徐美琪，李寧川

1 前言

高血壓作為目前最常見的慢性病，在全球范圍內(nèi)近幾年高血壓發(fā)病率均呈上升趨勢[1,2,3]?！吨袊哐獕悍乐维F(xiàn)狀藍皮書2018版》[4]公布的調(diào)查顯示，我國18歲及以上成人高血壓患病率為27.9%，至于中老年人，2012年我國大于及等于60歲人群患高血壓的概率是58.9%，并且在80歲及以上的高齡人群中，患高血壓的概率已經(jīng)接近90%。由此看來，如何防治和改善中老年高血壓患者的問題刻不容緩。

由于長期堅持體育鍛煉對于血壓的控制有積極影響，它能夠使肌肉得到鍛煉，也能夠使肌肉血管纖維逐漸地增強。冠狀動脈的側(cè)支血管比較多，經(jīng)常鍛煉就能夠使這個冠狀動脈的血流量增加，管腔增大，對于動脈粥樣硬化能夠起到很好的防治作用，有利于心血管疾病的康復(fù)。而運動作為一種非藥物治療的干預(yù)手段，也受越來越多的人的歡迎，尤其是中老年人群。由于運動形式具有多樣性，如傳統(tǒng)養(yǎng)生運動或現(xiàn)代有氧運動，可供中老年人群自由選擇的運動方式也越來越多[5]，更易向大眾推廣。且已有研究證明[6]，有氧運動、抗阻運動等均對高血壓病有益。

2 研究方法

2.1 文獻檢索

采用計算機檢索，分別以主題詞、自由詞以及主題詞+自由詞對多個數(shù)據(jù)庫進行檢索，中文主題詞包括：高血壓、中老年、中年人、老年人、鍛煉、運動；英文主題詞包括：hypertension、middle-aged and elderly、exercise、middle-aged、old people，檢索時間為1998年至今。

2.2 納入和排除標準

2.2.1 納入標準

1)已公開發(fā)表的關(guān)于患有高血壓的中老年人群在運動干預(yù)的情況下相關(guān)性的隨機試驗研究，納入病例均為隨機對照試驗；2)高血壓病患者，不針對是否單純性高血壓病和性別，其年齡范圍限制在男性年齡>45歲，女性年齡>45歲；3)納入文獻中的研究對象均符合高血壓診斷標準[7]；4)文獻質(zhì)量高且數(shù)據(jù)真實有效并完整。

2.2.2 排除標準

1)質(zhì)量差、文章篇幅短小不全而無法使用的文獻；2)重復(fù)或存在明顯抄襲、數(shù)據(jù)造假的文獻；3)綜述類、系統(tǒng)評價、動物實驗、本身為meta分析等總結(jié)類的文獻；4)無法獲取全文或無法提取有效數(shù)據(jù)的文獻。5)干預(yù)實驗不嚴謹且存在偏倚的文獻。

2.3 文獻篩選以及質(zhì)量評估

將數(shù)據(jù)庫檢索到的5877篇文章,先通過NoteExpress軟件進行篩選,在去重后，瀏覽論文標題、摘要實行二次篩選，在這過程排除標準和納入標準進行文獻的篩除和選擇。最終確定納入研究的文獻篇數(shù)為14篇[8-21]。具體的篩選流程見圖1。

圖1 納入研究流程圖

然后由2名研究者對文章進行深度閱覽,并根據(jù)文獻納入

與排除標準再次進行篩取,最后納入文獻14篇。將最后納入的14篇文獻交給導(dǎo)師進行質(zhì)量評估，再將質(zhì)量評估的結(jié)果運用Cochrane風(fēng)險評估量表對納入的研究文獻實施質(zhì)量評估。該評分量表為6分制,得分1～2分表示文獻質(zhì)量較低,得分3～6分表示文獻質(zhì)量較高,如有分歧由第三方進行評分,最后取3名研究員質(zhì)量評分的平均分。風(fēng)險評估圖如圖2、圖3所示。

圖2 風(fēng)險評估圖匯總圖

圖3 風(fēng)險評估圖分段圖

該結(jié)果表明，除了未采用盲法，且是否隱蔽分組在文章中未提及，其他的可信度都較高，經(jīng)過篩選沒有低質(zhì)量文獻,共14篇文獻納入Meta分析。納入文獻的基本情況,結(jié)局指標均為血脂四項——TC、TG、HDL-C、LDL-C,如表1所示：

表1 納入文獻基本情況

2.4 統(tǒng)計學(xué)分析

對納入文獻提取的信息，通過Review Manage5.3軟件進行統(tǒng)計學(xué)的分析。采用I2、P判斷各研究間是否存在異質(zhì)性(當(dāng)I2<50%時,且p>0.1為無異質(zhì)；當(dāng)50%70%,為高度異質(zhì)。若當(dāng)p<0.1時，則都有異質(zhì))。若文獻間有異質(zhì)性,就采用隨機效應(yīng)模型進行Meta分析,并選取標準化均數(shù)差(SMD)，以及計算出置信區(qū)間(95%CI)，合并效應(yīng)量。接下來，通過敏感性分析和亞組分析探究異質(zhì)性的來源,漏斗圖發(fā)表偏倚檢驗。

3 Meta研究結(jié)果與分析

3.1 運動干預(yù)高血壓患者TC的Meta結(jié)果與分析

3.1.1 TC-異質(zhì)性檢驗

本研究所納入的14篇文獻，通過異質(zhì)性檢驗，I2=62%>50%，且Q檢驗的P<0.1，這表示此次選入的文獻他們中間存在異質(zhì)性，選取隨機效應(yīng)進行分析，并繼續(xù)考察異質(zhì)性的來源?；诒敬窝芯康臄?shù)據(jù)情況，高度懷疑異質(zhì)性的來源為選擇運動干預(yù)的方式不一樣。所以對于整體14篇文獻，選擇隨機效應(yīng)進行meta分析。根據(jù)隨機效應(yīng)得出的分析結(jié)果表明，試驗組的TC值比對照組的TC指標低0.56，以及具低的程度具有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.05。

3.1.2 TC-敏感性分析

其中，吳杰一篇的文獻因為其運動的環(huán)境有特定的限制，在含負離子高的森林公園鍛煉，即低氧的環(huán)境中鍛煉，與其他文獻所處的鍛煉環(huán)境不同，異質(zhì)性產(chǎn)生較高，所以直接剔除這篇文獻。剔除這篇文獻后，異質(zhì)性檢驗，I2=53%>50%，且Q檢驗的P<0.1，還是存在異質(zhì)性，所以后續(xù)會進行亞組分析。

再次進行異質(zhì)性檢驗，選擇隨機效應(yīng)進行meta分析，如圖4所示：

圖4 TC的隨機效應(yīng)模型森林圖(剔除文獻后)

根據(jù)隨機效應(yīng)得出的分析結(jié)果表明試驗組的TC值比對照組的TC值低0.50，以及具低的程度具有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.05。

3.1.3 TC-亞組分析

按照運動干預(yù)方式(現(xiàn)代有氧運動，傳統(tǒng)養(yǎng)生運動)將13篇文獻劃分成兩組，分別進行meta分析異質(zhì)性檢測顯示I2=91.8%>50%，且Q檢驗的P<0.1，可看出兩個組別之間的異質(zhì)性極強，達到了高度異質(zhì)，意味著不同的運動干預(yù)方式的選擇在很大程度上會影響meta分析結(jié)果。其中,傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)SMD效應(yīng)量區(qū)間為-0.76[-0.96,-0.56]，I2=36%<50%，且Q檢驗的P>0.1,組內(nèi)異質(zhì)不是很大，在可接受的范圍內(nèi)，且合并7篇傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)文獻的結(jié)果，效應(yīng)量達到了-0.76，且顯著(z=7.74，p<0.05),即將達到大效應(yīng)量，意味著傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)在很大程度上影響了中老年高血壓病人，有益于中老年高血壓患者TC值的下降。其次，現(xiàn)代有氧運動干預(yù)SMD效應(yīng)量區(qū)間為-0.30[-0.46,-0.13]，I2=21%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內(nèi)異質(zhì)不是很大，且合并6篇現(xiàn)代有氧運動干預(yù)文獻的結(jié)果，效應(yīng)量達到了-0.30，且顯著(z=7.46，p<0.05),達到中等效應(yīng)量，意味著現(xiàn)代有氧運動干預(yù)對中老年高血壓TC指標有明顯改善。

3.1.4 TC-偏倚檢驗

按照亞組進行偏倚檢驗，繪制漏斗圖，如圖5：

圖5 TC的偏倚檢測注：左側(cè)為傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)；右側(cè)為現(xiàn)代有氧運動干預(yù)。

根據(jù)上圖可以看出漏斗圖基本對稱，而經(jīng)過偏倚檢驗可以得到P值全部大于0.05，因此可以判斷本次研究的文獻不存在發(fā)表偏倚。

3.2 運動干預(yù)高血壓患者TG的Meta結(jié)果與分析

3.2.1 TG-異質(zhì)性檢驗

本研究所納入的14篇文獻，通過異質(zhì)性檢驗，I2=82%>50%，且Q檢驗的P<0.1，這表示此次選入的文獻他們中間存在很強的異質(zhì)性，選取隨機效應(yīng)進行meta分析，并繼續(xù)考察異質(zhì)性的來源。基于本次研究的數(shù)據(jù)情況，高度懷疑異質(zhì)性的來源為運動干預(yù)方式的差異。所以對于整體14篇文獻，選擇隨機效應(yīng)進行meta分析。結(jié)果表明，試驗組的TG值比對照組的TG值低0.60，以及具低的程度具有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.05。

3.2.2 TG-敏感性分析

其中，白雅萍一篇的文獻其異質(zhì)性偏大，所以直接剔除這篇文獻，且王潔婷一篇，其結(jié)果與其他結(jié)果產(chǎn)生一定出入，所以也剔除。剔除兩篇文獻后，經(jīng)異質(zhì)性檢驗，I2=71%>50%，且Q檢驗的P<0.1，仍然存在異質(zhì)性，所以會按照運動干預(yù)方式分類進行亞組分析。

再次進行異質(zhì)性檢驗，選擇隨機效應(yīng)進行meta分析，如圖6所示：

圖6 TG的隨機效應(yīng)模型森林圖(剔除文獻后)

結(jié)果表明，試驗組的TG值比對照組的TG值低0.64，以及具低的程度具有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.05。

3.2.3 TG-亞組分析

按照運動干預(yù)方式(現(xiàn)代有氧運動，傳統(tǒng)養(yǎng)生運動)將12篇文獻劃分成兩組，分別進行meta分析經(jīng)異質(zhì)性檢測顯示I2=94.6%>50%，且Q檢驗的P<0.1，可看出兩個組別之間的異質(zhì)性極強，達到了高度異質(zhì)，意味著不同的運動干預(yù)方式的選擇在很大程度上會影響meta分析結(jié)果。其中,現(xiàn)代有氧運動干預(yù)SMD效應(yīng)量區(qū)間為-0.16[-0.47,-0.15]，I2=44%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內(nèi)異質(zhì)不是很大，在可接受的范圍內(nèi)，且合并4篇現(xiàn)代有氧運動干預(yù)文獻的結(jié)果，效應(yīng)量達到了-0.16，且顯著(z=1.02，p<0.05),達到低等效應(yīng)量，意味著現(xiàn)代有氧運動干預(yù)在小程度上影響了中老年高血壓病人TG指標，有益于中老年高血壓患者TG值的下降。其次，傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)SMD效應(yīng)量區(qū)間為-0.96[-1.14,-0.77]，I2=0%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內(nèi)完全無異質(zhì)，且合并8篇傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)文獻的結(jié)果，效應(yīng)量達到了-0.96，且顯著(z=10.19，p<0.05),達到大效應(yīng)量，意味著傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)對中老年高血壓TG指標有顯著的改善。

3.2.4 TG-偏倚檢驗

按照亞組進行偏倚檢驗，繪制漏斗圖，如圖7所示：

圖7 TG的偏倚檢測注：左側(cè)為現(xiàn)代有氧運動干預(yù)；右側(cè)為傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)。

根據(jù)上圖可以看出漏斗圖基本對稱，而經(jīng)過偏倚檢驗可以得到P值全部大于0.05，因此可以判斷本次研究的文獻不存在發(fā)表偏倚。

3.3 運動干預(yù)高血壓患者HDL-C的Meta結(jié)果與分析

3.3.1 HDL-C-異質(zhì)性檢驗

本研究所納入的14篇文獻，通過異質(zhì)性檢驗，I2=64%>50%，且Q檢驗的P<0.1，這表示此次選入的文獻他們中間存在異質(zhì)性，選取隨機效應(yīng)進行分析，并繼續(xù)考察異質(zhì)性的來源?；诒敬窝芯康臄?shù)據(jù)情況，高度懷疑異質(zhì)性的來源為周鍛煉頻率的差異。所以對于整體14篇文獻，選擇隨機效應(yīng)做meta分析，結(jié)果：根據(jù)隨機效應(yīng)得出的分析結(jié)果表明，試驗組的HDL-C值比對照組的HDL-C值高0.54，以及具低的程度具有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.05。

3.3.2 HDL-C-敏感性分析

其中，易容一篇的文獻其異質(zhì)性偏大，所以直接剔除這篇文獻，剔除這篇文獻后，經(jīng)異質(zhì)性檢驗，I2=57%>50%，且Q檢驗的P<0.1，仍然存在異質(zhì)性，所以會根據(jù)周鍛煉頻率分類做亞組分析。

再次進行異質(zhì)性檢驗，結(jié)果如圖8所示：

圖8 HDL-C的隨機效應(yīng)模型森林圖(剔除文獻后)

結(jié)果表明，試驗組的HDL-C值比對照組的HDL-C值高0.49，以及具低的程度具有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.05。

3.3.3 HDL-C-亞組分析

按照周鍛煉頻率將13篇文獻劃分成三組，分別進行meta分析經(jīng)異質(zhì)性檢測顯示I2=92.8%>50%，且Q檢驗的P<0.1，可看出三個組別之間的異質(zhì)性極強，達到了高度異質(zhì)，意味著周鍛煉頻率的不同在很大程度上會影響meta分析結(jié)果。其中鍛煉周頻率<4次的SMD效應(yīng)量區(qū)間為0.04[-0.02,0.10]，I2=0%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內(nèi)完全無異質(zhì),且合并4篇鍛煉周頻率<4次的文獻的結(jié)果，效應(yīng)量達到了0.04，且顯著(z=1.05，p<0.05),達到小效應(yīng)量，意味著鍛煉周頻率次數(shù)少的對中老年高血壓血脂指標中HDL-C的影響較小，但仍有積極的影響效果。其次，鍛煉周頻率4次的組內(nèi)異質(zhì)SMD效應(yīng)量區(qū)間為0.25[0.18,0.32]，I2=6%<50%，且Q檢驗的P>0.1，不是很大，在可接受的范圍內(nèi)，且合并5篇鍛煉周頻率4次的文獻的結(jié)果，效應(yīng)量達到了0.25，且顯著(z=6.91，p<0.05),達到中等效應(yīng)量，意味著鍛煉周頻率4次對提高中老年高血壓血脂指標中HDL-C的影響較大，是有益的。最后，鍛煉周頻率>4次的SMD效應(yīng)量區(qū)間為0.23[0.16,0.30]，I2=0%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內(nèi)完全無異質(zhì)，且合并4篇鍛煉周頻率>4次的文獻結(jié)果，效應(yīng)量達到了0.23，且顯著(z=6.49，p<0.05),達到了中等效應(yīng)量，意味著鍛煉周頻率>4次對提高中老年高血壓血脂指標中HDL-C的影響較大，是有益的。

3.3.4 HDL-C-偏倚檢驗

按照亞組進行偏倚檢驗，繪制漏斗圖，如圖9所示：

圖9 HDL-C的偏倚檢測

根據(jù)上圖可以看出漏斗圖基本對稱而經(jīng)過偏倚檢驗可以得到P值全部大于0.05，因此可以判斷本次研究的文獻不存在發(fā)表偏倚。

3.4 運動干預(yù)高血壓患者LDL-C的Meta結(jié)果與分析

3.4.1 LDL-C-異質(zhì)性檢驗

本研究所納入的14篇文獻，通過異質(zhì)性檢驗，I2=78%>50%，且Q檢驗的P<0.1，這表示此次選入的文獻他們中間存在較強的異質(zhì)性，選取隨機效應(yīng)進行meta分析，并繼續(xù)考察異質(zhì)性的來源。基于本次研究的數(shù)據(jù)情況，高度懷疑異質(zhì)性的來源為運動干預(yù)的方式的差異。所以對于整體14篇文獻，選擇隨機效應(yīng)進行meta分析。根據(jù)隨機效應(yīng)得出的分析結(jié)果表明，試驗組的LDL-C值比對照組的LDL-C值低0.53，以及具低的程度具有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.05。

3.4.2 LDL-C-敏感性分析

其中，羅鐵華一篇的文獻其異質(zhì)性偏大，所以直接剔除這篇文獻。剔除這篇文獻后，經(jīng)異質(zhì)性檢驗，I2=41%<50%，但Q檢驗的P=0.05<0.1，仍然存在異質(zhì)性，所以會按照運動干預(yù)的方式分類進行亞組分析。

再次進行異質(zhì)性檢驗，選擇隨機效應(yīng)進行meta分析，如圖10所示：

圖10 LDL-C的隨機效應(yīng)模型森林圖(剔除文獻后)

結(jié)果表明，試驗組的LDL-C值比對照組的LDL-C值低0.40，以及具低的程度具有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.05。

3.4.3 LDL-C-亞組分析

按照運動干預(yù)方式(現(xiàn)代有氧運動，傳統(tǒng)養(yǎng)生運動)將13篇文獻劃分成兩組，分別進行meta分析，經(jīng)異質(zhì)性檢測顯示I2=86%>50%，且Q檢驗的P<0.1，可看出兩個組別之間的異質(zhì)性極強，達到了高度異質(zhì)，意味著不同的運動干預(yù)方式的選擇在很大程度上會影響meta分析結(jié)果。其中,現(xiàn)代有氧運動干預(yù)SMD效應(yīng)量區(qū)間為-0.17[-0.39,0.05]，I2=24%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內(nèi)異質(zhì)不是很大，在可接受的范圍內(nèi)，且合并6篇現(xiàn)代有氧運動干預(yù)文獻的結(jié)果，效應(yīng)量達到了-0.17，且顯著(z=1.55，p<0.05),達到低等效應(yīng)量，意味著現(xiàn)代有氧運動干預(yù)在小程度上影響了中老年高血壓病人LDL-C指標，有益于中老年高血壓患者LDL-C值的下降。其次，傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)SMD效應(yīng)量區(qū)間為-0.56[-0.75,-0.37]，I2=0%<50%，且Q檢驗的P>0.1，組內(nèi)完全無異質(zhì)，且合并7篇傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)文獻的結(jié)果，效應(yīng)量達到了-0.56，且顯著(z=5.86，p<0.05),達到中等效應(yīng)量，意味著傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)對中老年高血壓LDL-C指標有明顯的改善。

3.4.4 LDL-C-偏倚檢驗

按照亞組進行偏倚檢驗，繪制漏斗圖，如圖11所示：

圖11 LDL-C的偏倚檢測注：左側(cè)為現(xiàn)代有氧運動干預(yù)；右側(cè)為傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)。

根據(jù)上圖可以看出漏斗圖基本對稱，而經(jīng)過偏倚檢驗可以得到P值全部大于0.05，因此可以判斷本次研究的文獻不存在發(fā)表偏倚。

4 討論與分析

4.1 運動干預(yù)對中老年高血壓患者血脂的影響

大量研究證實[22-23]，長期的有氧運動可以通過抗氧化，改善內(nèi)皮功能，調(diào)節(jié)脂代謝，從而改善血脂水平，控制血壓血糖，來降低心血管病的發(fā)病危險。即運動干預(yù)對中老年人群高血壓是有效的。根據(jù)以上研究結(jié)果的分析，運動干預(yù)對中老年人的血脂指標有影響,其中,運動干預(yù)后,中老年高血壓患者的TC、TG、LDL-C有顯著下降,HDL-C指標明顯上升，這與葉國鴻[24]的研究結(jié)果相適應(yīng)。且在納入的14篇文獻中，主要通過血脂的四個生化指標來判斷運動干預(yù)對中老年高血壓的影響。由于在進行Meta分析異質(zhì)性檢測時，四項指標的異質(zhì)性都很強，所以通過敏感性分析后，又進行了亞組分析來探究異質(zhì)性的來源。

4.2 不同運動干預(yù)方式對中老年高血壓患者血脂的影響

不同的運動干預(yù)方式對中老年高血壓有不同的積極影響程度，這與趙蘭等[25]人的研究所得出的結(jié)論不謀而合，根據(jù)以上的研究結(jié)果顯示：(1)不同的運動干預(yù)方式對中老年高血壓患者TC指標的影響不同，且傳統(tǒng)養(yǎng)生運動比現(xiàn)代有氧運動干預(yù)對中老年人高血壓在血脂TC指標上更有效；(2)不同的運動干預(yù)形式于中老年高血壓患者LDL-C指標起的作用也不同，且傳統(tǒng)養(yǎng)生運動比現(xiàn)代有氧運動干預(yù)對受試者在LDL-C指標上更有效；(3)不同的運動干預(yù)形式對受試者TG指標的影響不同，且傳統(tǒng)養(yǎng)生運動比現(xiàn)代有氧運動干預(yù)對中老年人高血壓在血脂TG指標上更有效。通過對不同運動方式的分類(現(xiàn)代有氧運動，傳統(tǒng)養(yǎng)生運動)，可以看出傳統(tǒng)養(yǎng)生運動對中老年高血壓血脂指標TC、TG、LDL-C積極作用更大，而現(xiàn)代有氧運動有積極影響但不如傳統(tǒng)養(yǎng)生運動。傳統(tǒng)養(yǎng)生運動動作柔和，姿勢輕松，肌肉放松，從而降低外周血管阻力，使血壓下降且能加強大腦皮質(zhì)的調(diào)制過程，放松思想，緩解精神緊張，更適合中老年高血壓，而現(xiàn)代有氧運動中包含抗阻、器械運動，強度較傳統(tǒng)養(yǎng)生運動略強，中老年人群接受不宜，所以效果不算太顯著。

4.3 鍛煉周頻率對中老年高血壓患者血脂的影響

根據(jù)以上的研究結(jié)果可知，鍛煉周頻率對中老年人高血壓的血脂指標中的HDL-C有影響，且不同的鍛煉周頻率對中老年人高血壓患者的HDL-C指標有不同的影響，且鍛煉周頻率過高和過低的積極影響較小，只有鍛煉周頻率適中的中老年人高血壓才有更好的積極影響效果，這與王軍威,袁瓊嘉等人[26]的研究結(jié)論相適應(yīng)。即鍛煉周頻率也是影響運動干預(yù)中老年高血壓降壓降脂的因素之一，鍛煉周頻率太低，運動干預(yù)效果不顯著，鍛煉周頻率太高，運動干預(yù)效果比鍛煉周頻率適中的稍差，所以選擇鍛煉周頻率適中次數(shù)更有效。

綜上，選擇傳統(tǒng)養(yǎng)生運動干預(yù)并且鍛煉周頻率適中次數(shù)更有利于中老年高血壓的防治與改善，起到積極的影響作用。

5 結(jié)論

1.運動干預(yù)對中老年人高血壓具有積極的影響，能有效改善血脂狀態(tài)。

2.不同的運動干預(yù)方式對中老年人高血壓的影響不同，傳統(tǒng)養(yǎng)生運動比現(xiàn)代有氧運動在血脂指標TC、TG、LDL-C上效果更加顯著，而鍛煉周頻率適中更有益于提高中老年人HDL-C指標。

3.運動干預(yù)可以作為防治中老年高血壓的有效手段。