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        中老年高血壓患者血脂運(yùn)動(dòng)干預(yù)的Meta分析

        2022-10-28 06:16:22徐美琪李寧川
        體育科技文獻(xiàn)通報(bào) 2022年10期
        關(guān)鍵詞:有氧異質(zhì)性血脂

        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(shì)[1,2,3]?!吨袊哐獕悍乐维F(xiàn)狀藍(lán)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(zhǎng)期堅(jiān)持體育鍛煉對(duì)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(qiáng)。冠狀動(dòng)脈的側(cè)支血管比較多,經(jīng)常鍛煉就能夠使這個(gè)冠狀動(dòng)脈的血流量增加,管腔增大,對(duì)于動(dòng)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(yùn)動(dòng)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(yùn)動(dòng)形式具有多樣性,如傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)或現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng),可供中老年人群自由選擇的運(yùn)動(dòng)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(yùn)動(dòng)、抗阻運(yùn)動(dòng)等均對(duì)高血壓病有益。

        2 研究方法

        2.1 文獻(xiàn)檢索

        采用計(jì)算機(jī)檢索,分別以主題詞、自由詞以及主題詞+自由詞對(duì)多個(gè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)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(yùn)動(dòng);英文主題詞包括:hypertension、middle-aged and elderly、exercise、middle-aged、old people,檢索時(shí)間為1998年至今。

        2.2 納入和排除標(biāo)準(zhǔn)

        2.2.1 納入標(biāo)準(zhǔn)

        1)已公開發(fā)表的關(guān)于患有高血壓的中老年人群在運(yùn)動(dòng)干預(yù)的情況下相關(guān)性的隨機(jī)試驗(yàn)研究,納入病例均為隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn);2)高血壓病患者,不針對(duì)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(xiàn)中的研究對(duì)象均符合高血壓診斷標(biāo)準(zhǔn)[7];4)文獻(xiàn)質(zhì)量高且數(shù)據(jù)真實(shí)有效并完整。

        2.2.2 排除標(biāo)準(zhǔn)

        1)質(zhì)量差、文章篇幅短小不全而無法使用的文獻(xiàn);2)重復(fù)或存在明顯抄襲、數(shù)據(jù)造假的文獻(xiàn);3)綜述類、系統(tǒng)評(píng)價(jià)、動(dòng)物實(shí)驗(yàn)、本身為meta分析等總結(jié)類的文獻(xiàn);4)無法獲取全文或無法提取有效數(shù)據(jù)的文獻(xiàn)。5)干預(yù)實(shí)驗(yàn)不嚴(yán)謹(jǐn)且存在偏倚的文獻(xiàn)。

        2.3 文獻(xiàn)篩選以及質(zhì)量評(píng)估

        將數(shù)據(jù)庫檢索到的5877篇文章,先通過NoteExpress軟件進(jìn)行篩選,在去重后,瀏覽論文標(biāo)題、摘要實(shí)行二次篩選,在這過程排除標(biāo)準(zhǔn)和納入標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行文獻(xiàn)的篩除和選擇。最終確定納入研究的文獻(xiàn)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(duì)文章進(jìn)行深度閱覽,并根據(jù)文獻(xiàn)納入

        與排除標(biāo)準(zhǔn)再次進(jìn)行篩取,最后納入文獻(xiàn)14篇。將最后納入的14篇文獻(xiàn)交給導(dǎo)師進(jìn)行質(zhì)量評(píng)估,再將質(zhì)量評(píng)估的結(jié)果運(yùn)用Cochrane風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估量表對(duì)納入的研究文獻(xiàn)實(shí)施質(zhì)量評(píng)估。該評(píng)分量表為6分制,得分1~2分表示文獻(xiàn)質(zhì)量較低,得分3~6分表示文獻(xiàn)質(zhì)量較高,如有分歧由第三方進(jìn)行評(píng)分,最后取3名研究員質(zhì)量評(píng)分的平均分。風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估圖如圖2、圖3所示。

        圖2 風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估圖匯總圖

        圖3 風(fēng)險(xiǎn)評(píng)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(xiàn),共14篇文獻(xiàn)納入Meta分析。納入文獻(xiàn)的基本情況,結(jié)局指標(biāo)均為血脂四項(xiàng)——TC、TG、HDL-C、LDL-C,如表1所示:

        表1 納入文獻(xiàn)基本情況

        2.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

        對(duì)納入文獻(xiàn)提取的信息,通過Review Manage5.3軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)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(shí),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(shí),則都有異質(zhì))。若文獻(xiàn)間有異質(zhì)性,就采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析,并選取標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差(SMD),以及計(jì)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(yàn)。

        3 Meta研究結(jié)果與分析

        3.1 運(yùn)動(dòng)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(yàn)

        本研究所納入的14篇文獻(xiàn),通過異質(zhì)性檢驗(yàn),I2=62%>50%,且Q檢驗(yàn)的P<0.1,這表示此次選入的文獻(xiàn)他們中間存在異質(zhì)性,選取隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)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(yùn)動(dòng)干預(yù)的方式不一樣。所以對(duì)于整體14篇文獻(xiàn),選擇隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta分析。根據(jù)隨機(jī)效應(yīng)得出的分析結(jié)果表明,試驗(yàn)組的TC值比對(duì)照組的TC指標(biāo)低0.56,以及具低的程度具有統(tǒng)計(jì)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(xiàn)因?yàn)槠溥\(yùn)動(dòng)的環(huán)境有特定的限制,在含負(fù)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(xiàn)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(xiàn)。剔除這篇文獻(xiàn)后,異質(zhì)性檢驗(yàn),I2=53%>50%,且Q檢驗(yàn)的P<0.1,還是存在異質(zhì)性,所以后續(xù)會(huì)進(jìn)行亞組分析。

        再次進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn),選擇隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta分析,如圖4所示:

        圖4 TC的隨機(jī)效應(yīng)模型森林圖(剔除文獻(xiàn)后)

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

        3.1.3 TC-亞組分析

        按照運(yùn)動(dòng)干預(yù)方式(現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng),傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng))將13篇文獻(xiàn)劃分成兩組,分別進(jìn)行meta分析異質(zhì)性檢測(cè)顯示I2=91.8%>50%,且Q檢驗(yàn)的P<0.1,可看出兩個(gè)組別之間的異質(zhì)性極強(qiáng),達(dá)到了高度異質(zhì),意味著不同的運(yùn)動(dòng)干預(yù)方式的選擇在很大程度上會(huì)影響meta分析結(jié)果。其中,傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)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(yàn)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(yùn)動(dòng)干預(yù)文獻(xiàn)的結(jié)果,效應(yīng)量達(dá)到了-0.76,且顯著(z=7.74,p<0.05),即將達(dá)到大效應(yīng)量,意味著傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)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(yùn)動(dòng)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(yàn)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(yùn)動(dòng)干預(yù)文獻(xiàn)的結(jié)果,效應(yīng)量達(dá)到了-0.30,且顯著(z=7.46,p<0.05),達(dá)到中等效應(yīng)量,意味著現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)中老年高血壓TC指標(biāo)有明顯改善。

        3.1.4 TC-偏倚檢驗(yàn)

        按照亞組進(jìn)行偏倚檢驗(yàn),繪制漏斗圖,如圖5:

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

        根據(jù)上圖可以看出漏斗圖基本對(duì)稱,而經(jīng)過偏倚檢驗(yàn)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(xiàn)不存在發(fā)表偏倚。

        3.2 運(yùn)動(dòng)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(yàn)

        本研究所納入的14篇文獻(xiàn),通過異質(zhì)性檢驗(yàn),I2=82%>50%,且Q檢驗(yàn)的P<0.1,這表示此次選入的文獻(xiàn)他們中間存在很強(qiáng)的異質(zhì)性,選取隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)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(yùn)動(dòng)干預(yù)方式的差異。所以對(duì)于整體14篇文獻(xiàn),選擇隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta分析。結(jié)果表明,試驗(yàn)組的TG值比對(duì)照組的TG值低0.60,以及具低的程度具有統(tǒng)計(jì)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(xiàn)其異質(zhì)性偏大,所以直接剔除這篇文獻(xiàn),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(xiàn)后,經(jīng)異質(zhì)性檢驗(yàn),I2=71%>50%,且Q檢驗(yàn)的P<0.1,仍然存在異質(zhì)性,所以會(huì)按照運(yùn)動(dòng)干預(yù)方式分類進(jìn)行亞組分析。

        再次進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn),選擇隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta分析,如圖6所示:

        圖6 TG的隨機(jī)效應(yīng)模型森林圖(剔除文獻(xiàn)后)

        結(jié)果表明,試驗(yàn)組的TG值比對(duì)照組的TG值低0.64,以及具低的程度具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,P<0.05。

        3.2.3 TG-亞組分析

        按照運(yùn)動(dòng)干預(yù)方式(現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng),傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng))將12篇文獻(xiàn)劃分成兩組,分別進(jìn)行meta分析經(jīng)異質(zhì)性檢測(cè)顯示I2=94.6%>50%,且Q檢驗(yàn)的P<0.1,可看出兩個(gè)組別之間的異質(zhì)性極強(qiáng),達(dá)到了高度異質(zhì),意味著不同的運(yùn)動(dòng)干預(yù)方式的選擇在很大程度上會(huì)影響meta分析結(jié)果。其中,現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng)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(yàn)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(yùn)動(dòng)干預(yù)文獻(xiàn)的結(jié)果,效應(yīng)量達(dá)到了-0.16,且顯著(z=1.02,p<0.05),達(dá)到低等效應(yīng)量,意味著現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)在小程度上影響了中老年高血壓病人TG指標(biāo),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(yùn)動(dòng)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(yàn)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(yùn)動(dòng)干預(yù)文獻(xiàn)的結(jié)果,效應(yīng)量達(dá)到了-0.96,且顯著(z=10.19,p<0.05),達(dá)到大效應(yīng)量,意味著傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)中老年高血壓TG指標(biāo)有顯著的改善。

        3.2.4 TG-偏倚檢驗(yàn)

        按照亞組進(jìn)行偏倚檢驗(yàn),繪制漏斗圖,如圖7所示:

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

        根據(jù)上圖可以看出漏斗圖基本對(duì)稱,而經(jīng)過偏倚檢驗(yàn)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(xiàn)不存在發(fā)表偏倚。

        3.3 運(yùn)動(dòng)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(yàn)

        本研究所納入的14篇文獻(xiàn),通過異質(zhì)性檢驗(yàn),I2=64%>50%,且Q檢驗(yàn)的P<0.1,這表示此次選入的文獻(xiàn)他們中間存在異質(zhì)性,選取隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)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(duì)于整體14篇文獻(xiàn),選擇隨機(jī)效應(yīng)做meta分析,結(jié)果:根據(jù)隨機(jī)效應(yīng)得出的分析結(jié)果表明,試驗(yàn)組的HDL-C值比對(duì)照組的HDL-C值高0.54,以及具低的程度具有統(tǒng)計(jì)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(xiàn)其異質(zhì)性偏大,所以直接剔除這篇文獻(xiàn),剔除這篇文獻(xiàn)后,經(jīng)異質(zhì)性檢驗(yàn),I2=57%>50%,且Q檢驗(yàn)的P<0.1,仍然存在異質(zhì)性,所以會(huì)根據(jù)周鍛煉頻率分類做亞組分析。

        再次進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn),結(jié)果如圖8所示:

        圖8 HDL-C的隨機(jī)效應(yīng)模型森林圖(剔除文獻(xiàn)后)

        結(jié)果表明,試驗(yàn)組的HDL-C值比對(duì)照組的HDL-C值高0.49,以及具低的程度具有統(tǒng)計(jì)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(xiàn)劃分成三組,分別進(jìn)行meta分析經(jīng)異質(zhì)性檢測(cè)顯示I2=92.8%>50%,且Q檢驗(yàn)的P<0.1,可看出三個(gè)組別之間的異質(zhì)性極強(qiáng),達(dá)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(huì)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(yàn)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(xiàn)的結(jié)果,效應(yīng)量達(dá)到了0.04,且顯著(z=1.05,p<0.05),達(dá)到小效應(yīng)量,意味著鍛煉周頻率次數(shù)少的對(duì)中老年高血壓血脂指標(biāo)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(yàn)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(xiàn)的結(jié)果,效應(yīng)量達(dá)到了0.25,且顯著(z=6.91,p<0.05),達(dá)到中等效應(yīng)量,意味著鍛煉周頻率4次對(duì)提高中老年高血壓血脂指標(biāo)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(yàn)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(xiàn)結(jié)果,效應(yīng)量達(dá)到了0.23,且顯著(z=6.49,p<0.05),達(dá)到了中等效應(yīng)量,意味著鍛煉周頻率>4次對(duì)提高中老年高血壓血脂指標(biāo)中HDL-C的影響較大,是有益的。

        3.3.4 HDL-C-偏倚檢驗(yàn)

        按照亞組進(jìn)行偏倚檢驗(yàn),繪制漏斗圖,如圖9所示:

        圖9 HDL-C的偏倚檢測(cè)

        根據(jù)上圖可以看出漏斗圖基本對(duì)稱而經(jīng)過偏倚檢驗(yàn)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(xiàn)不存在發(fā)表偏倚。

        3.4 運(yùn)動(dòng)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(yàn)

        本研究所納入的14篇文獻(xiàn),通過異質(zhì)性檢驗(yàn),I2=78%>50%,且Q檢驗(yàn)的P<0.1,這表示此次選入的文獻(xiàn)他們中間存在較強(qiáng)的異質(zhì)性,選取隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta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)性的來源為運(yùn)動(dòng)干預(yù)的方式的差異。所以對(duì)于整體14篇文獻(xiàn),選擇隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta分析。根據(jù)隨機(jī)效應(yīng)得出的分析結(jié)果表明,試驗(yàn)組的LDL-C值比對(duì)照組的LDL-C值低0.53,以及具低的程度具有統(tǒng)計(jì)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(xiàn)其異質(zhì)性偏大,所以直接剔除這篇文獻(xiàn)。剔除這篇文獻(xiàn)后,經(jīng)異質(zhì)性檢驗(yàn),I2=41%<50%,但Q檢驗(yàn)的P=0.05<0.1,仍然存在異質(zhì)性,所以會(huì)按照運(yùn)動(dòng)干預(yù)的方式分類進(jìn)行亞組分析。

        再次進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn),選擇隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行meta分析,如圖10所示:

        圖10 LDL-C的隨機(jī)效應(yīng)模型森林圖(剔除文獻(xiàn)后)

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

        3.4.3 LDL-C-亞組分析

        按照運(yùn)動(dòng)干預(yù)方式(現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng),傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng))將13篇文獻(xiàn)劃分成兩組,分別進(jìn)行meta分析,經(jīng)異質(zhì)性檢測(cè)顯示I2=86%>50%,且Q檢驗(yàn)的P<0.1,可看出兩個(gè)組別之間的異質(zhì)性極強(qiáng),達(dá)到了高度異質(zhì),意味著不同的運(yùn)動(dòng)干預(yù)方式的選擇在很大程度上會(huì)影響meta分析結(jié)果。其中,現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng)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(yàn)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(yùn)動(dòng)干預(yù)文獻(xiàn)的結(jié)果,效應(yīng)量達(dá)到了-0.17,且顯著(z=1.55,p<0.05),達(dá)到低等效應(yīng)量,意味著現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)在小程度上影響了中老年高血壓病人LDL-C指標(biāo),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(yùn)動(dòng)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(yàn)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(yùn)動(dòng)干預(yù)文獻(xiàn)的結(jié)果,效應(yīng)量達(dá)到了-0.56,且顯著(z=5.86,p<0.05),達(dá)到中等效應(yīng)量,意味著傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)中老年高血壓LDL-C指標(biāo)有明顯的改善。

        3.4.4 LDL-C-偏倚檢驗(yàn)

        按照亞組進(jìn)行偏倚檢驗(yàn),繪制漏斗圖,如圖11所示:

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

        根據(jù)上圖可以看出漏斗圖基本對(duì)稱,而經(jīng)過偏倚檢驗(yàn)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(xiàn)不存在發(fā)表偏倚。

        4 討論與分析

        4.1 運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)中老年高血壓患者血脂的影響

        大量研究證實(shí)[22-23],長(zhǎng)期的有氧運(yùn)動(dòng)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(xiǎn)。即運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)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(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)中老年人的血脂指標(biāo)有影響,其中,運(yùn)動(dòng)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(biāo)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(xiàn)中,主要通過血脂的四個(gè)生化指標(biāo)來判斷運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)中老年高血壓的影響。由于在進(jìn)行Meta分析異質(zhì)性檢測(cè)時(shí),四項(xiàng)指標(biāo)的異質(zhì)性都很強(qiáng),所以通過敏感性分析后,又進(jìn)行了亞組分析來探究異質(zhì)性的來源。

        4.2 不同運(yùn)動(dòng)干預(yù)方式對(duì)中老年高血壓患者血脂的影響

        不同的運(yùn)動(dòng)干預(yù)方式對(duì)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(yùn)動(dòng)干預(yù)方式對(duì)中老年高血壓患者TC指標(biāo)的影響不同,且傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)比現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)中老年人高血壓在血脂TC指標(biāo)上更有效;(2)不同的運(yùn)動(dòng)干預(yù)形式于中老年高血壓患者LDL-C指標(biāo)起的作用也不同,且傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)比現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)受試者在LDL-C指標(biāo)上更有效;(3)不同的運(yùn)動(dòng)干預(yù)形式對(duì)受試者TG指標(biāo)的影響不同,且傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)比現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)中老年人高血壓在血脂TG指標(biāo)上更有效。通過對(duì)不同運(yùn)動(dòng)方式的分類(現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng),傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)),可以看出傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年高血壓血脂指標(biāo)TC、TG、LDL-C積極作用更大,而現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng)有積極影響但不如傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)。傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)動(dòng)作柔和,姿勢(shì)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(qiáng)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(yùn)動(dòng)中包含抗阻、器械運(yùn)動(dòng),強(qiáng)度較傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)略強(qiáng),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(duì)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(duì)中老年人高血壓的血脂指標(biāo)中的HDL-C有影響,且不同的鍛煉周頻率對(duì)中老年人高血壓患者的HDL-C指標(biāo)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(yùn)動(dòng)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(yùn)動(dòng)干預(yù)效果不顯著,鍛煉周頻率太高,運(yùn)動(dòng)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(yùn)動(dòng)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(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)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(yùn)動(dòng)干預(yù)方式對(duì)中老年人高血壓的影響不同,傳統(tǒng)養(yǎng)生運(yùn)動(dòng)比現(xiàn)代有氧運(yùn)動(dòng)在血脂指標(biāo)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(biāo)。

        3.運(yùn)動(dòng)干預(yù)可以作為防治中老年高血壓的有效手段。

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