心血管危險因素的運動處方提供決策。

1 研究方法

1.1 文獻檢索策略

檢索 PubMed、EMBASE、The Cochrane Library、中國知網(wǎng)（CNKI）、萬方數(shù)據(jù)庫、中國生物醫(yī)學(xué)文獻等數(shù)據(jù)庫，檢索時間為建庫至2019年1月。英文檢索以“sports、metabolic syndrome、resistance training、exercise、cardiovascular risk”作為主題詞與其自由詞結(jié)合檢索；中文檢索以“運動、代謝綜合征、心血管疾病”為主題詞與其自由詞結(jié)合檢索。同時查閱納入文獻的參考文獻以及未在數(shù)據(jù)庫中記錄的紙質(zhì)版文獻。

1.2 納入標準

1.2.1 研究類型及語種

研究類型為隨機對照試驗（randomized controlled trial，RCT），且納入文獻語種為英文和中文的全部文獻。

1.2.2 研究對象

確診的成人MS患者，具體診斷標準以目前世界上3種主流診斷標準為主，分別為NCEP、國際糖尿病聯(lián)盟（International Diabetes Federation，IDF）、WTO制定的代謝綜合征標準。

1.2.3 干預(yù)措施

納入文獻干預(yù)措施應(yīng)符合：在沒有其他包括熱量限制、膳食、藥物、人為引導(dǎo)干預(yù)措施的情況下，將運動干預(yù)獨立研究，可選取不同的運動方式，包括中高強度的有氧運動、抗阻訓(xùn)練或抗阻訓(xùn)練結(jié)合低強度有氧運動（聯(lián)合運動）等多種運動模式。在有效的隨訪時間內(nèi)，僅僅進行實驗設(shè)計的運動，而不進行其他人為引導(dǎo)干預(yù)的鍛煉措施。

1.2.4 結(jié)局指標

納入文獻須有明確的干預(yù)前后結(jié)局指標。

1.3 排除標準

1）重復(fù)發(fā)表的文獻，文獻語種非中、英文；綜述類文獻、會議或?qū)W位論文；2）動物實驗研究及閱讀全文后實驗設(shè)計不合理的文獻；3）研究對象為青少年者或MS合并其他器質(zhì)性疾病或并發(fā)癥者；4）隨訪時間不確切，在試驗期間存在人為引導(dǎo)患者進行組織安排的其他干預(yù)；5）無明確結(jié)局指標、診療標準或療效的文獻；6）原始文獻無法提取數(shù)據(jù)，且聯(lián)系作者也無法獲取的文獻。

1.4 結(jié)局指標

結(jié)局指標包括確定為CVD危險因素和可能為CVD危險因素的指標：腰圍（WC）、空腹血糖（FG）、甘油三酯（TG）、高密度脂蛋白膽固醇（HDL-C）、總膽固醇（TC）、收縮壓（SBP）、舒張壓（DBP）、峰值耗氧量（O2max）、體重（weight）、體脂量（FM%）、身體質(zhì)量指數(shù)（BMI）等11個結(jié)局指標。

1.5 數(shù)據(jù)提取

文獻的納入和排除嚴格按照標準執(zhí)行，先由兩人篩選文獻，再交叉核對篩選出的文獻，如有意見不同，則由第三人進行討論評價。將篩選出的文獻進行數(shù)據(jù)提取，交叉核對數(shù)據(jù)，并進行度量單位統(tǒng)一，如有數(shù)據(jù)不統(tǒng)一則由第三人核實數(shù)據(jù)。提取數(shù)據(jù)包括：研究類型、年齡、診斷標準、樣本量、干預(yù)方式、隨訪時間和結(jié)局指標等。

1.6 質(zhì)量評估

質(zhì)量評價標準由Cochrane系統(tǒng)評價推薦的偏倚風(fēng)險評估標準，評價納入分析的文獻質(zhì)量，包括納入研究、隨機方法、分配隱藏、盲法、結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性、選擇性報告研究成果、其他偏倚來源等。

1.7 統(tǒng)計分析

將文獻中提取出的數(shù)據(jù)在Review Manager 5.3軟件中進行系統(tǒng)Meta分析，本次研究結(jié)局指標均為連續(xù)型變量資料，故采用加權(quán)均數(shù)差（WMD）及其95%CI為效應(yīng)量。各研究結(jié)果間的異質(zhì)性采用Review Manager軟件自帶的Q統(tǒng)計量檢驗以及I2檢驗，如各研究間存在統(tǒng)計學(xué)同質(zhì)性（P＞0.1，I2＜40%），采用固定效應(yīng)模型進行分析；如存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性（P＜0.1，I2＞40%），首先對其異質(zhì)性來源進行分析，需要排除亞組分型和敏感性分析。若各研究結(jié)果間無明顯臨床異質(zhì)性，則采用隨機效應(yīng)模型進行分析。最終統(tǒng)計結(jié)果以P＜0.05為有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 文獻篩選結(jié)果

此次檢索共獲得2 572篇文獻，均通過計算機檢索數(shù)據(jù)庫得到，紙質(zhì)文獻未獲及。經(jīng)過篩選重復(fù)文獻，初次排除不符合標準的文獻1 681篇。通過閱讀全文，最終納入文獻共計10篇（Devallance et al.，2016；Irving et al.，2009；Kang et al.，2016；Marini et al.，2019；Roberson et al.，2018；Rodriguez et al.，2018；Slivovskaja et al.，2018；Stensvold et al.，2010；Tj?nna et al.，2008；Tomeleri et al.，2018），包含15個RCT，合計476名患者。其中3篇文獻（Irving et al.，2009；Roberson et al.，2018；Tj?nna et al.，2008）各包含2個RCT，1篇（Stensvold et al.，2010）包含3個RCT，篩選流程如圖1所示。

圖1 檢索流程圖Figure1. Flow Diagram of Literature Search

2.2 納入文獻基本特征及方法質(zhì)量學(xué)評估

根據(jù)Cochrane風(fēng)險偏倚評估工具，對納入文獻的質(zhì)量進行評分，評價標準共6項：隨機方法、分配隱藏、盲法、結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性、選擇性報告研究成果、其他偏倚來源，每項分為低分險、高風(fēng)險及未知風(fēng)險，分別用綠、紅、黃表示，并記為1分、0分、0.5分，總分為6分，＞4分認為研究偏倚風(fēng)險低，≤4分認為研究偏倚風(fēng)險高。本文納入文獻均為5分以上，偏倚風(fēng)險低，在方法學(xué)的質(zhì)量評價上，文獻質(zhì)量高，具有一定的代表性（表1、圖2）。

表1 納入文獻基本特征Table1 Basic Characteristics of the Literature

2.3 運動對MS患者心血管危險因素的Meta分析結(jié)果

2.3.1 WC效應(yīng)量Meta分析

共納入15個RCT，研究對象共計476人，其中有氧運動組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組80人，對照組215人。Meta分析結(jié)果如圖3所示，與對照組比較，有氧運動組各研究間無異質(zhì)性（P=0.87，I2=0%），分析采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運動對WC的影響MD=-2.07（-3.24，-0.90）（P=0.000 5）具有統(tǒng)計學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組各研究間異質(zhì)性（P=0.88，I2=0%）可忽略，分析采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量MD=-1.82（-3.98，0.33）（P=0.10）無統(tǒng)計學(xué)意義。

圖2 Cochrane風(fēng)險偏倚評估圖Figure 2. The Risk Assessment of Bias by Cochrane

圖3 WC的Meta分析森林圖Figure 3. Forest Plot of the Meta-analysis on Waist Circumference

2.3.2 體重效應(yīng)量Meta分析

共納入11個RCT，研究對象共計354人，其中有氧運動組150人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組49人，對照組155人。分析結(jié)果如圖4所示，與對照組相比，有氧運動組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.99，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運動對體重的影響MD=-1.06（-3.48，1.35）（P=0.39）無統(tǒng)計學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.96，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動對體重的影響MD=-1.07（-5.11，2.97）（P=0.60）無統(tǒng)計學(xué)意義。

2.3.3 BMI效應(yīng)量Meta分析

共納入9個RCT，研究對象共計302人，其中有氧運動組138人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組36人，對照組128人。Meta分析結(jié)果如圖5所示，與對照組相比，有氧運動組各研究間無異質(zhì)性（P=0.98，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運動對BMI的影響MD=-0.17（-0.86，0.52）（P=0.63）無統(tǒng)計學(xué)意義，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組各研究間無異質(zhì)性（P=0.81，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動對BMI的影響MD=-0.25（-1.65，1.14）（P=0.72）無統(tǒng)計學(xué)意義。

2.3.4 FM%效應(yīng)量Meta分析

共納入6個RCT，研究對象共計171人，其中有氧運動組36人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組50人，對照組85人。分析結(jié)果如圖6所示，與對照組比較，有氧運動組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.68，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運動對FM%的影響MD=-0.78（-2.22，0.65）（P=0.28）無統(tǒng)計學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=1.00，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動對FM%的影響MD=-3.06（-4.70，-1.42）（P=0.000 2），具有統(tǒng)計學(xué)意義。

2.3.5 FG效應(yīng)量Meta分析

共納入15個RCT，研究對象共計476人，其中有氧運動組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組80人，對照組215人。分析結(jié)果如圖7所示，與對照組相比，有氧運動組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.47，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)量，有氧運動對FG的影響MD=-0.14（-0.26，-0.03）（P=0.02）有統(tǒng)計學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組各研究間存在異質(zhì)性（P＜0.000 01，I2=90%），故排除亞組分型和敏感性分析后采用隨機效應(yīng)模型，合并效應(yīng)量MD=-0.49（-1.10，0.12）（P=0.12），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動對FG的差異無統(tǒng)計學(xué)意義。

圖4 體重的Meta分析森林圖Figure 4. Forest Plot of the Meta-analysis on Weight

圖5 BMI的Meta分析森林圖Figure 5. Forest Plot of the Meta-analysis on BMI

圖6 FM%的Meta分析森林圖Figure 6. Forest Plot of the Meta-analysis on FM%

圖7 FG的Meta分析森林圖Figure 7. Forest Plot of the Meta-analysis on FG

2.3.6 HDL-C效應(yīng)量Meta分析

共納入15個RCT，研究對象共計476人，其中有氧運動組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組80人，對照組215人。分析結(jié)果如圖8所示，與對照組相比，有氧運動組各研究間存在輕度異質(zhì)性，可忽略（P=0.14，I2=34%），分析采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運動對HDL-C的影響MD=2.03（0.12，3.94）（P=0.04），具有統(tǒng)計學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.57，I2=0%），分析采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量MD=0.01（-0.17，0.18）（P=0.93），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動對HDL-C的影響無統(tǒng)計學(xué)意義。

圖8 HDL-C的Meta分析森林圖Figure 8. Forest Plot of the Meta-analysis on HDL-C

2.3.7 TG效應(yīng)量Meta分析

共納入15個RCT，研究對象共計476人，其中有氧運動組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組80人，對照組215人。分析結(jié)果如圖9所示，與對照組相比，有氧運動組各研究間存在輕度異質(zhì)性，可忽略（P=0.24，I2=23%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運動對TG的影響MD=-17.60（-34.76，-0.44）（P=0.04）具有統(tǒng)計學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組各研究間存在輕度異質(zhì)性，可忽略（P=0.77；I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量MD=-8.88（-23.23，5.47）（P=0.23），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動對TG的影響無統(tǒng)計學(xué)意義。

圖9 TG的Meta分析森林圖Figure 9. Forest Plot of the Meta-analysis on TG

2.3.8 TC效應(yīng)量Meta分析

共納入6個RCT，研究對象共計267人，其中有氧運動組118人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組38人，對照組113人。分析結(jié)果如圖10所示，與對照組相比，有氧運動組各研究間異質(zhì)性可忽略（P=0.65，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量，有氧運動對TC的影響MD=-9.38（-16.25，-2.51）（P=0.007），具有統(tǒng)計學(xué)意義；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組各研究間存在中度異質(zhì)性（P=0.15，I2=47%），故排除亞組分型和敏感性分析后采用隨機效應(yīng)模型，合并效應(yīng)量MD=-5.06（-16.77，6.65）（P=0.40），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動對TC的影響無統(tǒng)計學(xué)意義。

圖10 TC的Meta分析森林圖Figure 10. Forest Plot of the Meta-analysis on TC

2.3.9 SBP效應(yīng)量Meta分析

共納入15個RCT，研究對象共計476人，其中有氧運動組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組80人，對照組215人。分析結(jié)果如圖11所示，與對照組相比，有氧運動組各研究間存在異質(zhì)性（P=0.004，I2=64%），故排除亞組分型和敏感性分析后采用隨機效應(yīng)模型，合并效應(yīng)量MD=-7.18（-10.81，-3.55）（P=0.000 1），表明有氧運動可使MS患者的SBP水平得到顯著改善；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組各研究間存在異質(zhì)性（P=0.000 5，I2=77%），故排除亞組分型和敏感性分析后采用隨機效應(yīng)模型，合并效應(yīng)量MD=-8.81（-14.98，-2.63）（P=0.005），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動對SBP的影響具有統(tǒng)計學(xué)意義。

2.3.10 DBP效應(yīng)量Meta分析

共納入15個RCT，研究對象共計476人，其中有氧運動組181人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組80人，對照組215人。分析結(jié)果如圖12所示，與對照組相比，有氧運動組各研究間存在輕度異質(zhì)性，可忽略（P=0.20，I2=27%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量MD=-2.93（-4.48，-1.37）（P=0.000 2）具有統(tǒng)計學(xué)意義，表明與對照組相比，有氧運動能夠顯著改善MS患者的DBP；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組各研究間存在輕度異質(zhì)性，可忽略（P=0.07，I2=38%），采用固定效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量MD=-3.15（-6.51，0.21）（P=0.07），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動對DBP的影響無統(tǒng)計學(xué)意義。

圖11 SBP的Meta分析森林圖Figure 11. Forest Plot of the Meta-analysis on SBP

圖12 DBP的Meta分析森林圖Figure 12. Forest Plot of the Meta-analysis on DBP

共納入10個RCT，研究對象共計325人，其中有氧運動組150人，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組36人，對照組139人。分析結(jié)果如圖13所示，與對照組相比，有氧運動組各研究間存在中度異質(zhì)性（P=0.07，I2=49%），故排除亞組分型和敏感性分析后，采用隨機效應(yīng)模型合并效應(yīng)量MD=2.44（0.91，3.98）（P=0.000 2），結(jié)果具有統(tǒng)計學(xué)意義，提示有氧運動能夠顯著改善O2max水平；抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動組各研究間存在異質(zhì)性（P=0.002；I2=84%），故排除亞組分型和敏感性分析后，采用隨機效應(yīng)模型合并效應(yīng)量MD=6.34（-0.15，12.83）（P=0.06），提示，抗阻訓(xùn)練或結(jié)合低強度有氧運動對O2max的影響無統(tǒng)計學(xué)意義。

3 討論

研究表明，增加運動量和提高心肺適能與MS患病率呈顯著負相關(guān)（Klein et al.，2004），但不同運動模式的選擇對MS患者心血管健康的影響，仍鮮有研究。本研究旨在分析運動對不伴有并發(fā)癥或不合并其他器質(zhì)性疾病的成人MS患者CVD危險因素的影響。通過對納入文獻的Meta分析發(fā)現(xiàn)，在控制其他治療干預(yù)前提下，與對照組相比，單純采用4周以上的規(guī)律有氧運動對MS患者WC、FG、DBP、SBP、TG、TC、HDL-C、O2max等結(jié)局指標的改善，均具有顯著的臨床意義。而抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運動對MS患者僅局限于SBP、FM%的影響。Meta分析結(jié)果未顯示出運動對體重、BMI的改善作用，分析原因可能是由于納入RCT的干預(yù)時間有限，中短期運動在使體脂量減少的同時，可能會促進肌肉的增長，導(dǎo)致體重?zé)o明顯變化。另外個體差異、基線水平較高及樣本量的大小，也可能直接影響分析結(jié)果。

圖13 O2max的Meta分析森林圖Figure 13. Forest Plot of the Meta-analysis on O2max

3.1 有氧運動對MS患者心血管危險因素的影響

研究表明，MS的發(fā)生和氧化應(yīng)激水平密切相關(guān)（Ceriello et al.，2001；Sowers et al.，2009；Vega-López et al.，2004）。MS患者抗氧化應(yīng)激能力下降以及胰島素抵抗的雙重作用，促使血漿、內(nèi)臟及肌肉組織脂質(zhì)含量增加（Iacobellis et al.，2003），而腫瘤壞死因子-α（tumor necrosis factor，TNF-α）在腹部脂肪組織的特異性表達，進一步導(dǎo)致腹型肥胖發(fā)生（Choi，et al.，2012）。肥胖加重胰島素抵抗，誘發(fā)高血糖，促進氧化應(yīng)激，從而導(dǎo)致MS的惡性循環(huán)。有氧運動持續(xù)且規(guī)律性的特點，一方面通過增強抗氧化酶及氧化損傷修復(fù)酶的活性，提高機體的抗氧化應(yīng)激能力（Calabrese et al.，2001），另一方面也通過骨骼肌釋放白細胞介素-6（Interleukin-6，IL-6），激活腺苷酸活化蛋白激酶（AMP-activated protein kinase，AMPK）途徑，促進MS脂質(zhì)代謝（Petersen et al.，2005）。Richter等（2013）進一步研究指出，有氧運動可通過增加MS患者葡萄糖代謝關(guān)鍵酶GLUT4的表達，降低周圍組織的胰島素抵抗及增加糖耐量水平。在納入文獻中，Irving等（2009）、Kang等（2016）、Roberson等（2018）、Slivovskaja等（2018）、Stensvold等（2010）及Tj?nna等（2008）的研究結(jié)果均證實了有氧運動能夠顯著降低FG及TG含量。既往發(fā)現(xiàn)，腎素-血管緊張素-醛固酮系統(tǒng)（renin-angiotensin-aldosterone system，RAAS）在MS發(fā)病機制和疾病進展中占據(jù)重要位置。醛固酮水平的增高可誘導(dǎo)促炎性脂肪因子的表達及氧化應(yīng)激反應(yīng)，胰島素受體表達減少，同時誘發(fā)高血壓（Ehrhart-Bornstein，et al.，2004）。有氧運動通過改善肥胖，降低醛固酮水平，調(diào)節(jié)RAAS系統(tǒng)，從而改善血壓水平（Dall’Asta et al.，2009）。Slivovskaja等（2018）在一項納入126人的隨機對照試驗中證明，每周5次持續(xù)8周的中高強度有氧運動能有效治療MS患者的3大基礎(chǔ)病因，改善心血管內(nèi)環(huán)境，降低CVD危險因素。Roberson等（2018）的研究亦指出，較抗阻訓(xùn)練相比，12周規(guī)律的有氧運動更能改善MS患者的基礎(chǔ)病因、血流動力學(xué)指標以及生活質(zhì)量。O2max作為心肺耐力評估指標，可從側(cè)面體現(xiàn)心血管功能。MS患者肥胖且缺少體力活動，使其O2max水平較常人降低。Wisl?ff等（2007）發(fā)現(xiàn)，有氧運動通過增加骨骼肌容量及心輸出量，增強機體對中心O2的運輸以及外周O2的利用，從而引起O2max增加。Sala等（2016）研究表明，有氧運動還可通過調(diào)節(jié)自主神經(jīng)改善O2max。本次系統(tǒng)評價亦證實，有氧運動能顯著提高MS患者的O2max水平。

3.2 抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運動對MS患者心血管危險因素的影響

抗阻訓(xùn)練作為一種恒定運動速度的肌力訓(xùn)練，其改善MS的效果較局限。Normandin等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，MS患者如果只進行抗阻訓(xùn)練，對其TC、TG、SBP、DBP并無顯著影響。Stensvold等（2010）通過對比有氧運動、抗阻訓(xùn)練及聯(lián)合運動發(fā)現(xiàn)，抗阻訓(xùn)練及聯(lián)合運動僅對MS患者WC、FM%、SBP、O2max有輕度改善作用，遠不及有氧運動的治療效果，且單獨抗阻訓(xùn)練與抗阻訓(xùn)練聯(lián)合低強度有氧運動的聯(lián)合運動效果差異不大。相關(guān)的Meta分析也表明，抗阻訓(xùn)練僅對MS患者的WC、SBP、卒中死亡率和心臟病死亡率有影響，對其他代謝指標（如血脂、血糖等）并無改善效果（Lemes et al.，2016）。既往研究顯示，抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運動能夠降低WC水平（Marini et al.，2019；Roberson et al.，2018；Stensvold et al.，2010），但本研究的亞組分析發(fā)現(xiàn)，抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運動僅對MS患者的SBP及FM%具有明顯的改善效果，對WC水平無顯著影響，此差異可能與不同研究干預(yù)方式的納入標準不同有關(guān)?？棺栌?xùn)練主要作用于肌肉等張、等長、等速收縮，不同設(shè)計方式（如練習(xí)部位、方式、組數(shù)與重復(fù)次數(shù)、間歇時間、動作速度等）的抗阻訓(xùn)練，針對不同部位的肌肉產(chǎn)生的作用也不同（Dankel et al.，2019），因此，各研究結(jié)果較難達成一致，有待進一步納入更多文獻研究。盡管抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運動模式只對SBP有影響，但Lewington等（2002）發(fā)現(xiàn)，即使SBP減少2 mmHg，也能將中風(fēng)死亡率降低10%，CVD死亡率降低7%。因此，老年MS患者在運動能力減退的情況下，仍可適度進行抗阻訓(xùn)練或低強度聯(lián)合訓(xùn)練，以降低CVD死亡風(fēng)險。

4 本研究的局限和不足

1）檢索文獻時，尚未能收集到數(shù)據(jù)庫以外的灰色文獻，這可能成為本研究結(jié)論的限制因素之一。

2）本研究納入文獻質(zhì)量中等偏上，尚缺乏高質(zhì)量、高樣本的文獻；樣本量亦相對不足，有可能存在偏倚的風(fēng)險。

3）納入不同文獻的設(shè)計方案存在不可避免的差異性，如患者個體差異、依從性、干預(yù)時間、運動形式等，這些不可控制的因素可能會造成本研究的異質(zhì)性問題。

4）鑒于既往研究提出，抗阻訓(xùn)練與抗阻訓(xùn)練聯(lián)合低強度有氧運動效果差異不大（Marini et al.，2019；Stensvold et al.，2010）以及文獻研究樣本量不足，且大部分抗阻訓(xùn)練中都會夾雜低強度有氧訓(xùn)練，如熱身、緩沖時的低強度有氧運動等相關(guān)因素，故本研究在分析中，將兩者列為一組進行亞組分析，這在一定程度上可能會對結(jié)局指標產(chǎn)生干擾。

5 結(jié)論

有效的運動干預(yù)能顯著改善成人MS患者的CVD危險因素，單純有氧運動與抗阻訓(xùn)練或聯(lián)合運動對MS患者的SBP均有顯著影響，但有氧運動對其他CVD危險因素影響范圍更大，涉及指標更廣，可以有效改善單純MS患者的WC、FG、DBP、SBP、TG、TC、HDL-C、O2max等結(jié)局指標，降低CVD危險因素，較抗阻訓(xùn)練或抗阻訓(xùn)練結(jié)合低強度有氧運動更具優(yōu)勢，改善效果更全面，可作為成人MS患者降低CVD風(fēng)險因素的最佳運動方式。