袁瑞,樊騰龍,李子頤,呂全軍

(1.上海理工大學(xué) 體育教學(xué)部,上海 200093;2.韓國(guó)啟明大學(xué) 體育學(xué)院,大邱 42601,韓國(guó);3.鄭州大學(xué) 體育學(xué)院(校本部),鄭州 450001;4.韓國(guó)全州大學(xué) 體育學(xué)院,全州 55069,韓國(guó);5.鄭州大學(xué)第一附屬醫(yī)院,鄭州 450052)

近年來(lái)研究發(fā)現(xiàn),高收入國(guó)家糖尿病患者的死亡率正在下降,但由于人口結(jié)構(gòu)和生活方式的不同,糖尿病對(duì)社會(huì)的影響仍在增加[1].心血管風(fēng)險(xiǎn)在成人糖尿病患者群體中遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于非糖尿病患者,動(dòng)脈粥樣硬化性心血管疾病也是導(dǎo)致2型糖尿病患者(T2DM)死亡和殘疾的主要原因[2].動(dòng)脈粥樣硬化的主要指標(biāo)有甘油三酯(TG),高密度脂蛋白膽固醇(HDL)和低密度脂蛋白膽固醇(LDL),在2型糖尿病人群中TG、LDL對(duì)動(dòng)脈粥樣硬化性心血管疾病的預(yù)測(cè)作用也超過(guò)了血紅蛋白(HbA1c)[3].因此,監(jiān)控T2DM患者的血脂水平對(duì)于T2DM患者維持健康水平非常重要.在非糖尿病患者中,抗阻運(yùn)動(dòng)已被證明可以降低血脂并對(duì)心血管疾病有保護(hù)作用[4],抗阻運(yùn)動(dòng)也被認(rèn)為是和飲食、藥物一樣,被推薦為治療T2DM患者的手段.由于抗阻運(yùn)動(dòng)自身的低成本性,區(qū)別于有氧運(yùn)動(dòng)的特殊性和非藥理學(xué)的治療本質(zhì),其在T2DM患者和醫(yī)護(hù)群體中很受歡迎[5].

抗阻訓(xùn)練對(duì)2型糖尿病血脂水平影響的RCT實(shí)驗(yàn)有很多,但是Meta分析類文章卻不多,關(guān)于抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者治療效果的Meta分析更多地將重心放在血紅蛋白方面.雖然血紅蛋白含量是判定2型糖尿病患者的重要指標(biāo)[6],但血脂水平作為糖尿病患者心血管風(fēng)險(xiǎn)的重要指標(biāo)是2型糖尿病患者死亡和殘疾的潛在危險(xiǎn)因素[7].2014年的一項(xiàng)相關(guān)研究中由于納入研究異質(zhì)性過(guò)高,只進(jìn)行了描述性分析,沒(méi)有合并效應(yīng)量進(jìn)行后續(xù)的Meta分析[8].本研究選擇更加全面的文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(kù)、更科學(xué)的文獻(xiàn)搜集策略,本研究的異質(zhì)性檢驗(yàn)I2<50%、P>0.1,滿足Meta分析的要求,研究在PROSPERO平臺(tái)注冊(cè)(注冊(cè)編號(hào):CRD42022337345).

1 方 法

1.1 數(shù)據(jù)源和檢索策略

研究在PRISMA聲明指導(dǎo)下,通過(guò)對(duì)PubMed,EMBASE,EBSCO host,Cochrane Library,WOS,Scopus數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行檢索,檢索截止日期為2022-04-05.檢索策略采用數(shù)據(jù)庫(kù)提供的主題詞與自由詞結(jié)合的檢索策略,WOS數(shù)據(jù)庫(kù)的檢索策略:(TS=(non insulin dependent diabetes mellitus)OR TS=(Diabetes Mellitus Type 2))AND(TS=(resistance training)OR TS=(resistance exercise))AND TS=(randomized controlled trials),詳細(xì)的檢索策略見(jiàn)附表Ⅰ.將6個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)檢索到的文獻(xiàn)下載導(dǎo)入Endnote X9,在Endnote里進(jìn)行重復(fù)文獻(xiàn)的自動(dòng)和手動(dòng)刪除.剩余的文獻(xiàn)由2名人員單獨(dú)進(jìn)行篩選.

1.2 納入和排除標(biāo)準(zhǔn)

1.2.1納入標(biāo)準(zhǔn)

①研究類型為隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn),語(yǔ)種為英文;②研究對(duì)象為年齡大于等于17歲的2型糖尿病患者;③干預(yù)組包含只采取抗阻訓(xùn)練干預(yù)措施的干預(yù)組,對(duì)照組為未進(jìn)行任何訓(xùn)練或只進(jìn)行拉伸運(yùn)動(dòng);④結(jié)果指標(biāo)包含TG,TC,HDL,LDL至少一個(gè)指標(biāo).

1.2.2排除標(biāo)準(zhǔn)

①隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)的干預(yù)周期小于8周;②研究對(duì)象除了患有2型糖尿病外還有其他疾病(例如:代謝綜合征)或者還包括正常人群;③結(jié)局指標(biāo)沒(méi)有以M±SD或者M(jìn)±SE的形式在論文中展示,或者沒(méi)有結(jié)局指標(biāo)并且數(shù)據(jù)指標(biāo)索取無(wú)果;④重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn).

1.3 數(shù)據(jù)的提取和文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)估

所有納入的研究均為報(bào)告TG,TC,HDL,LDL在基線水平存在顯著差異,因此數(shù)據(jù)提取只提取試驗(yàn)后的數(shù)據(jù).2名研究人員用EXCEL對(duì)納入的文獻(xiàn)進(jìn)行數(shù)據(jù)提取,用統(tǒng)一的表格提取相關(guān)數(shù)據(jù),最后對(duì)異樣數(shù)據(jù)進(jìn)行復(fù)核,如遇到分歧則重新查閱資料進(jìn)行驗(yàn)證.主要提取數(shù)據(jù):①文獻(xiàn)的基本信息,如作者、國(guó)家、發(fā)表年份、干預(yù)組和對(duì)照組的人數(shù)、參與人群的特征等;②抗阻訓(xùn)練計(jì)劃,訓(xùn)練持續(xù)時(shí)間、訓(xùn)練強(qiáng)度、訓(xùn)練頻率、訓(xùn)練是否受監(jiān)督等;③TG,TC,HDL,LDL的數(shù)據(jù)指標(biāo).

采用RoB2 tools進(jìn)行文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)估,對(duì)隨機(jī)過(guò)程、偏離預(yù)期干預(yù)措施、缺失的結(jié)果數(shù)據(jù)、結(jié)果的測(cè)量、選擇結(jié)果報(bào)告5個(gè)方面進(jìn)行評(píng)估,評(píng)估結(jié)果有低風(fēng)險(xiǎn)、一些問(wèn)題、高風(fēng)險(xiǎn)(5個(gè)方面有1方面是高風(fēng)險(xiǎn)則該文獻(xiàn)的評(píng)估結(jié)果即為高風(fēng)險(xiǎn)).

1.4 抗阻運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的劃分

根據(jù)美國(guó)運(yùn)動(dòng)醫(yī)學(xué)會(huì)ACSM對(duì)抗阻運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的劃分將納入的干預(yù)手段分為中低強(qiáng)度抵抗訓(xùn)練(20%～75%的1RM)和高強(qiáng)度抵抗訓(xùn)練(75%～100%的1RM)[9].其中最大重復(fù)次數(shù)的強(qiáng)度表示方式按照MICHAEL CLARK研發(fā)的“Repetition Percentages of 1RM”進(jìn)行換算,將換算后的基于1RM的單位為百分?jǐn)?shù)的強(qiáng)度數(shù)值代入對(duì)應(yīng)的研究[10].對(duì)于漸進(jìn)性抵抗訓(xùn)練的訓(xùn)練強(qiáng)度根據(jù)不同強(qiáng)度的持續(xù)時(shí)間作為權(quán)重取平均值.

1.5 數(shù)據(jù)分析

采用R Version 4.1.3進(jìn)行Meta分析,收錄整理后的數(shù)據(jù)格式為單位相同的連續(xù)型數(shù)據(jù),采用加權(quán)均屬差MD,95%置信區(qū)間CI作為效應(yīng)量指標(biāo),研究的異質(zhì)性評(píng)價(jià)指標(biāo)為I2和Q檢驗(yàn)的P值,I2<50、P>0.1則說(shuō)明納入的研究之間不存在異質(zhì)性,采用固定效應(yīng)模型;I2≥50%或者P≤0.1則稱研究納入的實(shí)驗(yàn)存在異質(zhì)性,采用隨機(jī)效應(yīng)模型;I2≥75%則差異性顯著需要慎重考慮是否采用Meta分析.采用Egger檢驗(yàn)的P值來(lái)判定研究納入的實(shí)驗(yàn)是否存在發(fā)表偏移,P>0.05說(shuō)明不存在發(fā)表偏移,通過(guò)漏斗圖的形式展示發(fā)表偏倚的結(jié)果.研究針對(duì)TG,HDL,LDL,TC 4項(xiàng)血脂指標(biāo)按照抗阻運(yùn)動(dòng)的強(qiáng)度進(jìn)行亞組分析.

2 結(jié)果與分析

2.1 文獻(xiàn)檢索

截止時(shí)間2022年4月5日,主題詞加自由詞檢索共檢索到文獻(xiàn)19 812篇,篩選出隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)相關(guān)文獻(xiàn)1 319篇.剔除重復(fù)隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)類文獻(xiàn)464篇,剩余文獻(xiàn)855篇.閱讀題目和摘要篩選出文獻(xiàn)233篇,進(jìn)行全文閱讀,其中剔除研究對(duì)象包含2型糖尿病但不全是2型糖尿病的文獻(xiàn)、對(duì)照組進(jìn)行了非拉伸的文獻(xiàn),沒(méi)有干預(yù)組進(jìn)行單獨(dú)的抵抗性運(yùn)動(dòng)的文獻(xiàn),其中試驗(yàn)周期較短的6篇,語(yǔ)言排除3篇.最終16篇文獻(xiàn)[11-26]被納入Meta分析.

2.2 納入文獻(xiàn)的質(zhì)量評(píng)估

采用RoB2 tool進(jìn)行納入文獻(xiàn)的質(zhì)量評(píng)估:兩個(gè)研究被排除,一項(xiàng)研究因?yàn)檠軋D像采集或血樣儲(chǔ)存中的技術(shù)問(wèn)題導(dǎo)致五位參與者被排除在最終結(jié)果之外,文獻(xiàn)評(píng)估質(zhì)量結(jié)果為高風(fēng)險(xiǎn)[25];另外一項(xiàng)研究因?yàn)榻Y(jié)果數(shù)據(jù)丟失嚴(yán)重導(dǎo)致最終的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組人數(shù)相差較大,文獻(xiàn)評(píng)估質(zhì)量結(jié)果為高風(fēng)險(xiǎn)[26].所有納入文獻(xiàn)的質(zhì)量評(píng)估信息見(jiàn)附表Ⅰ.

2.3 納入文獻(xiàn)的特點(diǎn)

納入14項(xiàng)隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn),隨機(jī)試驗(yàn)參與者來(lái)自中國(guó)、美國(guó)、英國(guó)、印度、巴西、加拿大、希臘、斯里蘭卡.其中納入TG研究(13篇)的有575名參與者,實(shí)驗(yàn)組284人,對(duì)照組291人;納入TC研究(11篇)的有366人,其中實(shí)驗(yàn)組179人,對(duì)照組187人;納入HDL研究(13篇)的共有505人,其中實(shí)驗(yàn)組247人,對(duì)照組258人;納入LDL研究(11篇)有464人,其中實(shí)驗(yàn)組227人,對(duì)照組237人.納入TG的研究包含了TC,HDL,LDL的相關(guān)研究.詳細(xì)信息見(jiàn)附表Ⅰ.

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者TG影響的強(qiáng)度亞組分析

在抗阻訓(xùn)練強(qiáng)度對(duì)T2DM患者TG影響的Meta分析中共納入13項(xiàng)研究(圖1),實(shí)驗(yàn)組人數(shù)284人,對(duì)照組人數(shù)291人,共計(jì)575人.其中8項(xiàng)研究的抗阻訓(xùn)練強(qiáng)度為高強(qiáng)度,5項(xiàng)研究的抗阻訓(xùn)練強(qiáng)度為中低強(qiáng)度.異質(zhì)性檢驗(yàn)I2均小于50%,因此選擇固定效應(yīng)模型(fixed effect).高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者TG影響的效應(yīng)值MD=-0.22,95%置信區(qū)間[-0.40;-0.03],測(cè)試整體效果P=0.02<0.05;中低強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者TG影響的效應(yīng)值MD=-0.29,95%置信區(qū)間[-0.51;-0.06],測(cè)試整體效果P=0.01<0.05.總的效應(yīng)值MD=-0.25,95%置信區(qū)間[-0.39;-0.10],測(cè)試整體效果P<0.01.

2.4.2抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者TC影響的強(qiáng)度亞組分析

在抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者TC影響的Meta分析中共納入11項(xiàng)研究(圖2),實(shí)驗(yàn)組人數(shù)179人,對(duì)照組人數(shù)187人,共計(jì)366人.其中5項(xiàng)研究的抗阻訓(xùn)練強(qiáng)度為高強(qiáng)度,6項(xiàng)研究的抗阻訓(xùn)練強(qiáng)度為中低強(qiáng)度.異質(zhì)性檢驗(yàn)I2值均低于50%,因此都選擇固定效應(yīng)模型.高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者TC指標(biāo)的影響效應(yīng)值MD=-0.5,95%的置信區(qū)間為[-0.60,-0.09],測(cè)試整體效果P<0.01;中低強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者TC指標(biāo)影響的效應(yīng)MD=-0.23,95%置信區(qū)間[-0.55,-0.08],測(cè)試整體效果P=0.14>0.05;抗阻訓(xùn)練對(duì)TC指標(biāo)影響的效應(yīng)值MD=-0.30,95%置信區(qū)間[-0.50,-0.11],測(cè)試整體效果P<0.01.

2.4.3抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者HDL指標(biāo)影響的強(qiáng)度亞組分析

抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者HDL水平影響的Meta分析中共納入13項(xiàng)研究(圖3),其中實(shí)驗(yàn)組人數(shù)247人,對(duì)照組人數(shù)258人,共計(jì)505人.總體異質(zhì)性I2=31%,但是在亞組高強(qiáng)度中I2=54%,因此效應(yīng)模型選擇方面,高強(qiáng)度亞組分析選擇隨機(jī)效應(yīng)模型,低強(qiáng)度亞組分析選擇固定效應(yīng)模型,最后總的整體評(píng)價(jià)選擇固定效應(yīng)模型.高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者HDL水平影響的效應(yīng)值MD=0.02,95%置信區(qū)間[-0.09,0.13],測(cè)試整體效果P=0.68>0.05;中低強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者HDL水平影響的效應(yīng)值MD=-0.09,95%置信區(qū)間[-0.17,-0.01],測(cè)試整體效果P=0.03<0.05;抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者HDL水平影響的效應(yīng)值MD=-0.04,95%置信區(qū)間[-0.17,-0.01],測(cè)試整體效果P=0.18>0.05.

2.4.4抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者LDL指標(biāo)影響的強(qiáng)度亞組分析

抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者LDL影響的Meta分析共納入11項(xiàng)研究(圖4),其中實(shí)驗(yàn)組227人,對(duì)照組237人,共計(jì)464人.其中高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練研究5項(xiàng),中低強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練6項(xiàng),異質(zhì)性檢驗(yàn)I2均<50%,因此選擇固定效應(yīng)模型.高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者LDL水平影響的效應(yīng)值MD=-0.24,95%置信區(qū)間[-0.42,-0.07],測(cè)試整體效果P<0.01;中低強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者LDL水平影響的效應(yīng)值MD=-0.02,95%置信區(qū)間[-0.29,0.24],測(cè)試整體效果P=0.87>0.05;抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者LDL水平影響的效應(yīng)值MD=-0.18,95%置信區(qū)間[-0.32,-0.03],測(cè)試整體效果P=0.02<0.05.

2.4.5發(fā)表偏移分析

圖5所示的漏斗圖表明4個(gè)漏斗圖在視覺(jué)和統(tǒng)計(jì)學(xué)上都不存在顯著的不對(duì)稱(Egger's檢驗(yàn)P值均大于0.05),說(shuō)明納入抗阻訓(xùn)練強(qiáng)度對(duì)T2DM患者TG,TC,HDL,LDL的研究均不存在發(fā)表偏移,Meta分析的結(jié)果相對(duì)可靠.

2.4.6抗阻訓(xùn)練強(qiáng)度對(duì)T2DM患者血脂指標(biāo)可能的影響結(jié)果

綜合結(jié)果顯示經(jīng)過(guò)一段時(shí)間的抗阻訓(xùn)練可降低T2DM患者TG,TC,LDL水平,在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組差異顯著.亞組分析中高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練和中低強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練均可降低T2DM患者的TG水平,且效果均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性,中低強(qiáng)度訓(xùn)練在TG的治療效果略優(yōu)于高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練.

對(duì)TC指標(biāo)的治療效果在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上也具有顯著性.在亞組分析中,雖然高強(qiáng)度和中低強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練最后的合并效應(yīng)值和對(duì)照組比較均降低了,但是高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練治療效果具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性;而中低強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練治療效果不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性.

對(duì)HDL指標(biāo)的治療效果來(lái)看,綜合效應(yīng)值為正值說(shuō)明抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者具備治療效果,但是這種治療效果不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性;在亞組分析中,高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者HDL指標(biāo)引起的差異同樣不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性;中低強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練引起T2DM患者HDL指標(biāo)下降,且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性,因此可以說(shuō)相對(duì)于中低強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練而言高強(qiáng)度的抗阻訓(xùn)練可以減緩血脂中HDL含量減少的趨勢(shì).

對(duì)LDL指標(biāo)的治療效果方面,抗阻訓(xùn)練具備治療效果(MD=-0.18)且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性,在亞組分析中,高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者LDL水平具有治療效果,且治療效果具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性,中低強(qiáng)度的抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者LDL水平具有治療效果,但是這種治療效果不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性.

綜上,抗阻訓(xùn)練對(duì)于T2DM患者的TG,TC,LDL具有治療效果,經(jīng)過(guò)一段時(shí)間的抗阻訓(xùn)練T2DM患者的4種血脂指標(biāo)均有所下降,但是HDL 是一種抗動(dòng)脈粥樣硬化的脂蛋白,是冠心病的保護(hù)因子,俗稱“血管清道夫”[27].提高HDL含量才是想要的治療效果,在進(jìn)一步的亞組分析中發(fā)現(xiàn)高強(qiáng)度的抗阻訓(xùn)練相對(duì)于中低強(qiáng)度的抗阻訓(xùn)練對(duì)于提高HDL含量更有意義.高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練在針對(duì)T2DM患者降低LDL和TC指標(biāo)方面也優(yōu)于中低強(qiáng)度的抵抗性訓(xùn)練.中低強(qiáng)度的抗阻訓(xùn)練在降低T2DM患者的TG指標(biāo)方面優(yōu)于高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練的治療效果,但是在降低T2DM患者LDL指標(biāo)方面具備輕微的治療效果,這種治療效果不具備統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性.漏斗圖不存在顯著的不對(duì)稱也說(shuō)明Meta分析結(jié)果是比較可靠的.

納入文獻(xiàn)的Meta分析表明抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者降低TG,TC,LDL含量具有一定作用,對(duì)提升HDL含量的作用不明顯.相對(duì)而言高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練的治療水平上要優(yōu)于中低強(qiáng)度的抗阻訓(xùn)練,在針對(duì)需要降低TG含量指標(biāo)的T2DM患者來(lái)說(shuō)中低強(qiáng)度的抗阻訓(xùn)練無(wú)疑是預(yù)防心血管疾病的更好方式.

3 討 論

T2DM患者的運(yùn)動(dòng)輔助療法有很多,其中有氧訓(xùn)練和抗阻訓(xùn)練也是最受關(guān)注的兩種手段.有氧訓(xùn)練例如慢跑、快走、騎自行車等需要大量的肌肉參與才能完成,同時(shí)還需要較長(zhǎng)的時(shí)間,抗阻訓(xùn)練相對(duì)而言具有自身獨(dú)有的優(yōu)勢(shì),首先抗阻訓(xùn)練不需要大量的肌肉參與,其次抗阻訓(xùn)練可在短時(shí)間內(nèi)達(dá)到一定的訓(xùn)練強(qiáng)度[28],并且抗阻訓(xùn)練尤其在針對(duì)需要住院治療、伴隨有殘疾、外傷等狀況的T2DM患者更具有有氧運(yùn)動(dòng)所不具有的優(yōu)勢(shì)[29].抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者血紅蛋白、胰島素等血糖控制已經(jīng)得到了驗(yàn)證[30],以及體重、皮下脂肪、力量功能、血管功能、內(nèi)皮功能等均有相關(guān)研究,但是關(guān)于抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者血脂水平影響的綜述類文章相對(duì)還較少.系統(tǒng)評(píng)價(jià)不同強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)T2DM患者血脂水平影響對(duì)Meta分析還沒(méi)有,因此本研究一定程度上彌補(bǔ)了運(yùn)動(dòng)干預(yù)治療2型糖尿病研究的不足.

已有研究認(rèn)為相對(duì)于有氧運(yùn)動(dòng)而言抵抗性運(yùn)動(dòng)對(duì)T2DM患者的HDL含量指標(biāo)提高沒(méi)有效果,對(duì)TG,TC,LDL降低具有效果[11].本研究在擴(kuò)展前人研究的同時(shí)也彌補(bǔ)了該領(lǐng)域缺乏亞組分析的不足,研究結(jié)果從實(shí)用的角度為醫(yī)療保健專業(yè)人員(如醫(yī)生、陪護(hù)人員)在選擇抗阻訓(xùn)練作為T2DM患者預(yù)防心血管疾病的輔助治療手段時(shí)提供了幫助.本研究首次提出:相對(duì)于中低強(qiáng)度的抗阻訓(xùn)練,高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練對(duì)2型糖尿病患者的治療效果更好;在保證安全的前提下,T2DM患者抗阻訓(xùn)練強(qiáng)度選擇方面優(yōu)先考慮高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練,如果患者甘油三酯含量過(guò)高中低強(qiáng)度的抗阻訓(xùn)練可以代替高強(qiáng)度抗阻訓(xùn)練作為預(yù)防心血管疾病的輔助治療手段.

本研究有以下兩點(diǎn)局限性:首先,當(dāng)前符合篩選標(biāo)準(zhǔn)的隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)仍然相對(duì)較少,檢索到的相關(guān)實(shí)驗(yàn)提供的血脂指標(biāo)有限;其次,納入高強(qiáng)度和中低強(qiáng)度2個(gè)分組的實(shí)驗(yàn)數(shù)量存在差異,抗阻訓(xùn)練對(duì)2型糖尿病HDL指標(biāo)影響的高強(qiáng)度亞組中異質(zhì)性略高(I2=54%).后續(xù)需要更多的此類隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證異質(zhì)性存在的原因.

附 錄

附表Ⅰ見(jiàn)電子版(DOI:10.16366/j.cnki.1000-2367.2023.03.018).

附表Ⅰ 納入Meta分析的實(shí)驗(yàn)特征