龔明俊 譚思潔 孫亞麒 吳旸 胡曉飛

摘? ? 要：目的：評價運動干預睡眠障礙成年人的睡眠結構的效果，為制定改善睡眠障礙的運動干預方案提供依據(jù)。方法：確定文獻納入與排除標準，檢索中英文數(shù)據(jù)庫。運用Revman 5.3和stata14.0對所納入10篇文獻的670名受試者的結局指標進行分析。結果：1）運動干預能縮短睡眠潛伏期（d=-0.44）、總睡眠時間（d=-0.29）、入睡后覺醒時長（d=-0.29），p值均<0.05。2）運動干預對睡眠效率、N1期、N2期、N3期睡眠比例的效應量分別是0.1、-0.3、-0.04、0.3，p值均>0.05。3）縮短睡眠潛伏期效應量最顯著的要素是有氧運動（d=-0.61）、45～60 min（d=-0.66）、24～48周（d=-0.35），p值均>0.05;縮短入睡后覺醒時長最顯著的要素是身心運動（d=-0.19，p>0.05），45～60 min（d=-0.34，p<0.05），12～16周（d=-0.21，p<0.05）。結論：運動干預能縮短睡眠潛伏期、總睡眠時間、入睡后覺醒時長，具有提高睡眠效率、縮短N1期、N2期睡眠，延長N3期睡眠的趨勢。有氧運動在縮短睡眠潛伏期的趨勢比身心運動顯著，身心運動在減少入睡后覺醒時長的趨勢比有氧運動顯著。單次運動45～60 min、持續(xù)12周以上的運動干預方案改善效果更好。

關鍵詞：運動干預;睡眠質量;睡眠結構;效果評價

中圖分類號：G 804.55? ? ? ? ? 學科代碼：040302? ? ? ? ? ?文獻標識碼：A

Abstract：Objective： To evaluate the effect of exercise intervention on the sleep structure of adults with sleep disorders， and to provide the basis for the formulation of exercise intervention program for the improvement of sleep disorders. Methods： The inclusion and exclusion criteria were established， and Chinese and English databases were searched. Results of 670 participants in 10 included literatures were analyzed using RevMan 5.3 and Stata 14.0. Results： 1） Exercise intervention can shorten sleep onset latency （d=-0.44）， total sleep time （d=-0.29）， and wake after sleep onset（d=-0.29）， p<0.05. 2） The effect sizes of exercise intervention on sleep efficiency， N1， N2 and N3 sleep ratio were 0.1， -0.3， -0.04， 0.3， p>0.05， respectively. 3） The most obvious moderators for shortening the effect of sleep onset latency are aerobic exercise （d=-0.61）， 45-60 min （d=-0.66）， 24-48 weeks（d=-0.35）， p>0.05， respectively. The most significantly moderators for shortening the wake after sleep onset are mind-body exercise （d=-0.19， p>0.05）， 45-60 min （d=-0.34， p<0.05）， and 12-16 weeks （d=-0.21， p<0.05）. Conclusions： Exercise intervention can significantly shorten the sleep onset latency， total sleep time， and wake after sleep onset. It has a tendency to improve sleep efficiency， shorten the proportion of N1 and N2 sleep， and extend the proportion of N3 sleep. The tendency of aerobic exercise to shorten the SOL is more obvious than mind-body exercise， and the tendency of mind-body exercise to reduce the WASO is more obvious than aerobic exercise. A single exercise for 45-60 minutes， lasting for more than 12 weeks， the improvement effect is more obvious.

Keywords： exercise intervention; sleep quality; sleep structure; effect evaluation

近年來，隨著經濟社會的發(fā)展，睡眠障礙已成為現(xiàn)代人常見疾病之一。2020年3月發(fā)布的《中國睡眠指數(shù)報告》中顯示，有高達40.5%的人存在不同程度的睡眠障礙。目前對睡眠障礙的治療包括藥物治療和非藥物治療兩種手段，長期藥物治療會減少患者的非快動眼睡眠（NREM）和慢波睡眠（SWS）時長，改變睡眠結構，增加抑郁、焦慮、認知障礙等風險，故不推薦長期使用[1]。運動干預是非藥物療法的一種[2]，具有很好的推廣性、普適性和可接受性，在正向影響睡眠質量的同時，能有效提升人的整體健康水平。

睡眠結構包括的非快動眼睡眠（NREM）和快動眼睡眠（REM）兩個時相中各期睡眠的時長和比例、整夜非快動眼睡眠-快動眼睡眠（NREM-REM）循環(huán)的周期次數(shù)，反映睡眠的整體特征，其合理與否是決定睡眠質量高低的重要因素[3]。睡眠結構一般通過多導睡眠監(jiān)測儀（PSG）記錄的總睡眠時間（TST）、睡眠潛伏期（SOL）、睡眠效率（SE）、入睡后覺醒時長（WASO）、各期睡眠時長和比例等參數(shù)體現(xiàn)。

梳理目前運動干預睡眠障礙的元分析發(fā)現(xiàn)，其研究的重點在不同類型的運動干預方案[4 - 7]改善不同人群[8 - 11]的主觀睡眠質量方面。但是，運動干預方案中各要素對睡眠結構各項指標是否有影響，以及影響程度的大小等規(guī)律，并沒有得到深入揭示。這些規(guī)律是睡眠障礙運動處方研制的基本理論前提，其缺失將導致運動方案對成年人睡眠障礙干預的有效性不足?；诖?，本文運用Meta分析法對已發(fā)表的有關運動干預睡眠障礙成年人的睡眠結構的相關實驗數(shù)據(jù)進行元分析。通過計算運動干預前后TST、SE、SOL、WASO和NREM各期睡眠比例的效應量，把握運動干預睡眠結構的總體特征，并進一步研究運動干預方案的各要素對睡眠結構各項指標的影響，為研制睡眠障礙成年人的精準運動處方提供循證依據(jù)。

1? ?研究方法

1.1? 文獻檢索策略

研究人員于2020年3月10日對中英文數(shù)據(jù)庫進行檢索，中文數(shù)據(jù)庫包括中國知網(wǎng)、萬方、維普、中國生物醫(yī)學數(shù)據(jù)庫，文獻來源限定為中國社會科學引文索引、中國科學引文數(shù)據(jù)庫、中文核心期刊要目總覽的收錄期刊。英文數(shù)據(jù)庫包括Web of science、Pubmed、Cochrane、Embase等。檢索主題詞見表1，檢索范圍為建庫至檢索日，每組檢索主題詞內部用“OR”連接，各組主題詞之間用“AND”連接，使用布爾運算符進行邏輯運算。經過初步篩查獲取中文文獻98篇，英文文獻905篇。

1.2? 文獻的納入與排除標準

依據(jù)循證醫(yī)學的研究范式，從研究對象、干預措施、對照/比較措施、結局指標和研究設計5個部分設置文獻納入標準。具體為：1）隨機對照實驗;2）研究對象為睡眠障礙成年人（≥18歲）;3）干預措施為每次進行不少于30 min的運動干預，且持續(xù)一定周期;4）對照組為非運動干預或睡眠衛(wèi)生教育再或保持之前的生活方式;5）睡眠結構的各項參數(shù)通過多導睡眠儀、體動記錄儀等儀器獲取，且文獻中有運動干預前后完整的數(shù)據(jù)。

文獻排除標準為：1）非中英文文獻、學位論文等;2）因疾病導致的睡眠障礙（例如：阻塞性睡眠呼吸暫停、不寧腿綜合癥等）;3）研究對象為倒班制工作人員或從事規(guī)律性運動的人員;4）文獻中的數(shù)據(jù)不完整。

1.3? 文獻篩選和數(shù)據(jù)提取

利用參考文獻管理軟件（Note Express）去除不同數(shù)據(jù)庫中重復的文獻。本文第一作者根據(jù)標題、摘要、全文進行獨立篩選后，本文另一作者依據(jù)文獻納入與排除標準對篩選結果進行評審。如遇分歧，由本文第3位作者裁決。兩名研究人員依據(jù)數(shù)據(jù)提取表對所納入的文獻進行數(shù)據(jù)提取。提取的主要字段包括：第1作者，發(fā)表年份，國家（或地區(qū)），練習形式，實驗組和對照組的人數(shù)、性別、年齡、干預措施，運動干預的時間、頻率和周期，主要結局指標等。納入文獻過程中，對缺失的數(shù)據(jù)通過電子郵件聯(lián)系作者本人。如果第1次聯(lián)系后未回復，1周后再次發(fā)送郵件，如果2次仍未回復，則不納入該篇文獻。

1.4? 文獻質量評價

采用“PEDro”量表對納入的文獻進行質量評價。該量表于1999年6月在Delphi清單的基礎上修訂形成，包括受試者的納入條件、隨機分配，分配隱藏，基線相似，受試者、干預實施者、結局指標測量者的盲法設計，意向治療分析，組間統(tǒng)計報告等11個評判題目。第1題不計入總分，其余各題均算入總分。結果表明，在本文納入的所有文獻中，PEDro得分≥6分的論文有8篇，平均得分為6.1分，英文文獻的平均得分相對中文文獻略高。

1.5? 數(shù)據(jù)分析

數(shù)據(jù)處理采用“Revman5.3”軟件Intervention review中的“Data and analyses”模塊和Stata14.0 Meta-Analysis中的“Influence Analysis，metan-based”模塊對多導睡眠儀、體動記錄儀等儀器測量的睡眠時長指標（TST、SOL、WASO、SE）和多導睡眠儀測量的非快動眼睡眠各期比例（N1、N2、N3）分別進行分析。選用標準均數(shù)差SMD作為效應量指標，SMD<0.2為微小效應量，0.2≤SMD<0.5為小效應量，0.5≤SMD<0.8為中等效應量，SMD≥0.8為大效應量[12]。I2代表研究的異質性，當I2<50%時采用固定效應模型合并效應量，I2≥50%時，采用隨機效應模型合并效應量。

2? ?研究結果

2.1? 納入文獻的基本特征

本文共納入10項隨機對照實驗，其中包括：中國4項，美國4項，巴西2項。1項研究只納入男性，2項研究只納入女性，其余5項研究包括男性和女性，有2篇文獻未顯示性別和人數(shù)。共納入670名研究對象，其中：195名男性，453名女性。受試者的年齡范圍為40～66歲。

運動干預形式主要為：中等強度的有氧運動（心率范圍為60%～75%的最大心率，練習形式包括慢跑、騎固定自行車、水中健身等）、身心運動（瑜伽、太極拳）、抗阻運動、融入日常生活方式的運動（ZTEx）。運動時間范圍為30～120 min，多集中在50 min左右。每周運動干預頻次為1～7次，3次/周居多。運動干預周期為4～48周，12～16周居多。練習形式包括個人練習、團體練習、個人和團體相結合練習。對照組采用保持之前的生活方式、接受睡眠健康教育等。睡眠結構包括反映睡眠時長的各項指標和非快動眼各期睡眠的比例，納入研究文獻的詳細特征見表2。

2.2? 發(fā)表偏倚檢驗

漏斗圖最初是用以觀察論文發(fā)表偏倚情況的。通常當系統(tǒng)評價納入的研究數(shù)量在10個以上時進行發(fā)表偏倚檢測[23]。結果顯示，本研究納入的全部文獻分布在漏斗圖中軸線附近位置，且中軸線左右文獻的數(shù)量基本均勻，表明不存在明顯的發(fā)表偏倚。

2.3? 敏感性分析

敏感性分析是用于評價研究結果是否穩(wěn)定和可靠的方法。主要通過逐篇去除文獻對所納入的文獻進行分析，并重新計算置信區(qū)間。逐篇去除文獻后發(fā)現(xiàn)，所有結果均處于原來95%置信區(qū)間的上下限值范圍內，除了Chen 等[15]的分析結果接近置信區(qū)間的上限值，Buchanan等[14]的分析結果趨向置信區(qū)間的下限值，其他分析結果變化并不明顯。敏感性分析表明，本研究分析結果的穩(wěn)定性較高。

2.4? 運動干預對TST、SE、SOL、WASO的影響

在反映睡眠時長的客觀指標方面通常使用總睡眠時間（TST）、睡眠效率（SE）、睡眠潛伏期（SOL）、入睡后覺醒時長（WASO）4項連續(xù)性指標[24]（見表3）。

1）總睡眠時間。該組納入9篇文獻、共納入樣本數(shù)量為470例。9篇文獻的合并效應量具有低異質性（I2=26%）。運動干預對總睡眠時間的效應量為d=-0.29，（p=0.01），95%的置信區(qū)間為（-0.51，-0.06），結果具有統(tǒng)計學意義，表明運動干預能夠在一定程度上縮短總睡眠時間。

2）睡眠效率。該組納入8篇文獻、共納入樣本數(shù)量為587例。8篇文獻的合并效應量具有低異質性（I2=29%）。運動干預對睡眠效率的效應量為d=0.10（p=0.34），95%的置信區(qū)間為（-0.11，0.31），結果不具有顯著性差異（p>0.05），說明運動干預具有提高睡眠效率的作用。

3）睡眠潛伏期。該組納入10篇文獻、共納入樣本數(shù)量為670例。10篇文獻的合并效應量具有高度異質性（I2=83%）。運動干預對睡眠潛伏期的效應量為d=-0.44（p=0.04），95%的置信區(qū)間為（-0.86，-0.03），結果具有統(tǒng)計學意義，表明運動干預能夠縮短睡眠潛伏期。

4）入睡后覺醒時長。該組納入8篇文獻、共納入樣本數(shù)量為600例。8篇文獻的合并效應量具有中度異質性（I2=53%）。運動干預對入睡后覺醒時長的效應量為d=-0.29（p=0.04），95%的置信區(qū)間為（-0.57，-0.01）結果具有統(tǒng)計學意義，表明運動干預能縮短入睡后覺醒時長。

2.5? 運動干預對非快動眼各期睡眠比例的影響

1）N1期睡眠。該組納入2篇文獻，共納入樣本數(shù)量為84例。2篇文獻的合并效應量為低異質性（I2=0），運動干預對N1期睡眠的影響具有小效應量趨勢，（d=-0.30，p=0.17），95%的置信區(qū)間為（-0.74，0.13），可見，運動干預后，實驗組的N1期睡眠比例具有減少趨勢（p>0.05）（見表4）。

2）N2期睡眠。該組納入2篇文獻，共納入樣本數(shù)量為84例。2篇文獻的合并效應量為中度異質性（I2=57%），運動干預對N2期睡眠的影響具有微小效應量趨勢（d=-0.04，p=0.93），95%的置信區(qū)間為（-0.83，0.76）。由此可見，運動干預后，實驗組的N2期睡眠比例具有減少趨勢（p>0.05）。

3）N3期睡眠。該組納入2篇文獻，共納入樣本數(shù)量為84例。2篇文獻的合并效應量為低異質性（I2=0%），運動干預對N3期睡眠的影響具有小效應量趨勢（d=0.30，p=0.17），95%的置信區(qū)間為（-0.13，0.73）。與N1期睡眠和N2期睡眠變化不同的是，實驗組的N3期睡眠比例出現(xiàn)了提高的趨勢（p>0.05）。

2.6? 運動干預方案實施要素對SOL和WASO的影響

因運動干預睡眠障礙成年人的睡眠結構的文獻數(shù)量少，本研究對具有顯著性差異的睡眠潛伏期（SOL）和入睡后覺醒時長（WASO）兩項指標展開亞組分析，以此探討相對較好的運動干預類型、運動干預時長、運動干預周期。各實施要素的亞組、文獻量、樣本量、效應量等見表5。

1）運動干預類型。有氧運動對SOL的效應量為d=-0.61（p=0.103），身心運動對SOL的效應量為d=-0.15（p=0.546），95%的置信區(qū)間分別為（-1.34，0.12） （-0.64，

0.34）。有氧運動對WASO的效應量為d=-0.14（p=0.699），身心運動對WASO的效應量為d=-0.19（p=0.139），95%的置信區(qū)間分別為（-0.85，0.57） （-0.44，0.06）?？梢?，有氧運動在縮短SOL的趨勢比身心運動顯著（p>0.05），身心運動在減少WASO的趨勢比有氧運動顯著（p>0.05）。

2）運動干預時長。45 min以下組對SOL的效應量為d=-0.19（p=0.297），45～60 min組對SOL的效應量為d=-0.66（p=0.059），95%的置信區(qū)間分別為（-0.55，0.17）（-1.34，0.03）。45～60 min組對WASO的效應量為d=-0.34（p=0.04），95%的置信區(qū)間為（-0.67，-0.01）。以上表明，45～60 min組在縮短SOL的趨勢比45 min以下組顯著（p> 0.05）。45～60 min組能有效縮短WASO，且這種效果具有統(tǒng)計學意義（p<0.05）。

3）運動干預周期。8周以下組、12～16周組、24～48周組對SOL的效應量和p值分別是-0.17（p=0.342）、-0.22（p=0.155）、-0.35（p=0.092），95%的置信區(qū)間分別為（-0.53，0.19）（-0.53，0.08）（-0.76，0.06）;8周以下組、12～16周組對WASO的效應量和p值分別是-0.15（p=0.866）、-0.21（p=0.027），95%的置信區(qū)間分別為（-2.04，1.72） （-0.40，-0.02）。以上表明，24～48周組在縮短SOL的趨勢最顯著（p>0.05）。12～16周組能有效縮短WASO，且這種效果具有統(tǒng)計學意義（p<0.05）。

3? ?討論

3.1? 運動干預對睡眠時長的影響

總體上看，運動干預能夠一定程度縮短睡眠潛伏期和減少入睡后覺醒時長（效應量分別為-0.44、-0.29），這兩項指標均達到了小效應量水平，這與Kubitz等[25]的研究結果基本一致。運動干預組的總睡眠時長比非運動干預組短，這與通過主觀量表評價運動對睡眠時長影響的結論不一致[26]。其原因一方面可能與納入文獻運動干預周期較短有關：從短期效果看，運動干預能提高練習者的體溫[27]、改變心率變異性、改善中樞神經系統(tǒng)的疲勞度，抑制抑郁和焦慮[28 -29]。從中期效果來看，運動干預能改變大腦神經遞質和免疫細胞因子水平[30 - 31]，提高神經免疫力[32 -33]。從長期效果來看，運動干預能改善人體身體成分、提高心肺機能和健康水平[ 34]、恢復人體紊亂的生物節(jié)律[35]。本研究納入文獻的方案中，4～8周的4篇，12～16周的4篇，24～48周的2篇，平均為16.4周。通常較短的運動干預周期（16周左右）多影響主觀睡眠質量（例如匹茲堡睡眠質量得分）[36]，尚不足以改變睡眠障礙患者的睡眠結構。另一方面，可能與非干預組采用睡眠衛(wèi)生教育等有關。目前所納入文獻的干預方案中非干預組采用了保持之前的生活方式或定期開展睡眠衛(wèi)生教育兩類。睡眠衛(wèi)生教育能幫助練習者正確認識睡眠問題，可在一定程度上緩解患者的緊張焦慮，有助于改善睡眠質量。再一方面，可能與納入文獻單次運動干預的時長較短有關。有研究者[37]發(fā)現(xiàn)單次運動干預持續(xù)60 min以上更有可能增加總睡眠時長。在本文納入的10篇文獻中，單次運動干預時長明確低于45 min以下的有3篇，45～60 min的有6篇，大于60 min的僅有一篇。這可能是導致運動干預組睡眠時長較短的又一原因。

3.2? 運動干預對非快動眼各期睡眠比例的影響

運動干預對非快動眼各期睡眠比例影響的主要趨勢是減少N1期和N2期的睡眠比例，增加N3期睡眠的比例。其原因首先可能與運動干預降低了睡眠障礙患者的過度覺醒狀態(tài)，進而調整各期睡眠比例有關。Bonnet等 [38]的研究表明，睡眠障礙與生理、認知和軀體的過度覺醒狀態(tài)有關。例如，腦電活動增強、基礎代謝率增加、睡眠時心率加快、交感神經系統(tǒng)激活等，這種過度覺醒狀態(tài)可導致睡眠潛伏期延長、深睡眠比例減少等睡眠結構紊亂問題。Tworoger 等[39]通過對絕經期有睡眠障礙的婦女實施有氧運動和拉伸運動干預后發(fā)現(xiàn)，運動干預能夠調節(jié)交感神經和副交感神經的活性，改善患者的睡眠質量。中國也有研究證實了通過增加體育運動能夠減輕失眠患者的過度覺醒狀態(tài)[40]。其次，可能與運動干預后啟動了體溫調節(jié)機制有關。運動能引起人體的中樞、皮膚、大腦的溫度在運動期和恢復期升高，進而人體啟動了與外周血管舒張相對應的散熱機制，導致更多的血液流向外周皮膚，遠端和近端皮膚的溫度差異對啟動睡眠至關重要[41]。Murphy等[42]通過連續(xù)記錄受試者腦電圖和身體體溫的變化曲線，將體溫下降最大斜率出現(xiàn)的時間與睡眠啟動時間、各項睡眠參數(shù)進行比較后發(fā)現(xiàn)，體溫快速下降增加了睡眠啟動的可能性，并有助于進入深睡眠階段（即增加N3期睡眠比例）[43- 44]。

應該注意的是，運動干預對非快動眼各期睡眠比例的影響僅為小效應量和微小效應量，且尚不具有統(tǒng)計學意義（p值均>0.05）。其原因一方面可能與納入的文獻量少有關。相對主觀測量工具，使用客觀儀器采集數(shù)據(jù)時存在人員操作誤差和儀器使用誤差等，且在使用儀器過程中，存在連接復雜、測試時間過長等諸多限制，導致目前國內外使用客觀儀器監(jiān)測運動干預睡眠障礙患者的睡眠結構的文獻數(shù)量偏少。另一方面可能與運動干預形式有關，不同運動類型調用人體的生理和心理系統(tǒng)不同，改善睡眠障礙的機制和路徑也存在差異。Trinder等[45]研究了長跑運動員、有氧和無氧混合訓練的運動員、舉重運動員和久坐者的睡眠情況，結果顯示：與力量運動員相比，耐力運動員的慢波睡眠水平和比例較高，睡眠時間較長，睡眠潛伏期較短。在納入的2篇文獻中，Carolina等[16]采取了抗阻練習，這也可能是造成效應量偏小的原因之一。

3.3? 運動干預對睡眠結構的影響機制分析

運動干預對睡眠結構的影響一方面可能與人體的晝夜節(jié)律有關。人體晝夜節(jié)律系統(tǒng)主要集中在下丘腦的視交叉上核（SCN）及其鄰近部位。晝夜節(jié)律信號可由SCN傳遞到多個睡眠和覺醒腦區(qū)，進而調控睡眠各階段的位相轉換以及睡眠覺醒周期的轉換。人體晝夜節(jié)律紊亂和振幅變化是導致睡眠結構異常的主要原因[46]。同時，SCN自身節(jié)律也受到多種因素的調控，概括起來包括外界環(huán)境因素和機體內源性因素。有研究表明，運動干預是一種重要的外源性授時因子。定期運動干預可顯著延遲人體晝夜節(jié)律起搏器，有助于恢復生物鐘的睡眠—覺醒周期和睡眠結構[47]。Beersma等[48]研究了運動干預在人體晝夜節(jié)律時長（tau）中的作用。受試者在13.5 h的覺醒期間完成了久坐（例如：看視頻、閱讀）、低強度或中等強度的活動，結果顯示，與非活動狀態(tài)（tau=24.3 h）相比，低強度和中等強度運動干預后的tau值分別是24.17 h、23.98 h，盡管這一結果還不具有統(tǒng)計學意義（p>0.05），但表明運動干預增加了人體內部時鐘與環(huán)境時鐘的匹配度。

另一方面可能與運動干預影響了人體的表觀遺傳機制，進而改變了睡眠結構有關。表觀遺傳是在環(huán)境因素或外界刺激的作用下引起分子或細胞發(fā)生變化，這些因素或刺激會影響基因表達。與傳統(tǒng)遺傳現(xiàn)象不同的是，表觀遺傳是在不改變基因序列的前提下，染色體區(qū)域發(fā)生的結構適應性變化。運動干預引起骨骼肌細胞結構和功能的變化是以相關基因表達為基礎的[49]。有研究表明，物質與能量代謝的動態(tài)平衡是由生物鐘驅動的組織特異性節(jié)律調節(jié)的，急性失眠或慢性睡眠剝奪均會導致生物鐘基因的組織特異性轉錄和DNA甲基化水平發(fā)生變化[50-51]。與穩(wěn)定的基因序列不同，基于表觀遺傳機制的基因表達變化是相對動態(tài)的，更重要的是，這種表達也相對是可逆的[52]。由此可以推測，運動干預誘發(fā)的骨骼肌和脂肪等外周組織細胞的變化會反作用于物質能量的合成和分解代謝，進而反向調控時鐘基因的表達來改善睡眠結構。

需要指出的是，在整個睡眠結構中，各期睡眠均具有一定的生理作用和功能，例如，快動眼睡眠有助于認知和記憶鞏固，深睡眠有助于身體各項機能的恢復。高質量的睡眠并非某部分的睡眠比例越多越好，而是各部分睡眠所占比例趨近于正常的范圍。因運動干預對睡眠障礙患者睡眠結構的影響是全面的和綜合的，即將紊亂的睡眠結構逐漸調整趨向正常的睡眠結構，從這個意義上也再次顯示出運動干預的優(yōu)勢。此外，因睡眠結構和主觀睡眠質量都可以作為健康狀況的預測因子[53]，最佳的睡眠障礙治療方式應該是一方面改善紊亂的睡眠結構，使睡眠結構的每個部分趨近正常范圍，另一方面還應注重改善睡眠障礙患者的主觀睡眠感受。

3.4? 研究的局限與展望

本文作為元分析研究，所納入的原始研究文獻的數(shù)量和質量是Meta分析質量高低的前提。目前所納入的文獻總體偏少，這與該方面研究的論文數(shù)量較少和納入標準有關。例如，在運動干預非快動眼各期睡眠比例的研究中，研究N1、N2、N3期睡眠的僅有2篇文獻。在運動干預方案各實施要素對睡眠時長各項指標的影響研究中，限于納入文獻數(shù)量和指標是否具有顯著性差異等原因，也僅對睡眠潛伏期和入睡后覺醒時長的效應量進行了分析。

根據(jù)當前多導睡眠儀、體動記錄儀等在臨床實際使用的情況，在今后運動干預睡眠障礙的系統(tǒng)評價中，可以考慮適當放寬文獻納入標準，例如，可將運動干預不寧腿綜合癥、睡眠呼吸暫停綜合癥、癌癥、糖尿病、骨關節(jié)疾病等伴有睡眠障礙的相關文獻納入研究中，以期在運動干預睡眠結構方面獲得更多數(shù)據(jù)，為不同運動干預形式、運動強度、運動量、運動干預時間段等要素對睡眠結構的影響研究提供參考。此外，根據(jù)當前納入的文獻數(shù)據(jù)，本研究認為運動干預會縮短睡眠障礙成年人的總睡眠時長，這一點還有待納入更多隨機對照實驗予以進一步分析。

4? ?結論

1）運動干預能改變睡眠障礙成年人的睡眠結構，主要體現(xiàn)在：縮短睡眠潛伏期、總睡眠時長、入睡后覺醒時長，降低N1期睡眠和N2期睡眠的比例、增加N3期睡眠的比例。

2）有氧運動在縮短睡眠潛伏期的趨勢比身心運動顯著，身心運動在減少入睡后覺醒時長的趨勢比有氧運動顯著。

3）單次運動45～60 min、持續(xù)12周以上的運動干預方案改善睡眠障礙成年人的睡眠結構的效果更好。

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