李大鑫，朱俊英，陳平

本文創(chuàng)新點(diǎn)：

冠心病（CHD）一直是導(dǎo)致中老年人死亡的主要心血管疾病之一，其發(fā)病率和死亡率一直居高不下，給國民健康帶來巨大威脅，也給我國經(jīng)濟(jì)帶來沉重負(fù)擔(dān)。近年來，眾多學(xué)者探究了運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)于CHD患者心肺功能的康復(fù)效果，高強(qiáng)度間歇訓(xùn)練（HIIT）與中等強(qiáng)度持續(xù)訓(xùn)練（MICT）一直受到研究者們的青睞。盡管兩種運(yùn)動(dòng)干預(yù)模式對(duì)于改善CHD患者的心肺功能均顯示出有效性，但由于樣本量的限制以及研究對(duì)象和干預(yù)方案的不同，使研究結(jié)果不具有可比性，尚且存在爭(zhēng)議，并且目前國內(nèi)外專門針對(duì)HIIT與MICT干預(yù)對(duì)CHD患者心肺功能影響的系統(tǒng)評(píng)價(jià)較少。本文研究結(jié)論表明：（1）HIIT和MICT均可以改善CHD患者的心肺功能；（2）HIIT在改善CHD患者心肺功能方面的效果優(yōu)于MICT；（3）12周及以上的干預(yù)周期對(duì)于CHD患者心肺功能的改善，HIIT較MICT更具有優(yōu)勢(shì)。

心血管疾病是全球的頭號(hào)死因，其中冠心?。╟oronary heart disease，CHD）的發(fā)病率位列榜首[1]。我國患CHD的人數(shù)約1 100萬，并且數(shù)量持續(xù)居高不下[2]。CHD是指冠狀動(dòng)脈粥樣硬化斑塊導(dǎo)致動(dòng)脈狹窄或閉塞，主要表現(xiàn)為心肌缺血、心絞痛和心肌梗死，嚴(yán)重者可導(dǎo)致心力衰竭[3]。因?yàn)檫\(yùn)動(dòng)具有擴(kuò)張冠狀血管、增加側(cè)支循環(huán)、降低低密度脂蛋白膽固醇、增加心肌供血的作用，運(yùn)動(dòng)干預(yù)CHD患者康復(fù)成為國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)問題[4-5]。

目前研究主要聚焦于運(yùn)動(dòng)干預(yù)手段和運(yùn)動(dòng)干預(yù)模式[6-7]。現(xiàn)階段對(duì)CHD患者常采用的兩種運(yùn)動(dòng)干預(yù)模式為中等強(qiáng)度持續(xù)訓(xùn)練（MICT）和高強(qiáng)度間歇訓(xùn)練（HIIT）。MICT是指人體以最大心率（HRmax）的64%～75%或儲(chǔ)備心率（HRR）的40%～59%進(jìn)行的持續(xù)運(yùn)動(dòng)[8]。HIIT是以≥無氧閾（VO2AT）或最大乳酸穩(wěn)態(tài)的負(fù)荷強(qiáng)度進(jìn)行多次、持續(xù)時(shí)間為幾秒到幾分鐘的練習(xí)，且每兩次練習(xí)之間練習(xí)者不足以完全恢復(fù)到靜息狀態(tài)的訓(xùn)練方法[9]。長期以來，MICT被認(rèn)為是預(yù)防和治療CHD最有效的運(yùn)動(dòng)治療方式[10]。合理的持續(xù)訓(xùn)練可明顯改善CHD患者的心肺功能，提升最大攝氧量[11]。然而，由于MICT形式單一、內(nèi)容枯燥、患者依從性差常導(dǎo)致運(yùn)動(dòng)效果無法持續(xù)[12]。近年來，HIIT作為防治CHD的有效手段逐漸出現(xiàn)在學(xué)者的視野中。PRADO等[13]探究了HIIT對(duì)于CHD患者有氧運(yùn)動(dòng)能力的影響，發(fā)現(xiàn)HIIT可明顯提高患者的有氧運(yùn)動(dòng)能力，促進(jìn)身體健康。CURRIE等[14]證明HIIT可明顯改善CHD患者的血管擴(kuò)張功能。在兩種運(yùn)動(dòng)干預(yù)模式對(duì)CHD患者康復(fù)效果的研究中，GUIRAUD等[15]研究表明HIIT與MICT對(duì)CHD患者內(nèi)皮細(xì)胞功能的改善效果無差異；HIIT對(duì)于患者峰值攝氧量（VO2peak）的改善效果與MICT相似[16-17]；也有一些研究發(fā)現(xiàn)，與MICT相比，HIIT可以更明顯地改善CHD患者心功能，提高CHD患者的VO2peak[18-22]；但是TRACHSEL等[23]發(fā)現(xiàn)MICT對(duì)于患者VO2peak的改善效果要優(yōu)于HIIT。

眾多研究表明，兩種運(yùn)動(dòng)干預(yù)模式對(duì)于改善CHD患者的心肺功能均顯示出有效性，但由于樣本量的限制以及研究對(duì)象和干預(yù)方案的不同，使研究結(jié)果不具有可比性，尚存在爭(zhēng)議。GOMES-NETO等[24]探究了兩種運(yùn)動(dòng)干預(yù)模式對(duì)于CHD患者運(yùn)動(dòng)耐力和生活質(zhì)量的影響，發(fā)現(xiàn)兩種運(yùn)動(dòng)干預(yù)模式之間不存在差異。有研究雖然涉及了HIIT與MICT對(duì)于CHD患者的運(yùn)動(dòng)干預(yù)[25]，但是目前國內(nèi)外尚未見專門針對(duì)HIIT與MICT干預(yù)CHD患者心肺功能的系統(tǒng)評(píng)價(jià)。所以，本研究采用Meta分析方法，從循證醫(yī)學(xué)的角度系統(tǒng)客觀地評(píng)價(jià)HIIT與MICT對(duì)CHD患者心肺功能的干預(yù)效果，為CHD患者運(yùn)動(dòng)康復(fù)干預(yù)提供理論依據(jù)。

1 研究方法

1.1 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

1.1.1 納入標(biāo)準(zhǔn) （1）研究設(shè)計(jì)：探究HIIT與MICT對(duì)CHD患者心肺功能影響的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)（randomized controlled trial，RCT）。（2）研究對(duì)象：為了降低運(yùn)動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)隱患，納入的研究對(duì)象均為接受手術(shù)治療后的CHD患者。（3）干預(yù)措施：試驗(yàn)組運(yùn)動(dòng)干預(yù)措施僅為HIIT，對(duì)照組運(yùn)動(dòng)干預(yù)措施僅為MICT，每次運(yùn)動(dòng)干預(yù)時(shí)間均在30 min以上，且干預(yù)周期均≥4周。（4）結(jié)局指標(biāo)：VO2peak、VO2AT、HRmax、血壓（BP）、呼吸交換比率（RER）、CO2通氣當(dāng)量斜率（VE/VCO2Slope）、靜息心率（HRrest）。

1.1.2 排除標(biāo)準(zhǔn) （1）無法獲取全文、實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)以及重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)；（2）非中、英文文獻(xiàn)；（3）兩組基線值存在顯著差異（P<0.05）；（4）患者在運(yùn)動(dòng)干預(yù)過程中無醫(yī)療監(jiān)督。

1.2 文獻(xiàn)檢索策略 計(jì)算機(jī)檢索PubMed、EMBase、The Cochrane Library、Web of Science、中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫（CBM）、中國知網(wǎng)（CNKI）、維普網(wǎng)和萬方數(shù)據(jù)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)，搜集應(yīng)用HIIT與MICT干預(yù)對(duì)CHD患者心肺功能影響的文獻(xiàn)，檢索時(shí)限均為建庫至2020年11月，同時(shí)追蹤相關(guān)系統(tǒng)評(píng)價(jià)所引用的參考文獻(xiàn)和灰色文獻(xiàn)，并手工檢索相關(guān)期刊，補(bǔ)充相關(guān)文獻(xiàn)以保證資料的全面性。以“間歇運(yùn)動(dòng)、間歇訓(xùn)練、冠心病、冠狀動(dòng)脈粥樣硬化疾病”為主題，在CBM、CNKI、維普網(wǎng)和萬方數(shù)據(jù)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)進(jìn)行檢索；以“Coronary Disease，High-intensity interval training”等為主題詞，以“Coronary heart disease，Ischaemic cardiac disease，High-intensity intermittent exercise，Sprint Interval Training”等為自由詞，在PubMed、EMBase、The Cochrane Library、Web of Science外文數(shù)據(jù)庫進(jìn)行檢索。以PubMed為例，檢索策略如表1所示。

表1 PubMed檢索策略Table 1 Strategy to search randomized controlled trials about effects of HIIT versus MICT on cardiorespiratory fitness in patients with CHD in PubMed

1.3 文獻(xiàn)篩選與數(shù)據(jù)提取 將檢索到的文獻(xiàn)導(dǎo)入到EndNote X9中進(jìn)行剔重，然后由兩名研究者通過閱讀標(biāo)題和摘要對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行初篩，如遇分歧，則通過討論或由第三位研究者仲裁決定。對(duì)初篩后符合標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)進(jìn)行搜集下載，通過閱讀全文排除不合格的文獻(xiàn)，對(duì)滿足納入標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)進(jìn)行數(shù)據(jù)提取，內(nèi)容包括：第一作者、發(fā)表時(shí)間、國家、總樣本、性別、年齡、運(yùn)動(dòng)類型、運(yùn)動(dòng)周期、運(yùn)動(dòng)頻率、運(yùn)動(dòng)處方（HIIT、MICT）、結(jié)局指標(biāo)、質(zhì)量評(píng)分。

1.4 納入研究質(zhì)量評(píng)價(jià) 由兩名研究者運(yùn)用Cochrane風(fēng)險(xiǎn)偏倚評(píng)估工具對(duì)納入的文獻(xiàn)進(jìn)行方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)，如出現(xiàn)分歧，則通過討論或由第三位研究者決定[26]。評(píng)價(jià)條目包括：（1）隨機(jī)序列的產(chǎn)生；（2）分配隱藏；（3）受試者和研究者盲法；（4）結(jié)局評(píng)估者盲法；（5）受試者失訪情況；（6）選擇性報(bào)告結(jié)局指標(biāo)；（7）發(fā)表偏倚及其他偏倚。依據(jù)各條目判定標(biāo)準(zhǔn)判斷納入研究偏倚的低風(fēng)險(xiǎn)、高風(fēng)險(xiǎn)和未知風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)納入的文獻(xiàn)質(zhì)量進(jìn)行評(píng)分，將文獻(xiàn)質(zhì)量從高到低分為3個(gè)等級(jí)：高質(zhì)量（≥5分）、中等質(zhì)量（3～4分）、低質(zhì)量（≤2分），發(fā)生偏倚風(fēng)險(xiǎn)較低的研究被認(rèn)定為質(zhì)量較高。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用Review Manage 5.3和Stata 15.1軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)處理。試驗(yàn)數(shù)據(jù)為連續(xù)型變量，因此采用均數(shù)差（mean difference，MD）和95%置信區(qū)間（CI）為效應(yīng)尺度合并效應(yīng)量。合并效應(yīng)量之前，采用 χ2檢驗(yàn)對(duì)所有的數(shù)據(jù)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)：若P>0.1且I2≤50%，則認(rèn)為研究間異質(zhì)性較低，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析；若P≤0.1或I2>50%，則認(rèn)為研究間異質(zhì)性較高，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析[27]，同時(shí)利用敏感性分析和Meta回歸分析探究異質(zhì)性來源。效應(yīng)量合并之后，若P<0.05，證明試驗(yàn)組和對(duì)照組之間存在顯著性差異，Meta分析的結(jié)果有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。同時(shí)，利用亞組分析探究變量對(duì)結(jié)果的潛在影響。最后，采用Egger's檢驗(yàn)檢測(cè)納入文獻(xiàn)是否存在發(fā)表偏倚。Egger's檢驗(yàn)對(duì)發(fā)表偏倚的檢測(cè)統(tǒng)計(jì)量為截距a對(duì)應(yīng)的t值及P值，并通過其95%CI是否包含0判斷是否存在發(fā)表偏倚。若截距a對(duì)應(yīng)P<0.05或95%CI不包含0，則提示存在發(fā)表偏倚；反之，提示無發(fā)表偏倚[28]。以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果 通過檢索中文數(shù)據(jù)庫獲得89篇文獻(xiàn)，英文數(shù)據(jù)庫獲得498篇文獻(xiàn)，并手工追蹤補(bǔ)充文獻(xiàn)5篇，共592篇文獻(xiàn)。導(dǎo)入文獻(xiàn)管理軟件EndNote X9進(jìn)行剔重之后剩余426篇文獻(xiàn)，通過閱讀標(biāo)題和摘要進(jìn)行初篩之后剩余65篇，進(jìn)一步下載閱讀全文后，最終確定納入Meta分析的共有12篇文獻(xiàn)[3，16-22，29-32]，且均屬于外文文獻(xiàn)，文獻(xiàn)篩選流程如圖1所示。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖Figure 1 Flow diagram of literature selection

2.2 納入研究的基本特征及方法學(xué)質(zhì)量評(píng)估 本研究納入Meta分析的12篇文獻(xiàn)基本特征如表2所示。納入的12篇文獻(xiàn)共包含618例CHD患者，HIIT組包含305例，MICT組包含313例。其中有5篇文獻(xiàn)[3，17-18，20-21]的干預(yù)周期在12周及以上，7篇文獻(xiàn)[16，19，22，29-32]的干預(yù)周期在12周以下。12篇文獻(xiàn)的方法質(zhì)量評(píng)估如圖2所示：文獻(xiàn)均采用了隨機(jī)化方法，其中有5篇文獻(xiàn)[3，18-19，21-22]描述了具體的隨機(jī)方法，2篇文獻(xiàn)[21-22]實(shí)施了分配隱藏方案；由于受試者年齡大，風(fēng)險(xiǎn)較高，需要簽署知情同意書，因此僅有3篇文獻(xiàn)[21-22，32]實(shí)施了盲法，且均是對(duì)結(jié)果評(píng)估者施盲；有1篇文獻(xiàn)[17]存在受試者失訪情況，文獻(xiàn)中注明了失訪或退出的原因；文獻(xiàn)均不存在選擇性報(bào)告結(jié)局指標(biāo)的情況，且其余風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)未見明顯偏倚。

表2 納入文獻(xiàn)的基本特征Table 2 Characteristics of randomized controlled trials included in the meta-analysis

圖2 Cochrane偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估示意圖Figure 2 Analysis of the risk of bias in included randomized controlled trials in accordance with the Cochrane risk-of-bias tool guideline

2.3 Meta分析結(jié)果

2.3.1 合并效應(yīng)量分析

2.3.1.1 VO2peak 在納入的12篇研究中，共有9篇文獻(xiàn)[3，16-17，20-22，29，31-32]報(bào)道了 VO2peak，經(jīng)過異質(zhì)性檢驗(yàn)：I2=0，P=0.95，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，HIIT對(duì)VO2peak的改善效果優(yōu)于MICT，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔MD=1.63，95%CI（0.64，2.62），P=0.001〕，見圖3。

圖3 兩種運(yùn)動(dòng)模式對(duì)VO2peak改善效果比較的森林圖Figure 3 Forest plot of the comparison of effects of HIIT and MICT on improving VO2peak in coronary heart disease patients

2.3.1.2 VO2AT 在納入的12篇文獻(xiàn)中，共有3篇文獻(xiàn)[3，18，22]報(bào)道了VO2AT，經(jīng)過異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=0，P=0.52，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，HIIT對(duì)VO2AT的改善效果優(yōu)于MICT，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔MD=2.62，95%CI（0.82，4.42），P=0.004〕，見圖4。

圖4 兩種運(yùn)動(dòng)模式對(duì)VO2AT改善效果比較的森林圖Figure 4 Forest plot of the comparison of effects of HIIT and MICT on improving VO2AT in coronary heart disease patients

2.3.1.3 HRmax 在納入的12篇文獻(xiàn)中，共有10篇文獻(xiàn)[3，16-22，31-32]報(bào)道了 HRmax，經(jīng)過異質(zhì)性檢驗(yàn)：I2=0，P=0.53，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，HIIT對(duì)HRmax的改善效果優(yōu)于MICT，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔MD=5.41，95%CI（2.28，8.53），P=0.000 7〕，見圖5。

圖5 兩種運(yùn)動(dòng)模式對(duì)HRmax改善效果比較的森林圖Figure 5 Forest plot of the comparison of effects of HIIT and MICT on improving HRmax in coronary heart disease patients

2.3.1.4 收縮壓（SBP）和舒張壓（DBP） 在納入的12篇研究中，共有 7 篇文獻(xiàn)[3，17，19，22，30-32]報(bào)道了 SBP 和 DBP，SBP的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，I2=0，P=0.68，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，HIIT對(duì)SBP的改善效果優(yōu)于MICT，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔MD=3.16，95%CI（0.26，6.06），P=0.03〕。DBP的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示：I2=43%，P=0.10，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，HIIT對(duì)DBP的改善效果優(yōu)于MICT，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔MD=2.56，95%CI（-0.21，5.32），P=0.07〕，見圖6。由于納入文獻(xiàn)數(shù)量較少，不適合進(jìn)行Meta回歸分析，因此僅對(duì)納入的文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析，發(fā)現(xiàn)其中1篇文獻(xiàn)[3]存在較高的異質(zhì)性，其異質(zhì)性可能是由于患者年齡較大以及運(yùn)動(dòng)時(shí)間不同所引起的。故剔除該文獻(xiàn)之后繼續(xù)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示：I2=26%，P=0.24，合并結(jié)果的差異并沒有因逐個(gè)文獻(xiàn)的剔除而改變。

圖6 兩種運(yùn)動(dòng)模式對(duì)SBP和DBP的改善效果比較的森林圖Figure 6 Forest plot of the comparison of effects of HIIT and MICT on improving systolic blood pressure （Figure A）and diastolic blood pressure（Figure B）in coronary heart disease patients

2.3.1.5 RER 在納入的12篇文獻(xiàn)中，共有9篇文獻(xiàn)[3，16-17，20-22，29，31-32]報(bào)道了 RER，經(jīng)過異質(zhì)性檢驗(yàn)：I2=40%，P=0.10，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，兩種運(yùn)動(dòng)模式對(duì)RER的改善效果比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔MD=0.01，95%CI（-0.01，0.03），P=0.27〕，見圖7。為了探究異質(zhì)性來源，對(duì)納入的文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析，發(fā)現(xiàn)其中1篇文獻(xiàn)[20]存在較高的異質(zhì)性，其異質(zhì)性可能是由于干預(yù)周期所引起的，剔除該文獻(xiàn)之后繼續(xù)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示：I2=30%，P=0.19，合并結(jié)果的差異并沒有因逐個(gè)文獻(xiàn)的剔除而改變。

圖7 兩種運(yùn)動(dòng)模式對(duì)RER改善效果比較的森林圖Figure 7 Forest plot of the comparison of effects of HIIT and MICT on improving respiratory exchange ratio in coronary heart disease patients

2.3.1.6 VE/VCO2Slope 在納入的12篇研究中，共有3篇研究[18，20，22]報(bào)道了 VE/VCO2Slope，經(jīng)過異質(zhì)性檢驗(yàn)：I2=0，P=0.50，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，兩種運(yùn)動(dòng)模式對(duì)VE/VCO2Slope的改善效果比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔MD=-0.26，95%CI（-1.87，1.34），P=0.75〕，見圖8。

圖8 兩種運(yùn)動(dòng)模式對(duì)VE/VCO2 Slope改善效果比較的森林圖Figure 8 Forest plot of the comparison of effects of HIIT and MICT on improving minute ventilation-to-carbon dioxide output slope in coronary heart disease patients

2.3.1.7 HRrest 在納入的12篇文獻(xiàn)中，共有8篇文獻(xiàn)[3，17，19，21-22，29，31-32]報(bào)道了 HRrest，經(jīng)過異質(zhì)性檢驗(yàn)：I2=26%，P=0.22，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示，兩種運(yùn)動(dòng)模式對(duì)Hrrest的改善效果比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔MD=1.19，95%CI（-0.42，2.80），P=0.15〕，見圖9。

圖9 兩種運(yùn)動(dòng)模式對(duì)HRrest改善效果比較的森林圖Figure 9 Forest plot of the comparison of improvement in HRrest between HIIT and MICT

2.3.2 亞組分析 HIIT與MICT對(duì)CHD患者心肺功能的影響可能受干預(yù)周期的影響，因此本研究對(duì)不同干預(yù)周期進(jìn)行亞組分析，亞組分析結(jié)果表明：對(duì)于干預(yù)周期在12周及以上的患者，HIIT對(duì)于VO2peak、RER、VO2AT和HRmax的改善效果優(yōu)于MICT，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05）；而干預(yù)周期在12周以下的患者，兩種運(yùn)動(dòng)模式對(duì)于各指標(biāo)的改善效果比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P>0.05），見表3。

表3 HIIT與MICT對(duì)CHD患者不同干預(yù)周期比較的亞組分析Table 3 Subgroup analyses of effects of HIIT versus MICT on various outcomes in coronary heart disease patients by intervention duration（< or ≥ 12 weeks）

2.3.3 發(fā)表偏倚分析 VO2peak、RER、HRmax和HRrest的偏倚檢驗(yàn)結(jié)果均為P>0.05且95%CI包含0，表明納入的研究不存在發(fā)表偏倚，見表4。

表4 文獻(xiàn)發(fā)表偏倚檢驗(yàn)Table 4 Publication bias of the included studies

3 討論

與其他誘導(dǎo)心血管危險(xiǎn)因素相比，心肺功能衰退已被證明是誘導(dǎo)心血管疾病發(fā)生和死亡的重要因素[33]。定期運(yùn)動(dòng)可以擴(kuò)張冠狀血管、增加心肌供血，有利于改善心肺功能、促進(jìn)心血管健康，而短期運(yùn)動(dòng)時(shí)間較短，很難使心臟產(chǎn)生良性變化，美國運(yùn)動(dòng)醫(yī)學(xué)會(huì)推薦對(duì)心臟病患者的單次運(yùn)動(dòng)干預(yù)時(shí)間在30 min以上[34]。現(xiàn)有研究表明，對(duì)心臟病的干預(yù)周期最短為4周，且顯示出有效性，因此將干預(yù)周期≥4周作為納入標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行文獻(xiàn)篩選[35]。同時(shí)，VO2peak作為衡量心肺功能的“金指標(biāo)”已經(jīng)得到學(xué)者的共識(shí)[36-37]，故本研究采用VO2peak作為衡量CHD患者心肺功能的重要指標(biāo)。Meta分析結(jié)果顯示，HIIT可提高CHD患者的VO2peak。有臨床研究表明，VO2peak每增加1 ml·kg-1·min-1，男性CHD患者的全因死亡率會(huì)降低17%，心血管疾病死亡率降低16%，女性CHD患者的全因死亡率和心血管疾病死亡率均降低14%[38]。同時(shí)，亞組分析結(jié)果顯示，12周及以上的HIIT干預(yù)周期更有助于改善CHD患者的心肺功能，促進(jìn)身體健康。CONRAADS等[17]對(duì)比了6周及12周HIIT干預(yù)對(duì)于CHD患者VO2peak的影響，結(jié)果證明HIIT干預(yù)周期越長，CHD患者VO2peak提升越明顯；MOHOLDT等[29]也通過對(duì)比不同HIIT干預(yù)周期對(duì)CHD患者VO2peak的影響，證明了HIIT干預(yù)周期的長短會(huì)影響VO2peak的改善程度。HIIT提高VO2peak的作用機(jī)制可能表現(xiàn)在以下方面：（1）HIIT的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度高于MICT，可以同時(shí)刺激有氧代謝區(qū)域和無氧代謝區(qū)域，從而使血漿容量和紅細(xì)胞容量增加，靜脈回流情況得以改善，最終促使每搏輸出量增加[39-40]，血流阻力下降[41]，且效果具有可持續(xù)性[42]。（2）患者接受了一段時(shí)間的HIIT之后，過氧化物酶體增殖物激活受體γ共激活因子1（PGC-1a）的數(shù)量顯著增加，從而加速了線粒體生物合成過程，產(chǎn)生了更多的線粒體，進(jìn)而促使作用于糖酵解和氧化磷酸化的代謝酶增加，最終使骨骼肌代謝能力增強(qiáng)[43]。也有研究表明，VO2peak的提高可能與血管內(nèi)皮系統(tǒng)、骨骼肌系統(tǒng)以及心臟自主神經(jīng)系統(tǒng)有關(guān)[44]。盡管一些研究對(duì)HIIT提高患者心肺功能的生理機(jī)制進(jìn)行了探索，但目前并未得到明確的解釋。其原因可能是多方面的，包括個(gè)體身體素質(zhì)的差異、HIIT干預(yù)周期等因素。所以，患者VO2peak的提高是人體不同組織共同作用的結(jié)果，HIIT提高心肺功能的生理機(jī)制仍需要進(jìn)一步的探索。

VO2AT對(duì)于慢性病患者運(yùn)動(dòng)處方的制訂至關(guān)重要[45]。有學(xué)者指出，代表體內(nèi)乳酸開始升高的VO2AT是運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的標(biāo)志。當(dāng)運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度超過VO2AT以后，血乳酸、血漿兒茶酚胺和腎素開始升高。這種應(yīng)激反應(yīng)如果持續(xù)較長時(shí)間，可能會(huì)對(duì)CHD、高血壓、心律失?；颊哂杏绊慬46]。Meta分析結(jié)果表明，相比MICT，HIIT在提高VO2AT水平方面效果更加顯著。同時(shí)亞組分析結(jié)果表明，VO2AT的升高會(huì)受到干預(yù)周期等因素的影響，12周及以上干預(yù)周期的效果優(yōu)于12周以下。VO2AT升高的機(jī)制可能是HIIT運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度接近或高于VO2AT強(qiáng)度，促使Ⅱ型肌纖維糖酵解代謝水平提高，并促進(jìn)機(jī)體能源物質(zhì)轉(zhuǎn)換和肌肉力量發(fā)展，提高了機(jī)體抗疲勞水平，使VO2AT 得以提升[47]。

另外，Meta分析結(jié)果顯示，HIIT提高患者HRmax的效果優(yōu)于MICT。且亞組分析結(jié)果表明，12周及以上的干預(yù)周期對(duì)于HRmax的提高效果明顯優(yōu)于12周以下。趙理強(qiáng)等[48]的研究綜述探究了運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練對(duì)HRmax的影響，多數(shù)研究證明了受試者經(jīng)過有氧訓(xùn)練后，HRmax呈下降趨勢(shì)；少數(shù)研究發(fā)現(xiàn)有氧訓(xùn)練后，受試者的HRmax保持不變。HIIT提高HRmax的原因可能是：（1）經(jīng)常進(jìn)行中等強(qiáng)度持續(xù)運(yùn)動(dòng)（有氧運(yùn)動(dòng)）可能會(huì)使最大心率降低。（2）HIIT可以提高每搏輸出量、改善心肌收縮、增加極限運(yùn)動(dòng)時(shí)的射血分?jǐn)?shù)、提高患者的運(yùn)動(dòng)耐量，進(jìn)而促進(jìn)HRmax的提高[49]。HRmax作為運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的重要指標(biāo)，其影響因素有很多，包括年齡、性別、溫度等。所以，HIIT促進(jìn)HRmax提高的生理機(jī)制仍需要進(jìn)一步的探索。相比MICT，HIIT在改善患者SBP水平方面效果顯著；而對(duì)于DBP的改善，兩種運(yùn)動(dòng)干預(yù)模式之間無差異。同時(shí)，亞組分析結(jié)果表明，HIIT與MICT對(duì)于SBP和DBP的改善效果不受干預(yù)周期因素的影響。運(yùn)動(dòng)降低SBP和DBP的生理機(jī)制可能與體內(nèi)多肽的變化及其特異性受體的調(diào)節(jié)改變有關(guān)。運(yùn)動(dòng)可使體內(nèi)多肽在心肌和冠狀血管表達(dá)局部增高，體內(nèi)多肽可以強(qiáng)化心臟、保護(hù)心血管、改善外周血管阻力，最終使SBP和DBP降低[50]。由于受納入文獻(xiàn)數(shù)量的限制，HIIT與MICT對(duì)于SBP和DBP的改善效果有待進(jìn)一步研究。

RER是機(jī)體二氧化碳排出量與攝氧量的比值，其作為運(yùn)動(dòng)中三大供能物質(zhì)也是氧化情況的提示指標(biāo)，對(duì)指導(dǎo)運(yùn)動(dòng)康復(fù)具有十分重要的意義[51]。VE/VCO2Slope是反映運(yùn)動(dòng)耐力水平的重要指標(biāo)，同時(shí)其還是心力衰竭患者死亡的重要預(yù)測(cè)因子[52]。有學(xué)者指出，當(dāng) VO2AT<11 ml·kg-1·min-1且VE/VCO2Slope>34時(shí)，可作為慢性心力衰竭患者早期死亡的高風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)和心臟移植的篩選指標(biāo)[53]。HRrest是評(píng)估心血管疾病的重要臨床指標(biāo)，有研究表明，HRrest每增加10次/min，發(fā)生心血管疾病的風(fēng)險(xiǎn)就會(huì)增加14%[54]。受納入文獻(xiàn)數(shù)量的限制，本研究Meta分析結(jié)果表明，HIIT與MICT在改善RER、VE/VCO2Slope和HRrest方面效果等同，兩種運(yùn)動(dòng)方式不存在顯著差異，其結(jié)果可能受到干預(yù)周期、患者年齡以及納入文獻(xiàn)數(shù)量的影響，未來仍需要繼續(xù)納入更多高質(zhì)量的研究進(jìn)行分析。

本研究嚴(yán)格按照PRISMA聲明清單進(jìn)行[55]，但仍存在一定的局限性：（1）本研究僅納入了公開發(fā)表文獻(xiàn)，沒有公開發(fā)表的灰色文獻(xiàn)未能納入，可能在一定程度上影響資料的全面性；（2）本文納入的各研究中HIIT強(qiáng)度、時(shí)間并不一致，可能在一定程度上造成異質(zhì)性和偏倚；（3）部分結(jié)局指標(biāo)納入文獻(xiàn)數(shù)量及樣本量較少，可能會(huì)影響結(jié)果穩(wěn)定性，希望未來能納入更多高質(zhì)量大樣本量的研究，進(jìn)一步證實(shí)本Meta分析結(jié)果，從而為CHD患者提供更合理的運(yùn)動(dòng)康復(fù)方案。

綜上所述，當(dāng)前證據(jù)表明，HIIT和MICT均可以改善CHD患者的心肺功能。HIIT在改善CHD患者VO2peak、VO2AT、HRmax以及SBP方面均優(yōu)于MICT。12周及以上的干預(yù)周期對(duì)于CHD患者心肺功能的改善，HIIT的優(yōu)勢(shì)更明顯。由于納入研究數(shù)量和質(zhì)量的限制，未來仍然需要更多高質(zhì)量的研究進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)論。

作者貢獻(xiàn)：李大鑫進(jìn)行文章的構(gòu)思與撰寫；朱俊英進(jìn)行數(shù)據(jù)收集、整理，統(tǒng)計(jì)學(xué)處理，結(jié)果的分析解釋，對(duì)文章整體負(fù)責(zé)、監(jiān)督管理；陳平進(jìn)行論文的修訂以及文章的審校工作。

本文無利益沖突。