健身氣功五禽戲?qū)Τ赡耆搜绊懙腗eta分析

王雪冰馮連世

1上海體育學院運動科學學院（上海 200438）

2國家體育總局體育科學研究所（北京 100061）

3廣西大學體育學院（南寧 530004）

健身氣功五禽戲?qū)Τ赡耆搜绊懙腗eta分析

王雪冰1，3馮連世2

1上海體育學院運動科學學院（上海 200438）

2國家體育總局體育科學研究所（北京 100061）

3廣西大學體育學院（南寧 530004）

目的：系統(tǒng)評價五禽戲?qū)Τ赡耆搜挠绊?。方法：計算機檢索Pubmed、Web of Science、CNKI、VIP和WanFang Data等5個數(shù)據(jù)庫中有關五禽戲?qū)Τ赡耆搜绊懙碾S機對照實驗（Randomized controlled trail，RCT），檢索時限為各期刊有文獻收錄之日起至2016年3月31日；按照納入和排除標準篩選文獻、提取資料并評價納入文獻的方法學質(zhì)量后，采用Review Manger 5.3軟件進行Meta分析。結果：共納入7個RCT，合計663名成年人，其中包括92名慢性病患者，參與者年齡范圍為35～72歲，干預時間為12周～2年；Meta分析結果顯示：五禽戲可明顯降低成年人血液中總膽固醇（TC）、甘油三酯（TG）、低密度脂蛋白膽固醇（LDL-C）濃度以及明顯提高血液中高密度脂蛋白膽固醇（HDL-C）濃度，4個結局指標的均差（MD）及95%置信區(qū)間（CI）分別為：－1.00[95%CI（－1.46，－0.54），P＜0.0001]、－0.43[95%CI（－0.65，－0.21），P＜0.0001]、－0.62[95%CI（－0.92，－0.33），P＜0.0001]、0.24[95%CI（0.19，0.28），P＜0.00001]；亞組分析結果表明，五禽戲?qū)】党赡耆搜篢C降低效果明顯，其MD及95%CI為[－1.03，95% CI（－1.54，－0.51），P＜0.0001]，對慢性病患者TC未發(fā)現(xiàn)明顯效果，其MD及95%CI為[－0.92，95%CI（－1.91，0.07），P=0.07]。結論：五禽戲?qū)Τ赡耆搜幸欢ǖ母纳谱饔?，但由于納入研究較低的方法學質(zhì)量，明確的干預效果可能需要有更多具有較高方法學質(zhì)量、更長干預時間的研究進一步驗證。

五禽戲；血脂；TC；TG；LDL-C；HDL-C

血脂異常是心肌梗死、冠心病、腦卒中等心血管疾病的重要獨立因素之一，控制血脂水平可有效降低心腦血管事件的發(fā)生[1]。2002年第四次營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)已表明，我國血脂異常人數(shù)有1.6億[2]。近年來，隨著生活水平的進一步提高和靜態(tài)生活方式的增加，2011年一項覆蓋全國10多個城市近15萬人參與的調(diào)查結果表明，年齡在26～45歲之間的人群中血脂異常率為46.83%，而2012年我國血脂異常的總人數(shù)已超過2億[3]。一些局部地區(qū)的流行病學研究同樣表明，我國血脂異常的發(fā)生率呈上升趨勢[2]。同時，與之相關的疾病的發(fā)病率也隨之增加，從而有可能導致社會及個人經(jīng)濟負擔的增加和患者生活質(zhì)量的降低。

為了有效防治血脂異常，2007年頒布的《中國成人血脂異常防治指南》指出，血脂異常的預防和治療主要有藥物、飲食和改善生活方式三種方法。在改善生活方式治療中，運動干預是其中的重要方面[4]。與藥物治療相比，運動作為替代療法，具有安全和低廉的特點，因此廣受歡迎。健身氣功五禽戲是一種將身體活動、呼吸、心理調(diào)節(jié)三者緊密結合的中國傳統(tǒng)體育項目，屬于中低強度的有氧運動[5，6]。在五禽戲?qū)ρ绊懙母深A實驗中，一些研究認為經(jīng)常習練五禽戲?qū)Τ赡耆搜骄哂忻黠@的改善作用[7-11]，但是也有研究認為五禽戲干預無法明顯改善參與者血脂水平[12，13]，因此，為了系統(tǒng)評價健身氣功五禽戲?qū)ρ降挠绊?，本研究對相關的隨機對照干預實驗進行了Meta分析，為五禽戲在疾病預防和治療中的推廣及應用提供一定的參考。

1 資料與方法

1.1 檢索策略

計算機檢索Pubmed、Web of Science、CNKI、VIP和WanFang Data數(shù)據(jù)庫，檢索時限為數(shù)據(jù)庫有文獻收錄之日起至2016年3月31日。英文檢索詞為wuqinxi、TC、TG、LDL-C、HDL-C。中文檢索詞包括五禽戲、總膽固醇、低密度脂蛋白膽固醇、高密度脂蛋白膽固醇、甘油三酯。語言為英語或中文。

1.2 文獻納入標準

①實驗設計：隨機對照實驗、有一組為不進行運動干預的對照組；②研究對象：以18周歲以上成年人為研究對象，性別不限；③干預方式：至少有一組實驗組以五禽戲為干預方式；④結局指標：至少包含TC、TG、LDL-C、HDL-C中的一項，四個指標單位均為mmol/L。

1.3 文獻排除標準

同一實驗組存在其他干預手段；重復發(fā)表、綜述、會議、報刊、橫斷面研究以及無法獲得全文的文獻。

1.4 文獻質(zhì)量評價

采用Jadad量表[14]和Cochrane手冊5.1.0標準對文獻質(zhì)量（手冊）[15]進行綜合評價。Jadad量表主要通過以下三方面進行評分：是否采用隨機方法（描述為隨機方法）1分，若對隨機化方法進行詳細描述且方法正確加1分，否則扣1分；是否采用盲法1分，若對盲法進行詳細描述且方法正確加1分，否則扣1分；是否對實驗退出/流失進行描述1分；最多5分。Cochrane手冊5.1.0標準主要通過以下幾個方面評價研究偏倚：①隨機序列的產(chǎn)生；②分配隱藏；③對參與者、研究實施者實施盲法；④對結果評價者實施盲法；⑤結果數(shù)據(jù)的完整性；⑥研究結果的選擇性報告；⑦其他偏倚。依照上述標準對納入的研究進行“低風險”、“高風險”、“不清楚”判斷。另外，考慮到五禽戲干預實驗采取盲法具有一定的難度，如果指標測試或數(shù)據(jù)統(tǒng)計采用盲法加1分[16，17]，在評價“對結果評價者實施盲法”時認為是“低風險”。

1.5 資料提取

根據(jù)納入和排除標準對檢索的文獻進行篩選，按照事先設計的表格對納入文獻的相關信息進行提取。主要包括幾方面：參與者、樣本量、年齡、性別/人數(shù)、干預時間、頻率、實驗組、對照組、結局指標等。

1.6 數(shù)據(jù)分析

采用Review Manger 5.3軟件進行合并效應分析，由于本研究結局指標為連續(xù)性數(shù)據(jù)資料，所以采用均差（MD），以干預后終值與基線水平測量值的差作為主要效應參數(shù)，并根據(jù)相關公式計算效應標準差[18]。

各研究間異質(zhì)性采用χ2檢驗，根據(jù)I2的值判斷異質(zhì)性大小，當I2＜50%、P＞0.10時一般判定為低異質(zhì)性，當50%≤I2≤75%時為中度異質(zhì)性，I2＞75%為高度異質(zhì)性[19]。低異質(zhì)性采用固定效應模型合并統(tǒng)計量，否則采用隨機效應模型進行效應分析，并通過亞組分析和敏感性分析探究異質(zhì)性產(chǎn)生的可能原因[20，21]。

2 結果

2.1 文獻檢索結果

文獻檢索流程如圖1所示。經(jīng)過數(shù)據(jù)庫檢索共查閱相關文獻45篇，整理后去除重復文獻14篇，通過題目和摘要排除文獻22篇（無關研究14篇、綜述3篇、橫斷面研究1篇、同一組采用五禽戲以外的干預方式2篇、無對照組2篇），通過全文閱讀后排除數(shù)據(jù)重復發(fā)表、數(shù)據(jù)存在錯誤無法聯(lián)系作者提供原始數(shù)據(jù)各1篇，最后共有7篇文獻符合納入標準[7-13]。

圖1 文獻流程圖及篩選結果

2.2 納入研究的基本特征

如表1所示，納入的7個研究的公開發(fā)表時間為2008～2015年，研究對象包括健康人群（社區(qū)居民、學校職工）和慢性病患者（代謝綜合征患者、高脂血癥患者），各研究的樣本量范圍為30～211人，總人數(shù)為663人，其中慢性病患者92人，其余為健康成年人；年齡范圍為35～72歲；除2個研究未說明參與者性別外，1個實驗參與者均為男性，其余4個實驗兩種性別都有；各個研究均有一組僅采用五禽戲練習作為干預方式，干預時間為12周～2年；除1個研究未說明外[7]，其余6個研究每次干預時間為45～60分鐘，頻率為4～7次/周；對照組無運動干預。結局指標至少包含一個血脂指標，其中有一篇研究[13]指標名稱為LDL和HDL，通過對指標測試方法、指標測試結果等進行分析應分別為LDL-C和HDL-C，因此進行了糾正。

表1 納入RCT的基本特征

2.3 方法學質(zhì)量評價

Jadad評分：納入的7個研究均在文中提及了“隨機”，因此各得1分；3個研究提出了由專人或與本實驗不相關的人員進行實驗結果測試，各得1分[9，10，13]；3篇文獻對參與者退出/流失情況進行了詳細描述[11-13]，各得1分。Jadad評分分數(shù)范圍為1～3分，平均1.9分（具體見表1）。

納入的7個研究雖都提及了“隨機”，但均未具體說明隨機化方法，因此無法對隨機序列產(chǎn)生的偏倚進行判斷；3個研究提出了由專人或與本實驗不相關的人員進行實驗結果測試[9，10，13]，判定為“低風險”；各研究均未說明是否采用分配隱藏，無法進行偏倚判斷；7個研究結果均數(shù)據(jù)完整，并未發(fā)現(xiàn)采用了選擇性報道，判定為低風險。具體偏倚風險見圖2和圖3。

圖2 偏倚風險比例圖

圖3 偏倚風險評價示意圖

2.4 MMeettaa分析結果

2.4.1 五禽戲組與對照組TTCC比較的MMeettaa分析

如圖4所示，有6個研究共計452名成年人進行了兩組血液TC濃度比較，由于納入研究結果具有高度異質(zhì)性（I2=89%、P＜0.00001），所以采用隨機效應模型進行Meta分析，結果顯示五禽戲組血液TC濃度低于對照組，差異具有統(tǒng)計學意義[MD=－1.0，95%CI（－1.46，－0.54），P＜0.0001]，表明五禽戲可降低成年人血液中TC濃度。

2.4.2 五禽戲組與對照組TTGG、LLDDLL--CC、HHDDLL--CC比較的MMeettaa分析

如圖5～圖7所示，有6個研究共計559名成年人進行了五禽戲組和對照組血液TG、LDL-C、HDL-C濃度的比較，由于6個研究之間具有高度的異質(zhì)性（I2分別為87%、91%、91%，P均小于0.00001），所以3個指標均采用隨機效應模型進行Meta分析，合并效應分別為：①TG：[MD=－0.43，95%CI（－0.65，－0.21），P＜0.0001]；②LDL-C：[MD=－0.62，95%CI（－0.92，－0.33），P＜0.0001]；③HDL-C：[MD=0.24，95%CI（0.19，0.28），P＜0.00001]。結果提示五禽戲組血液TG、LDL-C濃度顯著低于對照組，而該組血液HDL-C濃度則呈現(xiàn)明顯升高。

圖4 兩組TC比較的Meta分析

圖5 兩組TG比較的Meta分析

圖6 兩組LDL-C比較的Meta分析

圖7 兩組HDL-C比較的Meta分析

2.4.3 亞組分析

4個結局指標的Meta分析結果顯示了各研究間具有高度的異質(zhì)性（I2均大于70%），為了探究異質(zhì)性的可能原因，根據(jù)可能引起異質(zhì)性的一些研究特征（不同健康狀況、不同干預時間），本文分別對TC、TG、LDL-C和HDL-C 4個結局指標進行了亞組分析。

2.4.3.1 五禽戲?qū)Τ赡耆搜篢TCC干預效果的亞組分析

如表2所示：對結局指標TC進行不同健康狀況亞組分析結果顯示：①五禽戲可顯著降低健康人群血液TC濃度，I2=91%提示4個研究之間存在高度異質(zhì)性；②五禽戲?qū)β圆』颊邅喗M未表現(xiàn)出明顯的降低效應，I2=61%提示2個研究之間存在中度異質(zhì)性；③對于結局指標TC，不同健康狀況可能是異質(zhì)性的一個來源。

對結局指標TC進行不同干預時間的亞組分析結果顯示：①五禽戲干預時間≤6個月可明顯降低成年人血液TC濃度，I2=58%提示4個研究之間存在中度異質(zhì)性；②五禽戲干預時間＞6個月同樣具有降低成年人血液TC的效果，I2=96%說明2個研究之間存在高度異質(zhì)性；③對于結局指標TC，不同干預時間可能是異質(zhì)性的一個來源。

表2 不同健康狀況和不同干預時間亞組分析（TC）

2.4.3.2 五禽戲?qū)Τ赡耆搜篢TGG干預效果的亞組分析

如表3所示：對結局指標TG進行不同健康狀況亞組分析結果顯示：①五禽戲可顯著降低健康人群血液TG濃度，I2=86%提示5個研究之間存在高度異質(zhì)性；②五禽戲?qū)β圆』颊邅喗M血液TG指標同樣具有降低效應，I2=31%及P=0.23提示2個研究之間存在低異質(zhì)性；③對于結局指標TG，不同健康狀況可能是異質(zhì)性的一個來源。

表3 不同健康狀況亞組分析（TG）

2.4.3.3 五禽戲?qū)Τ赡耆搜篖LDDLL--CC干預效果的亞組分析

如表4所示：對結局指標LDL-C進行不同健康狀況亞組分析結果顯示：①五禽戲?qū)】等巳貉篖DLC濃度具有降低效應，I2=93%提示4個研究之間存在高度異質(zhì)性；②五禽戲?qū)β圆』颊邅喗M血液LDL-C指標同樣具有降低作用，I2=69%提示2個研究之間存在中等異質(zhì)性；③對于結局指標LDL-C，不同健康狀況可能是異質(zhì)性的一個來源。

表4 不同健康狀況亞組分析（LDL-C）

2.4.3.4 五禽戲?qū)Τ赡耆搜篐HDDLL--CC干預效果的亞組分析

如表5所示：對結局指標HDL-C進行不同健康狀況亞組分析結果顯示：①五禽戲可提高健康成年人血液HDL-C濃度，I2=93%提示4個研究之間存在高度異質(zhì)性；②五禽戲?qū)β圆』颊邅喗M血液HDL-C指標同樣具有升高作用，I2=51%提示2個研究之間存在中等異質(zhì)性；③對于結局指標HDL-C，不同健康狀況同樣可能是異質(zhì)性的一個來源。

表5 不同健康狀況亞組分析（HDL-C）

2.4.4 敏感性分析

為了探究各研究間異質(zhì)性是否是由單個研究引起的，本研究進行了敏感性分析。通過逐個剔除單個研究后進行合并效應分析，結果如表6～表9所示[21]。

如表6所示：對結局指標TC來說，納入所有研究的合并效應為[MD=－1.0，95%CI（－1.46，－0.54），P＜0.0001，I2=89%]，剔除研究“劉希亮2012”后，MD為－0.85（－1.2，－0.49），異質(zhì)性降為中度異質(zhì)性，剔除其他單個研究后合并效應MD范圍為（－1.09，－0.94），P均小于0.05，I2范圍為（87%，91%）。

表6 剔除單個研究后的合并效應（TC）

如表7所示：對結局指標TG來說，納入所有研究的合并效應為[MD=－0.43，95%CI（－0.65，－0.21），P＜0.0001，I2=87%]，剔除單個研究后合并效應MD范圍為（－0.51，－0.33），P均小于0.05，I2范圍為（84%，89%）。

表7 剔除單個研究后的合并效應（TG）

如表8所示：對結局指標LDL-C來說，納入所有研究的合并效應為[MD=－0.62，95%CI（－0.92，－0.33），P＜0.0001，I2=91%]，剔除單個研究后合并效應MD范圍為（－0.69，－0.54），P均小于0.05，I2范圍為（85%，93%）。

表8 剔除單個研究后的合并效應（LDL-C）

如表9所示：對結局指標HDL-C來說，納入所有研究的合并效應[MD=0.24，95%CI（0.19，0.28），P＜0.00001，I2=91%]，除了剔除研究“沙鵬2010”后，MD為0.15，異質(zhì)性降為中度，剔除其他單個研究后，合并效應MD范圍為（0.20，0.25），P均小于0.05，I2范圍為（91%，92%）。

表9 剔除單個研究后的合并效應（HDL-C）

3 討論

3.1 五禽戲?qū)ρ挠绊?/p>

有關五禽戲?qū)Τ赡耆松眢w健康干預的實證研究很多，涉及到心血管、骨代謝、免疫、心理健康等各個方面[22-26]。但是相關的Meta分析還不多見。一篇以評價五禽戲練習對原發(fā)性骨質(zhì)疏松效果的Meta分析結果表明，與無運動干預組相比，五禽戲練習并不能明顯增加脊柱骨密度，而與服用抗骨質(zhì)疏松藥物組相比，五禽戲練習則可明顯增加脊柱骨密度，并且五禽戲練習結合服用抗骨質(zhì)疏松藥物組股骨骨密度增加幅度更大[27]。與之納入研究的多種干預組和對照組不同的是，本研究以綜合評價五禽戲?qū)Τ赡耆搜绊憺槟康?，納入7個研究，運動干預方式均為五禽戲，對照組均為無運動干預，研究對象包括不同的健康狀況（健康人群和慢性病患者）。方法學質(zhì)量評價結果提示納入的研究具有較低的方法學質(zhì)量，Meta分析結果顯示，與對照組相比，五禽戲練習可明顯降低成年人血液TC、TG、LDL-C濃度，顯著提高HDL-C濃度。

但不可忽視的是，納入的各研究間具有明顯的異質(zhì)性，根據(jù)可能的異質(zhì)性來源進行了亞組分析和敏感性分析。亞組分析結果表明：①五禽戲可明顯降低健康成年人血液TC濃度，對慢性病患者亞組未發(fā)現(xiàn)明顯效應，并且慢性患者亞組異質(zhì)性有所降低；②不同干預時間的五禽戲練習均可明顯降低健康成年人血液TC濃度，干預時間小于等于6個月亞組異質(zhì)性有所降低，但練習時間在6個月以上可能具有更明顯的降低效果，說明較長時間的五禽戲練習可能更能改善血液TC水平；③五禽戲練習可明顯改善不同健康狀況成年人血液TG、LDL-C和HDL-C水平，但是對于TG和LDLC來說慢性病患者亞組干預效果更為明顯。HDL-C則表現(xiàn)為健康成年人組效果更明顯，并且慢性病患者亞組各研究間異質(zhì)性均有降低。敏感性分析結果顯示：①結局指標TC和HDL-C各剔除一個研究后[7，8]異質(zhì)性有所降低但仍有中度的異質(zhì)性，其合并效應同樣表明五禽戲?qū)ρ篢C和HDL-C水平有明顯改善作用，但效應略小于納入所有研究的合并效應，而剔除其他單個研究后的合并效應與納入所有研究的合并效應相比無明顯差異，說明單個研究雖然對這兩個指標有一定的影響，但并未對結果造成顯著的影響，因此這兩個指標的合并效應具有一定的穩(wěn)定性。②結局指標TG和LDL-C剔除單個研究后合并效應與納入所有研究的總效應相比無明顯差異，因此合并效應具有穩(wěn)定性，說明對于這兩個指標來說，本研究結果具有一定的穩(wěn)定性。

綜上，不同健康狀況、干預時間以及個別研究可能是引起異質(zhì)性的主要來源，但總體來說單個研究的影響并不大，因此本研究結果具有一定的穩(wěn)定性。此外，亞組分析結果還提示五禽戲練習對健康成年人TC和HDL-C干預效果更明顯，對慢性病患者則表現(xiàn)為TG、LDL-C改善效果更好。

另外，本文納入的各研究在參與者性別、年齡、身體健康狀況等方面存在一定的差異，所納入的研究大多對實驗方法并未進行詳細、全面闡述，因此具有一定的偏倚風險，文獻質(zhì)量不高，這些都有可能是造成研究間異質(zhì)性比較高的原因。

3.2 本研究的局限性

當然，本研究也具有一定的局限性：①本文納入的研究中僅限于公開發(fā)表的文獻，未納入未發(fā)表的文獻，在一定程度上影響了資料的全面性，且納入的7個RCT均為中文文獻，可能限制了研究結果的推廣；②本研究雖然盡可能全面地進行了文獻檢索，但遺憾的是有關五禽戲干預的RCT研究并不多，因而納入研究數(shù)量比較少；③本文雖然表明五禽戲可明顯改善血脂，但由于納入的各研究間具有較高的異質(zhì)性，可能影響了結果的效力。

希望未來有關五禽戲?qū)Τ赡耆私】蹈深A的實驗一方面能夠?qū)⑿詣e、年齡、不同健康狀況進行分開研究，另一方面建議采用嚴格標準化的實驗設計，提高研究的方法學質(zhì)量，從而提高證據(jù)的力度。

4 結論

五禽戲?qū)Τ赡耆搜忻黠@的改善作用，并且對健康成年人TC和HDL-C干預效果更明顯，對慢性病患者則表現(xiàn)為TG、LDL-C改善效果更好。但由于納入研究的方法學質(zhì)量比較低，明確的干預效果可能需要有更多具有較高方法學質(zhì)量、大樣本量、更長干預時間的實驗性研究進一步驗證。

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2016.06.22

馮連世，Email：fengls98@126.com