【协和医学杂志】以抗阻运动为主的运动处方对超重和肥胖成年人群糖脂代谢影响的Meta分析

随着人们生活水平和方式的逐渐转变，超重和肥胖在全球人口中的比例逐年增加，与其相关的多种慢性代谢性疾病的发生率也随之上升^[1]。肥胖已被世界卫生组织列为加重疾病负担的十大危险因素之一。国内研究指出，超重和肥胖是糖尿病、血脂异常、高血压和代谢综合征的独立危险因素^[2]。

一项针对10 000名体检对象的观察性研究结果显示，根据空腹血糖（FBG）检测结果，被诊断为糖尿病前期和糖尿病的患者占比分别为23.3%和7.0%，而该占比在肥胖人群中分别上升至33.3%和11.0%^[3]。Bays等^[4]研究指出，血脂异常患者群体中，体质量指数（BMI）超过30 kg/m²的患者人数显著增多。

运动减重方式主要包括抗阻运动（RT）和有氧运动（AT），二者均对糖脂代谢具有显著影响^[5]。研究指出，RT和RT-AT混合运动（COM）模式的降糖效果更显著，且COM模式有利于改善单一运动带来的单调性^[6]。目前，关于不同RT方案对超重或肥胖成年人群糖脂代谢影响的循证医学研究仍不足。本研究旨在通过Meta分析，探讨不同RT模式对超重或肥胖成年人群糖脂代谢的改善效果，从而为临床制订更加个性化的训练方案提供科学依据。

1.资料与方法

1.1 文献检索

采用医学主题词加自由词的方式检索PubMed、Cochrane Library、EmBase、Web of Science、中国知网、万方数据知识服务平台、维普中文科技期刊全文数据库，检索时间为建库至2023年12月31日，并根据检索出文献所引用的参考文献，手动补充未被纳入的相关文献。

中文检索词为“抗阻运动” “成人” “超重” “肥胖” “空腹血糖” “餐后血糖” “血糖” “糖化血红蛋白” “低血糖” “胰岛素抵抗”；英文检索词为“resistance trainin” “resistance program” “strength training” “adult” “overweight”  “obesity” “fasting blood glucose” “FBG” “2 hour plasma glucose” “2h PBG” “glucose blood level” “glycosylated hemoglobin” “HbA1c” “hypoglycemia” “HOMA-IR”。

根据数据库具体要求对主要检索词进行扩展检索，如“空腹血糖”  “餐后血糖”  “血糖” “糖化血红蛋白” “低血糖” “胰岛素抵抗”属于并列关系，用“or”连接；“抗阻运动” “成人” “超重” “肥胖”属于限定关系，用“and”连接。

1.2 纳入与排除标准

按照参与者、干预、比较、结果和研究设计(PICOS)原则制订标准。

纳入标准：（1）研究对象为超重或肥胖成年人群，超重或肥胖的划分基于BMI、体脂率或腹围的相关标准；（2）干预措施如单纯RT或RT结合AT/耐力运动的COM模式，对照组不包含RT，可以是不运动或其他运动形式；涉及运动干预的试验或对照组有详细的RT方案；（3）研究类型为随机对照试验；（4）结局指标包含FBG、餐后2 h血糖、糖化血红蛋白（HbA1c）、稳态模型评估的胰岛素抵抗指数（HOMA-IR）中的至少1种。

排除标准：（1）观察对象处于移植术后、肿瘤放化疗期间，患有自身免疫性疾病；（2）会议摘要、学位论文；（3）涉嫌重复发表、数据缺失、无法获取全文信息的研究。

1.3 文献筛选及信息提取

所有文献均由2名研究员根据纳入与排除标准独立筛选，通过阅读题目、摘要、全文，最终确定符合标准的文献。运用Excel表格对文献数据进行提取。

提取数据包括：

1.4 纳入研究的偏倚风险评价

由2名研究员独立运用Cochrane系统评价手册偏倚风险评估工具^[7]对纳入研究的偏倚风险进行评估。评估指标包括随机分配、分配隐藏、研究对象与实施者盲法、结果测量盲法、结果数据完整性、选择性报告、其他偏倚。由于运动干预很难实现参与者盲法，因此除对参与者盲法有详细说明的研究外，未进行明确说明的研究，均被划分为“研究对象、实施者盲法”高风险范畴。

1.5 统计学方法

采用RevMan 5.3软件进行数据分析。连续性变量以标准化均数差（SMD）作为效应指标，各效应量使用95%置信区间（95% CI）表示。纳入研究的异质性采用χ²检验，根据I²定量判断异质性情况。若各研究间无异质性或异质性较小（I²≤50%，P≥0.1），则采用固定效应模型合并分析；对于异质性较大的研究，采用敏感性分析探讨异质性来源，有针对性地进行亚组分析。依据青年（18~40岁）、中年（41~59岁）、老年（≥60岁）将患者划分为不同年龄亚组，排除年龄段划分不清的研究。发表偏倚情况采用漏斗法进行分析。以P≤0.05为差异具有统计学意义。

2.结果

2.1 文献检索结果

共检索到1014篇文献，其中中文数据库文献51篇，英文数据库文献963篇。根据纳入和排除标准筛选后最终纳入文献17篇^[8-24]，包括英文文献14篇，中文文献3篇。文章筛选流程见图1。

图1 文献筛选流程

2.2 纳入文献基本特征

纳入的17项研究共包含700例研究对象，其中含RT的试验组351例，不含RT的对照组349例。

纳入文献的试验设计分为3种：

同一篇文献中2组不同运动方案，采用①和②标注。RT以自由负重和固定器械为主，AT以跑步、健身操为主。运动干预周期为8~24周，训练频率为2~5次/周，每次持续30~70 min。纳入文献基本特征见表1。

表1 纳入文献中RT对超重或肥胖成年人群糖脂代谢影响的基本特征分析

2.3 文献质量评价

采用随机分组对纳入的17项研究进行文献质量评价，所有研究均未发现其他偏倚，所有纳入研究的选择性偏倚均为低风险，其中6项研究^{[10,13,15,17-19]}报告了分配隐藏，一项研究^[15]对研究对象和实施者进行了盲法，一项研究^[20]对结果测量者进行了盲法（图2、表2）。

图2 纳入文献偏倚风险情况

表2 纳入文献的偏倚风险情况

2.4 文献的Meta分析结果

2.4.1 运动处方对于减重的效果分析

共纳入11项关于运动处方对于减重效果分析的文献，包含421例观察对象，其中试验组214例，对照组207例。异质性检验结果显示异质性较大（I2=59%，P=0.003），故采用随机效应模型进行数据合并。Meta分析结果显示，与对照组比较，试验组超重和肥胖人群的BMI显著降低［SMD(95% CI)=-0.36(-0.56~-0.16)，P＜0.001］（图3）。

图3 试验组与对照组BMI比较的森林图

BMI、①、②：同表1

根据试验设计、运动周期、人群特征进行亚组分析。RT vs. Con亚组相较于对照组，RT运动可显著降低BMI［SMD（95% CI)= -0.42(-0.81, -0.04), P=0.030］，且异质性降低。不同年龄段分组中，中年人群的试验组BMI较对照组显著下降［SMD（95% CI)= -0.41(-0.82, 0)，P=0.050］。在亚洲人种中，试验组BMI 水平异质性显著降低（I²=21%，P=0.270），但较对照组的差异无统计学意义［SMD（95% CI)= -0.33(-0.68, 0.02), P=0.060］。

2.4.2 运动处方对代谢指标的影响分析

（1）运动处方对HbA1c水平的影响

共纳入7项研究^{[9-11,14-15,17-18]}，304例观察对象，其中试验组154例，对照组150例。异质性检验结果显示异质性较小（I²=40%，P=0.110），故采用固定效应模型进行数据合并。Meta分析结果显示，与对照组比较，试验组超重和肥胖人群的HbA1c水平显著降低［SMD(95% CI)=-0.30(-0.53~-0.07)，P=0.010］（图4）。

图4 试验组与对照组HbA1c水平比较的森林图

HbAlc、①、②：同表1

根据试验设计、运动周期、人群特征进行亚组分析。RT vs. Con亚组和COM vs. AT亚组分析结果显示，试验组与对照组HbA1c水平比较，差异无统计学意义（P＞0.05）；COM vs. Con亚组分析结果显示，试验组HbA1c水平低于对照组。运动周期≤12周时，试验组HbA1c水平低于对照组，差异有统计学意义［SMD(95% CI)=-0.40(-0.66~-0.14)，P=0.003］；运动周期＞12周时，2组HbA1c水平差异无统计学意义（P＞0.05）。

试验组与对照组中的健康人群和慢性病人群的HbA1c水平差异均无统计学意义（P＞0.05)（表3）。由于研究人数较少，故不针对人种和年龄进行亚组分析。

表3 试验组和对照组HbA1c水平的亚组分析

（2）运动处方对FBG水平的影响

共纳入16项研究^[8-23]，660例观察对象，其中试验组333例，对照组327例。异质性检验显示有较大异质性（I²=74%，P＜0.001），故选用随机效应模型进行数据合并，结果显示，与不含RT的对照组比较，试验组中超重和肥胖人群的FBG水平显著降低［SMD(95% CI)=-0.58(-0.90~-0.26)，P＜0.001］，见图5。

图5 试验组与对照组FBG水平比较的森林图

FBG、①、②：同表1

COM vs. AT亚组分析结果显示，含COM的试验组与含AT的对照组在FBG水平方面差异无统计学意义［SMD(95% CI)=0.06(-0.48~0.59)，P=0.840］；而采用COM模式和单纯RT的试验组与对照组FBG水平比较，差异均有统计学意义［SMD(95% CI)=-0.59(-1.03~-0.16),P=0.008;SMD(95%)=-0.81(-1.20~-0.42),P＜0.001］。

在亚洲人种中，试验组FBG水平低于对照组，差异有统计学意义［SMD(95% CI)=-0.83(-1.29~-0.38)，P＜0.001］；而在高加索人种中，试验组FBG水平与对照组差异无统计学意义（P＞0.05）。运动周期≤12周时，试验组的FBG水平低于对照组，差异有统计学意义［SMD(95% CI)=-0.41(-0.74~-0.09)，P=0.010］；运动周期＞12周时，2组FBG水平差异有统计学意义［SMD(95% CI)=-1.09(-2.06~-0.11)，P=0.020］。

在健康人群中，试验组FBG水平低于对照组，差异有统计学意意义［SMD(95% CI)=-0.49 (-0.90~-0.08)，P=0.020］；在慢性病人群中，2组FBG水平差异无统计学意义（P＞0.05）。试验组青年人群的FBG水平显著下降 ［SMD(95%)=-1.08(-1.46~-0.69),P＜0.001］，老年患者FBG水平也显著下降［SMD(95%)=-1.06(-1.91~-0.21),P=0.010］，中年患者下降程度不显著(表4)。

表4 试验组和对照组FBG水平的亚组分析

（3）运动处方对HOMA-IR水平的影响

共纳入12项研究^{[8,10-12,14-17,20,22-24]}，495例观察对象，其中试验组249例，对照组246例。异质性检验显示有较大异质性（I²=86%，P＜0.001），选用随机效应模型进行数据合并，结果显示，与对照组比较，RT可显著降低超重和肥胖人群的HOMA-IR水平［SMD(95% CI)=-0.90(-1.42~-0.38)，P＜0.001］，见图6。

图6 试验组与对照组HOMA-IR水平比较的森林图

HOMA-IR、②：同表1

RT vs. Con和COM vs. Con亚组分析结果显示，试验组HOMA-IR水平均显著低于对照组，差异有统计学意义［SMD(95% CI)=-1.24(-2.07~-0.47)，P=0.003；SMD(95% CI)=-0.67(-1.08~-0.27)，P=0.001］。与对照组比较，试验组亚洲人种HOMA-IR显著降低，差异有统计学意义［SMD(95% CI)=-1.15(-1.73~-0.57)，P＜0.001］。健康人群和慢性病人群中，试验组HOMA-IR水平显著低于对照组，差异有统计学意义［SMD(95% CI)=-1.06(-1.89~-0.22)，P=0.010；SMD(95% CI)=-0.78(-1.44~-0.12)，P=0.020］。运动周期≤12周和＞12周时，试验组HOMA-IR水平均显著低于对照组，差异具有统计学意义［SMD(95% CI)=-0.98(-1.89~-0.08)，P=0.030；SMD(95% CI)=-0.89(-1.47~-0.31)，P=0.002］。试验组与对照组不同年龄段患者HOMA-IR水平差异无统计学意义（P＞0.05）（表5）。

表5 试验组和对照组HOMA-IR水平的亚组分析

（4）运动处方对LDL-C水平的影响

共纳入8项研究^{[11-15,17,19,24]}，393例观察对象，其中试验组198例，对照组195例。异质性检验显示各研究间异质性较大（I²=84%，P＜0.001），选用随机效应模型进行数据合并，结果显示，与不含RT的对照组比较，含RT的试验组超重和肥胖人群的LDL-C水平显著降低［SMD(95% CI)=-0.56(-1.10~-0.03)，P＜0.001］。敏感性分析剔除2项研究^[14,19]后（I²=0，P=0.520），2组随机效应模型合并效应量差异有统计学意义［SMD(95% CI)=-0.28(-0.53~-0.04)，P=0.020］，结果具有稳健性（图7）。

图7 试验组与对照组LDL-C水平比较的森林图

LDL-C、①、②：同表1

追溯原文未找到异质性来源，进一步进行亚组分析。在亚组分析中，RT vs. Con亚组共253例，显示出较大的异质性（I²=88%，P＜0.001）；敏感性分析去掉1例^[19]后I2=0，固定效应模型合并效应量，差异有统计学意义［SMD(95% CI)=-0.28(-0.53~-0.04)，P=0.020］，说明结果具有稳健性。

运动周期＞12周时，试验组LDL-C水平显著低于对照组，差异有统计学意义［SMD(95% CI)=-0.30(-0.53~-0.08)，P=0.008］；运动周期≤12周时，亚组分析的异质性较大（I²=90%，P＜0.001）。敏感性分析剔除1例^[19]后，差异仍无统计学意义［I²=0，P=0.71；SMD(95% CI)=-0.02(-0.27~0.23)，P=0.900］。试验组与对照组的健康人群和慢性病人群、中年人群LDL-C水平比较，差异无统计学意义（P＞0.05）（表6）。剔除1例^[19]后同样差异无统计学意义（P＞0.05）。

表6 试验组和对照组LDL-C水平的亚组分析

2.4.3 发表偏倚

观察HbA1c、FBG、HOMA-IR、LDL-C的合并结果漏斗图发现，包含以上指标的研究较均匀地分布于竖直虚线两侧，个别研究在两侧虚线外侧（图8），提示研究有较大异质性，需要通过敏感性分析、亚组分析对潜在异质性进行进一步探讨。

图8 糖脂代谢效应的合并结果漏斗图

A.HbAlc; B.FBG; C.HOMA-IR; D.LDL-C

HbA1c、FBG、HOMA-IR、LDL-C：同表1；SMD：同表3

2.4.4 不良反应

全部研究干预期间均未发生不良事件，包括运动相关肌肉损伤、后背疼痛、关节炎，以及糖脂代谢相关的低血糖、血脂紊乱等。总体上，RT相关运动处方较为安全。

3.讨论

肥胖指体内脂肪聚集过多，内脏脂肪增多是导致肥胖相关代谢性疾病的主要原因，与糖耐量受损、高血糖、高脂血症、代谢综合征等代谢性疾病和心血管疾病高度相关^[23]。对于肥胖的治疗，临床上多以控制饮食和增加运动为主要方案^[25]。规律运动可改善骨骼肌细胞代谢，显著降低血糖，且运动的降血糖作用与改变脂肪代谢是相互独立的机制^[26]。运动引起的肌肉伸缩可促进葡萄糖从细胞内转运至细胞膜，并增加胰岛素受体总量，从而增加骨骼肌细胞对葡萄糖的摄取量，提高葡萄糖储存率、利用率和消耗率^[27-28]。此外，运动可促进骨骼肌细胞分泌白细胞介素-6，从而增强骨骼肌细胞和脂肪细胞对胰岛素的敏感性^[29]。

本研究结果显示，RT对超重或肥胖成年人群的HbA1c、FBG和HOMA-IR等糖脂代谢指标水平有改善作用，与其他研究一致^[30-31]。亚组分析结果发现，3种实验设计中，与对照组比较，包含COM模式的试验组HbA1c、FBG、HOMA-IR水平均显著降低，说明COM模式控制血糖的效果更佳。目前已有研究提出，AT与RT结合的方式最适合改善代谢综合征^[32]，但本研究含单纯RT的试验组与对照组比较，也表现出较好的降糖效果，原因可能在于RT能在肌肉收缩的同时诱发肌细胞内部形成低氧环境，而AT不能促进细胞内形成低氧环境，因此RT在改善血糖方面效果更显著^[28]。

本研究结果显示，8~12周的运动干预能显著降低超重或肥胖成年人群的HbA1c水平。Eriksson等^[33]研究结果显示，为期3个月的RT可显著降低HbA1c水平。但本研究中运动周期＞12周的试验组与对照组HbA1c水平比较未显著下降，可能与亚组分析中样本量不足、存在人群特征和药物干预等异质性因素有关。

在健康人群和慢性病人群中，3个糖代谢指标差异不显著，但与健康人群比较，进行RT的慢性病人群获益更多^[4]，可能原因：有慢性病的肥胖患者在无药物控制的情况下，仅通过运动调节的能力较无基础疾病的人群差。在不同年龄段人群中，青年人的FBG水平降低程度最为显著；在不同人种中，抗阻动动对亚裔人种的血糖调节效果异质性最低。

此外，研究指出，RT比AT能更显著地提升基础代谢率，改善胰岛素抵抗，进而更有效地控制机体血糖，并有效增加骨密度和肌肉容积，而AT在降低血脂和血压等方面更有优势^[34-35]。本研究纳入的17篇文献中，Bonfante等^[11]统计了试验组和对照组运动前后静息代谢率（RMR），2组运动后分别提高了14.1%和7.6%，而其余研究均未统计RMR。

血脂方面，本研究表明，进行长期RT的群体和老年群体在LDL-C水平降低方面较显著。以上结果结合既往研究可知，较短周期的COM模式或单纯RT有利于显著调节糖代谢指标，而较长周期的RT和/或AT对于脂代谢的调节可能更有利。

本研究也存在不足之处：（1）运动干预很难实现对参与者的盲法，可能造成结果偏倚；（2）运动强度与时间难以统一量化；（3）符合标准的研究数量仍显不足，亚组分析时部分亚组研究例数较少，需纳入更多高质量、多中心、大样本研究来进一步验证结果。

综上，本研究通过Meta分析，结果显示，RT可改善超重/肥胖人群的糖脂代谢，为临床制订运动干预方案提供了参考和依据。

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