中藥制劑對運(yùn)動(dòng)員血睪酮影響的元分析

張曉羽，林 嶺，翟晴晴

(寧波大學(xué) 體育學(xué)院，浙江 寧波 315211)

大負(fù)荷運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練會(huì)引起血睪酮水平的下降，并進(jìn)而影響運(yùn)動(dòng)員的運(yùn)動(dòng)能力及狀態(tài)[1-3]。為保持運(yùn)動(dòng)員具有良好的訓(xùn)練、競賽狀態(tài)，我國各級(jí)專業(yè)運(yùn)動(dòng)隊(duì)通常采用補(bǔ)腎補(bǔ)氣類中成藥或中藥湯劑來輔助提高運(yùn)動(dòng)員的血睪酮[4-5]。無論是中藥藥理學(xué)，還是體育領(lǐng)域有關(guān)應(yīng)用研究，均發(fā)現(xiàn)補(bǔ)氣補(bǔ)腎類中藥制劑在提高睪酮水平方面具有較好效果[6-7]。盡管補(bǔ)腎補(bǔ)氣類中藥制劑在提高運(yùn)動(dòng)員血睪酮方面具有一定效果成為主流認(rèn)識(shí)并在運(yùn)動(dòng)實(shí)踐中廣為應(yīng)用，但有關(guān)實(shí)驗(yàn)研究結(jié)果并不完全一致，如楊雷、張世明等人的研究發(fā)現(xiàn)補(bǔ)腎類中藥組方并沒有顯著改善運(yùn)動(dòng)員的血睪酮水平[8-9]，而且從有關(guān)陽性結(jié)果的研究報(bào)告中發(fā)現(xiàn)中藥提高血睪酮效果差異較大：有些研究結(jié)果提高幅度較大，而有些則較小，但所有研究報(bào)告均未報(bào)告效應(yīng)量[10-11]。另外，還有研究發(fā)現(xiàn)中藥提高睪酮的效果可能受性別、年齡、時(shí)間、手段、訓(xùn)練負(fù)荷等因素的影響[12-13]，但有關(guān)影響的共性規(guī)律尚不得而知。目前的問題，是中藥提高血睪酮水平是否為共性規(guī)律且提高血睪酮效果大小到底如果？另外，不同中藥干預(yù)方式、干預(yù)時(shí)間長短及運(yùn)動(dòng)員不同性別等因素對中藥干預(yù)提高血睪酮的效果影響是否有差異，以及這種差異是否具有某種共性特征？欲回答相關(guān)問題，若只是通過對每個(gè)單獨(dú)的個(gè)體進(jìn)行研究(如樣本量偏小，實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)、過程及結(jié)果等差異較大)，則難以給出有關(guān)問題的清晰結(jié)論。為此有必要將中藥制劑對運(yùn)動(dòng)員血睪酮影響的相關(guān)研究結(jié)果匯總進(jìn)行定量化元分析，以期對相關(guān)問題進(jìn)行解決且獲得一些帶有普遍意義的定量與定性的結(jié)論。元分析(meta-analysis)是一種特殊形式的文獻(xiàn)定量化系統(tǒng)綜述，不同于針對某一特殊研究問題的定性描述性綜述，而是利用諸多同類實(shí)證研究結(jié)果通過定量分析后概括出經(jīng)驗(yàn)性和理論性的結(jié)論，是對眾多單個(gè)研究結(jié)果進(jìn)行二次匯總統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，通過把一些樣本量較小的類似的獨(dú)立研究合并為大樣本量利用元分析技術(shù)對有關(guān)實(shí)驗(yàn)研究文獻(xiàn)的研究結(jié)果進(jìn)行綜合定量分析，得出一個(gè)所有研究的總體效應(yīng)[14-15]。Prisma聲明是國際上通用的進(jìn)行實(shí)驗(yàn)研究類文獻(xiàn)元分析撰寫的最新標(biāo)準(zhǔn)規(guī)范[16-18]。本文為了保證研究的質(zhì)量及結(jié)果的可靠性，參照Prisma聲明標(biāo)準(zhǔn)及流程來進(jìn)行元分析研究。通過元分析方法探索分析中藥干預(yù)對運(yùn)動(dòng)員血睪酮指標(biāo)影響的共性規(guī)律，并根據(jù)不同干預(yù)時(shí)間、性別和干預(yù)方式等因素對中藥干預(yù)血睪酮指標(biāo)影響的差異進(jìn)行亞組間的效應(yīng)量分析，最后可以以此提煉出一些共性的結(jié)論。且最終研究結(jié)果將為科學(xué)應(yīng)用中藥干預(yù)方法來有效防治運(yùn)動(dòng)員低血睪酮癥發(fā)生，維持或提高血睪酮水平，從而對改善訓(xùn)練競賽狀態(tài)、提高運(yùn)動(dòng)競技水平提供有一定參考價(jià)值的科學(xué)依據(jù)。

1 研究方法

1.1 文獻(xiàn)檢索

應(yīng)用NoteExpress軟件，在CNKI數(shù)據(jù)庫(中國期刊網(wǎng))中，以“營養(yǎng)干預(yù)”或“中藥制劑”和“血睪酮”等及英文“nutritional intervention”或“traditional Chinese medicine”和“testosterone”等作為檢索詞進(jìn)行中英文全文檢索。英文檢索數(shù)據(jù)庫包括PubMed、Web of Science、Springer Link、Proquest、EBSCO等。檢索日期截止到2017年10月，檢索到全文中包含相關(guān)檢索詞的中文文獻(xiàn)519篇。由于國外研究中幾乎很少提及中藥制劑的相關(guān)內(nèi)容，故沒有檢索到一篇涉及中藥制劑對運(yùn)動(dòng)員血睪酮影響的外文文獻(xiàn)。

1.2 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

1.2.1 納入標(biāo)準(zhǔn) 文獻(xiàn)類型：研究方式報(bào)告為隨機(jī)對照前后測的實(shí)驗(yàn)，其中自變量為中藥制劑，因變量為血睪酮；實(shí)驗(yàn)對象為有明確運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目的運(yùn)動(dòng)員；報(bào)告了被試的年齡、性別、干預(yù)時(shí)間及中藥干預(yù)的手段；報(bào)告了實(shí)驗(yàn)組與對照組血睪酮的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差(血睪酮測試采用國際通用的放射免疫測定法，單位一般為nmol/L或ng/d1)。

1.2.2 排除標(biāo)準(zhǔn) 排除不符合上述納入標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)，包括重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)、研究設(shè)計(jì)及方法介紹不規(guī)范不具體的文獻(xiàn)，同時(shí)排除動(dòng)物實(shí)驗(yàn)、非運(yùn)動(dòng)員身份的被試者、數(shù)據(jù)不可信、沒有全文及綜述類的文章等。

1.3 文獻(xiàn)篩選過程

根據(jù)文獻(xiàn)的刪選標(biāo)準(zhǔn)，對初選的519篇文獻(xiàn)進(jìn)行篩選。初步刪除綜述性、會(huì)議論文以及重復(fù)的文獻(xiàn)，得到文獻(xiàn)311篇。通過瀏覽文獻(xiàn)標(biāo)題、摘要，得到潛在相關(guān)文獻(xiàn)68篇。在閱讀完全文后依據(jù)納入標(biāo)準(zhǔn)最終保留納入元分析的文獻(xiàn)共23篇，共有58組數(shù)據(jù)。匯總后總樣本量N=1 261，其中實(shí)驗(yàn)組樣本量N=641、對照組樣本量N=620。文獻(xiàn)檢索與篩選流程見圖1。

圖1 文獻(xiàn)納入流程

1.4 文獻(xiàn)質(zhì)量評估

納入分析中的文獻(xiàn)質(zhì)量好壞直接影響著元分析的結(jié)果。根據(jù)納入的文獻(xiàn)特點(diǎn)，本研究采用 Minors文獻(xiàn)質(zhì)量評價(jià)量表對23篇文獻(xiàn)進(jìn)行研究質(zhì)量評價(jià)。該文獻(xiàn)質(zhì)量評價(jià)方法一共有12個(gè)條目，對所選文章如試驗(yàn)設(shè)計(jì)水平及是否與研究目的匹配、實(shí)驗(yàn)組與對照組是否匹配、數(shù)據(jù)的可靠性、質(zhì)量控制過程和干預(yù)手段是否具體、統(tǒng)計(jì)方法是否正確恰當(dāng)?shù)确矫孢M(jìn)行評分[19]。 Minors文獻(xiàn)質(zhì)量評價(jià)量表的全球理想評分為24，每道題目得分為0(未報(bào)告)、1(報(bào)告不足)或2(報(bào)告和充分)。每篇文獻(xiàn)的質(zhì)量評價(jià)得分呈現(xiàn)于表1中。從表1可見納入文獻(xiàn)的總體質(zhì)量較好[20]。

1.5 文獻(xiàn)編碼

將上述符合納入標(biāo)準(zhǔn)的23篇文獻(xiàn)、58組數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)一編碼提取，例如作者及文獻(xiàn)發(fā)表的年份、被試的性別、運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目、中藥干預(yù)手段、干預(yù)時(shí)間、出版物屬性及收錄情況、文獻(xiàn)質(zhì)量Minors得分等為編碼的范圍，見表1。

表1 納入元分析文獻(xiàn)基本情況

續(xù)表1 納入元分析文獻(xiàn)基本情況

1.6 數(shù)據(jù)分析路徑

運(yùn)用Revman 5.3軟件對所納入文獻(xiàn)的結(jié)果指標(biāo)進(jìn)行分析。由于納入文獻(xiàn)血睪酮報(bào)告的單位并不相同，因此先對血睪酮單位進(jìn)行換算統(tǒng)一(換算公式：nmol/L×28.8=ng/d1，ng/d1×0.0347=nmol/L)，應(yīng)用效應(yīng)尺度指標(biāo)選擇進(jìn)行元分析統(tǒng)計(jì)。所納文獻(xiàn)的結(jié)果指標(biāo)屬于連續(xù)性變量，故采用標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差(STD Mean Difference，簡稱“SMD”)進(jìn)行效應(yīng)量等統(tǒng)計(jì)。首先用I2統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行各研究間異質(zhì)性的檢驗(yàn)，若存在中度以上異質(zhì)性時(shí)，則運(yùn)用Stata 12.0軟件進(jìn)行Meta回歸分析，以此來尋找異質(zhì)性的來源，之后再進(jìn)行亞組分析進(jìn)一步確定異質(zhì)性來源及通過方差分析比較組間效應(yīng)量差異。另外，采用不同效應(yīng)模型方法進(jìn)行敏感性分析，用漏斗圖進(jìn)行發(fā)表偏倚分析。

1.7 元分析過程

1.7.1 異質(zhì)性 異質(zhì)性檢驗(yàn)是指檢驗(yàn)一些影響數(shù)據(jù)效應(yīng)量的各類潛在的組內(nèi)、組間差異及出現(xiàn)的不同情況。通常采用一致性系數(shù)I2進(jìn)行各個(gè)研究間的異質(zhì)性檢驗(yàn)。其中I2統(tǒng)計(jì)量用來反映部分異質(zhì)性在總效應(yīng)量中所占的比重。其計(jì)算公式如下：I2=[Q-(k-1)/Q]*100%(公式中的Q為異質(zhì)性檢驗(yàn)的卡方值，K為所納入元分析的研究個(gè)數(shù))。當(dāng)I2=0時(shí)，表明沒有觀察到異質(zhì)性，I2統(tǒng)計(jì)量越大異質(zhì)性越大；當(dāng)異質(zhì)性I2統(tǒng)計(jì)量<25%時(shí)，為低度異質(zhì)性；2550時(shí)，為高度異質(zhì)性[17]。

1.7.2 敏感性 敏感性分析指對元分析結(jié)果穩(wěn)定性、可靠性的定性分析，是用來處理異質(zhì)性的重要方法之一。敏感性分析方法通常包括比較不同效應(yīng)模型、影響分析法、剪補(bǔ)法。本文采用影響分析法進(jìn)行敏感性分析。其步驟是首先逐步排除異常研究結(jié)果(如排除結(jié)果過大或過小的樣本等)，其次重復(fù)進(jìn)行效應(yīng)量檢驗(yàn)。若前后的結(jié)果沒有本質(zhì)上的差別，就說明該元分析所得出的結(jié)果穩(wěn)定性、可靠性較好。

合并效應(yīng)量是將多個(gè)單獨(dú)同類研究的樣本量與結(jié)果進(jìn)行合并，通過相關(guān)統(tǒng)計(jì)輸出為總效應(yīng)量。檢驗(yàn)合并效應(yīng)量是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，通常運(yùn)用置信區(qū)間法和Z檢驗(yàn)。若Z檢驗(yàn)P≤0.05，則提示合并效應(yīng)量有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，以及合并效應(yīng)量的95%置信區(qū)間是否包含0值，若不包含0、等價(jià)于P≤0.05，則有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，反之則無。

1.7.5 發(fā)表偏倚 在文獻(xiàn)檢索或收集過程中可能會(huì)產(chǎn)生發(fā)表偏倚現(xiàn)象，如文獻(xiàn)中作者通常傾向于只報(bào)告陽性研究結(jié)果，排斥報(bào)告陰性結(jié)果，據(jù)此進(jìn)行的系統(tǒng)評價(jià)可能會(huì)得出一些錯(cuò)誤的結(jié)論，從而誤導(dǎo)相關(guān)的決策。常見的偏倚主要有語言偏倚、發(fā)表偏倚、數(shù)據(jù)提取者偏倚、剽竊和造假偏倚、結(jié)果報(bào)告偏倚、選擇偏倚等。發(fā)表偏倚分析常用的方法有BEGG、EGGER和漏斗圖。由于本文納入分析的文獻(xiàn)樣本量較大，為了判斷其是否有發(fā)表偏倚的存在，我們使用比較直觀的漏斗圖的不對稱程度來判斷其是否存在偏倚。在漏斗圖中，若各個(gè)研究能夠左右基本對稱且主要集中分布在圖形的中上部，表明不存在發(fā)表偏倚。反之，漏斗圖中各個(gè)研究不能左右對稱且沒有集中分布在圖形中上部，就表明存在一定的發(fā)表偏倚[20]。

2 結(jié)果

2.1 總異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

運(yùn)用RevMan 5.3軟件分析中藥干預(yù)前后實(shí)驗(yàn)組和對照組血睪酮指標(biāo)間異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果，見表2。

表2 中藥干預(yù)運(yùn)動(dòng)員血睪酮的異質(zhì)性分析結(jié)果

從表2可以看出，納入文獻(xiàn)的血睪酮指標(biāo)存在中度異質(zhì)性，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型。在得出總的平均效應(yīng)后，首先進(jìn)行Meta回歸分析尋找異質(zhì)性來源，再進(jìn)行亞組分層分析來處理異質(zhì)性，探索導(dǎo)致效應(yīng)差異的調(diào)節(jié)因素[14]。

2.2 合并效應(yīng)量檢驗(yàn)結(jié)果

依據(jù)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果，本文采用隨機(jī)效應(yīng)模型對納入23篇血睪酮指標(biāo)的研究文獻(xiàn)進(jìn)行效應(yīng)量分析，得出中藥干預(yù)對血睪酮指標(biāo)影響的效應(yīng)量計(jì)算結(jié)果，見圖2。

圖2 中藥干預(yù)運(yùn)動(dòng)員血睪酮指標(biāo)的森林圖

圖2結(jié)果顯示：血睪酮的總效應(yīng)量d=0.60，達(dá)到中等程度效應(yīng)。合并效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果為Z=8.24，P=0.00001(P<0.05)，且SMD95%的置信區(qū)間為[0.46，0.74]，不包含0，提示中藥干預(yù)提高睪酮的效應(yīng)量有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。表示中藥干預(yù)后實(shí)驗(yàn)組的平均血睪酮高于對照組。中藥干預(yù)對運(yùn)動(dòng)員血睪酮的合并效應(yīng)量及異質(zhì)性檢驗(yàn)匯總結(jié)果見表3。

表3 中藥干預(yù)對運(yùn)動(dòng)員血睪酮的效應(yīng)量及異質(zhì)性分析結(jié)果

2.3 異質(zhì)性處理

由于血睪酮指標(biāo)屬于中度異質(zhì)性，故需參照Prisma聲明的撰寫標(biāo)準(zhǔn)對異質(zhì)性進(jìn)行處理，包括敏感性與發(fā)表偏倚分析及基于回歸分析的亞組分析等。

本文采用影響分析法進(jìn)行敏感性分析。隨著剔除血睪酮指標(biāo)的某一篇和多篇結(jié)果偏差較大的文獻(xiàn)，異質(zhì)性降低直至為0，而Z值中的P值一直小于0.05，說明無論異質(zhì)性的大小中藥干預(yù)后實(shí)驗(yàn)組和對照組之間存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，提示有關(guān)研究結(jié)果穩(wěn)定性較好。

圖3 中藥干預(yù)對運(yùn)動(dòng)員血睪酮影響的漏斗圖

從圖3可以看出，23篇報(bào)告了血睪酮的文獻(xiàn)均集中在漏斗圖中部，漏斗圖基本左右對稱，表明中藥干預(yù)實(shí)驗(yàn)組和對照組運(yùn)動(dòng)員血睪酮各研究間不存在明顯發(fā)表偏倚。

采用Meta回歸分析探索導(dǎo)致異質(zhì)性的主要來源。導(dǎo)致異質(zhì)性變化的影響因素可能包括中藥干預(yù)手段、干預(yù)時(shí)間2個(gè)調(diào)節(jié)變量，以及發(fā)表年代、期刊等級(jí)、文獻(xiàn)質(zhì)量評價(jià)、運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目、性別、負(fù)荷強(qiáng)度、中藥組方、服藥量等協(xié)變量。由于有關(guān)原始文獻(xiàn)對負(fù)荷強(qiáng)度、中藥組方、服藥量3個(gè)因素介紹不具體，無法量化，因此采用Meta回歸分析對其他幾個(gè)因素進(jìn)行篩選。結(jié)果顯示，發(fā)表年代、Minors文獻(xiàn)質(zhì)量評價(jià)、運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目3因素的P值均大于0.05，說明此3因素對異質(zhì)性變化無顯著性影響；而干預(yù)時(shí)間、性別以及干預(yù)手段3因素的P值均小于0.05，說明干預(yù)時(shí)間、性別和干預(yù)手段是引起血睪酮指標(biāo)間異質(zhì)性的主要來源。

亞組分析是處理異質(zhì)性的常用方法之一，從實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)、干預(yù)手段、被試等角度，進(jìn)一步探討異質(zhì)性的來源，同時(shí)對亞組之間的效應(yīng)量也可進(jìn)行比較[20]?；诨貧w分析結(jié)果，性別、干預(yù)時(shí)間以及干預(yù)手段3因素的P值均小于0.05，本研究主要從不同性別、不同干預(yù)時(shí)間以及不同干預(yù)手段進(jìn)行亞組分析。根據(jù)有關(guān)文獻(xiàn)中被試性別、中藥干預(yù)時(shí)間及干預(yù)手段的文獻(xiàn)分布特征及分組的實(shí)際意義，本文把運(yùn)動(dòng)員性別分為男性和女性兩個(gè)亞組；中藥干預(yù)的時(shí)間主要分為1個(gè)月以內(nèi)(包括1個(gè)月)和1個(gè)月以上兩個(gè)亞組；對于中藥干預(yù)手段而言，因其中藥的種類太多，成分太復(fù)雜(幾乎所有文獻(xiàn)只介紹了中藥的總體功效，沒有具體介紹詳細(xì)的成分)，且文獻(xiàn)采用的中藥功能基本集中于補(bǔ)腎益氣養(yǎng)血的功效，難以進(jìn)一步區(qū)分，根據(jù)原始文獻(xiàn)采用中藥干預(yù)的方式，將中藥干預(yù)手段分為中藥湯劑和中藥制成品兩個(gè)亞組。

通過將與異質(zhì)性有關(guān)的影響因素(干預(yù)時(shí)間、性別和干預(yù)手段)進(jìn)行亞組分析，進(jìn)一步探究更為精確的異質(zhì)性來源。

2.3.1 不同性別運(yùn)動(dòng)員血睪酮的亞組分析 性別亞組分析結(jié)果見表4。其中Qint是檢驗(yàn)亞組間效應(yīng)差異的指標(biāo)。

表4 不同性別運(yùn)動(dòng)員血睪酮指標(biāo)的亞組分析

注：Qint是檢驗(yàn)亞組間效應(yīng)，若達(dá)到顯著水平，則表示存在亞組效應(yīng)

從表4可以看出，導(dǎo)致性別異質(zhì)性的主要來源是男運(yùn)動(dòng)員(I2=35%)、女隊(duì)員(I2=0%)，不存在異質(zhì)性。從亞組間效應(yīng)量結(jié)果上來看，男性運(yùn)動(dòng)員的效應(yīng)值是0.55，女性運(yùn)動(dòng)員的效應(yīng)值是0.81，亞組間效應(yīng)量Qint檢驗(yàn)結(jié)果P=0.04，提示性別間的亞組間效應(yīng)顯著，即中藥干預(yù)對女性運(yùn)動(dòng)員睪酮的升高效應(yīng)好于男性運(yùn)動(dòng)員。

2.3.2 不同干預(yù)時(shí)間運(yùn)動(dòng)員血睪酮的亞組分析 中藥干預(yù)時(shí)間亞組分析結(jié)果見表5。

表5 不同干預(yù)時(shí)間運(yùn)動(dòng)員血睪酮指標(biāo)的亞組分析

注：Qint是檢驗(yàn)亞組間效應(yīng)，若達(dá)到顯著水平，則表示存在亞組效應(yīng)

從表5中可以看出，1個(gè)月以上及1個(gè)月以內(nèi)(包括1個(gè)月)的干預(yù)時(shí)間均為中度異質(zhì)性，其中1個(gè)月以上(I2=38%)異質(zhì)性大于1個(gè)月以內(nèi)(I2=25%)。從亞組間效應(yīng)量結(jié)果上來看，1個(gè)月以內(nèi)(包括1個(gè)月)的效應(yīng)值是0.59，1個(gè)月以上的效應(yīng)值是0.83，亞組間效應(yīng)量Qint檢驗(yàn)結(jié)果P=0.02，提示干預(yù)時(shí)間的亞組間效應(yīng)顯著，即中藥干預(yù)1個(gè)月以上時(shí)間的血睪酮升高效應(yīng)好于1個(gè)月以內(nèi)的。

2.3.3 不同干預(yù)手段運(yùn)動(dòng)員血睪酮的亞組分析 根據(jù)本文文獻(xiàn)的分布情況，中藥干預(yù)手段同樣劃分為中藥制成品和中藥湯劑兩個(gè)亞組。其中中藥制成品包括“新魯運(yùn)系列”純中藥、中成藥“大雄調(diào)理液”、彭祖接命丹、北冬蟲夏草發(fā)酵液等，中藥湯劑包括加味“八珍湯”、參蓉雞湯、溫腎健脾中藥等。不同中藥干預(yù)手段下血睪酮指標(biāo)的亞組分析結(jié)果見表6。

表6 不同干預(yù)手段運(yùn)動(dòng)員血睪酮指標(biāo)的亞組分析

注：Qint是檢驗(yàn)亞組間效應(yīng)，若達(dá)到顯著水平，則表示存在亞組效應(yīng)

從表6可知干預(yù)手段為中藥湯劑和中藥制成品均是中度異質(zhì)性，其中中藥湯劑(I2=35%)的異質(zhì)性大于中藥制成品(I2=27%)。

從亞組間效應(yīng)量結(jié)果上來看，中藥制成品的效應(yīng)值是0.56，中藥湯劑的效應(yīng)值是0.82，亞組間效應(yīng)量Qint檢驗(yàn)結(jié)果P=0.03，提示干預(yù)手段的亞組間效應(yīng)顯著，即中藥湯劑對運(yùn)動(dòng)員血睪酮升高的效果要好于中藥制成品。

3 討論

元分析結(jié)果顯示：中藥干預(yù)運(yùn)動(dòng)員血睪酮的總效應(yīng)量為0.6，為中等效應(yīng)量，且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，其異質(zhì)性為29%。23篇文獻(xiàn)敏感性分析結(jié)果顯示其文獻(xiàn)的可靠性、穩(wěn)定性較好，且漏斗圖檢驗(yàn)結(jié)果顯示納入的23篇文獻(xiàn)沒有明顯的發(fā)表偏倚。另外，文獻(xiàn)質(zhì)量評價(jià)結(jié)果總體情況良好?？傮w來看，納入元分析的23篇文獻(xiàn)質(zhì)量較高，結(jié)果較為穩(wěn)定。

3.1 中藥干預(yù)對運(yùn)動(dòng)員血睪酮影響的異質(zhì)性分析

23篇文獻(xiàn)的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示運(yùn)動(dòng)員性別、干預(yù)時(shí)間以及手段均存在中度的異質(zhì)性，通過回歸分析，發(fā)現(xiàn)性別因素、中藥干預(yù)的時(shí)間及手段對運(yùn)動(dòng)員血睪酮影響的異質(zhì)性貢獻(xiàn)具有顯著意義。進(jìn)一步對其異質(zhì)性亞組效應(yīng)檢驗(yàn)后，顯示以上3種因素對血睪酮影響總體異質(zhì)性的貢獻(xiàn)均存在亞組間效應(yīng)。

性別亞組分析結(jié)果顯示男運(yùn)動(dòng)員是導(dǎo)致性別異質(zhì)性的主要來源。分析其可能原因：其一，男性的睪酮基礎(chǔ)值個(gè)體差異很大，變化范圍可能在(403.2～731.52 ng/dl)[22]，而女性的基礎(chǔ)值個(gè)體差異相對較小(37.44～80.64 ng/dl)[22]，中藥干預(yù)后男性波動(dòng)幅度及范圍比較大，而女性干預(yù)后波動(dòng)的幅度與范圍遠(yuǎn)小于男性，故男性的干預(yù)結(jié)果異質(zhì)性高于女性；其二，男隊(duì)員的總體訓(xùn)練負(fù)荷要高于女隊(duì)員，且男隊(duì)員的訓(xùn)練負(fù)荷波動(dòng)范圍可能高于女隊(duì)員，而訓(xùn)練負(fù)荷對血睪酮的影響比較大，這可能也是導(dǎo)致男性效應(yīng)的異質(zhì)性要高于女性的原因之一。其三，男性隊(duì)員在服用中藥的配合度方面可能不如女隊(duì)員，可能導(dǎo)致中藥干預(yù)效果偏差較大等。上述因素可能共同導(dǎo)致男性運(yùn)動(dòng)員的異質(zhì)性成為性別異質(zhì)性的主要來源。

而干預(yù)時(shí)間亞組分析結(jié)果顯示1個(gè)月以上的干預(yù)時(shí)間是導(dǎo)致周期異質(zhì)性的主要來源。其可能原因：基于量效依存規(guī)律，時(shí)間跨度差異的增大自然會(huì)導(dǎo)致中藥服藥效果差異增大；另外，隨著時(shí)間跨度的增大，中間潛在的不可控因素、無關(guān)變量可能更多，如運(yùn)動(dòng)員生理和心理狀態(tài)的變化、運(yùn)動(dòng)員服藥配合度、耐藥性、訓(xùn)練負(fù)荷的變化等均可能影響干預(yù)效果。故中藥干預(yù)時(shí)間越長則可能導(dǎo)致異質(zhì)性越大。

干預(yù)手段亞組分析結(jié)果顯示中藥湯劑是導(dǎo)致干預(yù)手段異質(zhì)性的主要來源。其可能原因：湯劑煎煮過程差異較大，同時(shí)中藥的組方之間差異也很大，運(yùn)動(dòng)員每日服藥量、服藥次數(shù)的差異較大等均可能影響干預(yù)效果的穩(wěn)定性，而中成藥的組方、劑量、服用方法等更為穩(wěn)定，其干預(yù)效果可能相對更為穩(wěn)定。故中藥湯劑異質(zhì)性高于中成藥。

綜上，干預(yù)時(shí)間為1個(gè)月以上、男性運(yùn)動(dòng)員以及中藥湯劑的干預(yù)手段對異質(zhì)性貢獻(xiàn)很大，異質(zhì)性差異大將會(huì)導(dǎo)致服藥效果變異大。該研究結(jié)果提示有關(guān)因素將一定程度影響中藥干預(yù)升高血睪酮的效果。從實(shí)踐應(yīng)用角度來看，需要控制服藥時(shí)間、方式等，將中藥湯劑使用過程盡量相對標(biāo)準(zhǔn)化(對服藥量、煎煮時(shí)間等進(jìn)行控制)，以保證其效果的充分實(shí)現(xiàn)；在進(jìn)行相關(guān)研究設(shè)計(jì)時(shí)，應(yīng)充分考慮可能導(dǎo)致有關(guān)異質(zhì)性結(jié)果差異的因素，控制無關(guān)變量影響，以利于推導(dǎo)出更為科學(xué)合理的研究結(jié)果。

3.2 中藥干預(yù)對運(yùn)動(dòng)員血睪酮影響的效應(yīng)量分析及其可能機(jī)制

僅從每個(gè)獨(dú)立研究結(jié)果看，我們很難定量評估中藥干預(yù)對運(yùn)動(dòng)員血睪酮指標(biāo)的總體影響趨勢及大小，然而通過對23篇符合標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)結(jié)果進(jìn)行合并分析后，發(fā)現(xiàn)中藥干預(yù)對運(yùn)動(dòng)員血睪酮指標(biāo)影響的總體效應(yīng)量為0.6，為中等效應(yīng)量，說明中藥干預(yù)可以在較高程度上提高運(yùn)動(dòng)員的血睪酮。

不同性別的血睪酮指標(biāo)組間效應(yīng)量Qint檢驗(yàn)結(jié)果顯示其存在亞組間效應(yīng)，表明中藥干預(yù)對女性運(yùn)動(dòng)員血睪酮效應(yīng)量高于男性運(yùn)動(dòng)員，即中藥干預(yù)女性運(yùn)動(dòng)員血睪酮的升高要比男性運(yùn)動(dòng)員明顯。其原因可能是中藥可以通過改善女性卵巢睪酮分泌功能而提高女性睪酮水平[23]，再加上本身女性睪酮基礎(chǔ)值一開始就很低、分泌總量也低，故干預(yù)效果可能會(huì)更明顯；中藥對男性運(yùn)動(dòng)員血睪酮也有改善，但是由于男性前期睪酮基礎(chǔ)值很高，所以提高幅度難以產(chǎn)生十分明顯的效果。另外，男隊(duì)員在服藥方面配合度可能不如女隊(duì)員，以及男隊(duì)員的訓(xùn)練負(fù)荷量、強(qiáng)度可能更高于女性，有關(guān)因素都有可能會(huì)影響睪酮效果的實(shí)現(xiàn)。

不同干預(yù)時(shí)間的血睪酮指標(biāo)組間效應(yīng)量Qint檢驗(yàn)結(jié)果顯示其存在亞組間效應(yīng)，表明中藥干預(yù)1個(gè)月以上的效應(yīng)量高于1個(gè)月以內(nèi)的，干預(yù)時(shí)間越長，血睪酮指標(biāo)提高得越多。說明中藥干預(yù)的時(shí)間越長對于提高血睪酮效果明顯。其原因可能是補(bǔ)腎補(bǔ)氣類中藥提高睪酮的主要藥理機(jī)制是調(diào)理內(nèi)分泌功能，藥性較平緩，干預(yù)時(shí)間越長則累積調(diào)理效應(yīng)越明顯。如徐曉陽、李驍君等人在研究中發(fā)現(xiàn)長時(shí)間的中藥干預(yù)對運(yùn)動(dòng)員提高血睪酮效果有顯著影響[24-25]。

不同干預(yù)手段的血睪酮指標(biāo)組間效應(yīng)量Qint檢驗(yàn)結(jié)果顯示其存在亞組間效應(yīng)，表明中藥湯劑的效應(yīng)量高于中藥制成品。中藥湯劑效果量更好的原因：其一，在同一中藥組方中，中藥湯劑在煎煮過程中比較直接，不添加其他輔料，而中藥制成品要添加輔料，故中藥湯劑通過水煎提煉出來有效成分的攝入量可能會(huì)高于中藥制成品；其二，中藥湯劑一次服藥的總量可能要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中藥制成品，湯劑的服藥總量大，服藥效果可能也相對好于中藥制成品；其三，中藥湯劑均為即煎即服，沒有因時(shí)間因素導(dǎo)致藥性成分損失，而中藥制成品在復(fù)雜加工及儲(chǔ)存時(shí)間較長的過程中可能有藥性損失等。故中藥湯劑的療效要好于中藥制成品。

從本文中初始檢索到的相關(guān)文獻(xiàn)高達(dá)500余篇可以看出，中藥制劑對運(yùn)動(dòng)員血睪酮指標(biāo)的影響是臨床醫(yī)學(xué)、運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練學(xué)等不同領(lǐng)域研究者關(guān)注的主要研究方向之一。運(yùn)用元分析手段探索諸多獨(dú)立個(gè)體研究的共性規(guī)律，是一種比較有效的手段。我們對23篇58組數(shù)據(jù)符合元分析標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)進(jìn)行的元分析結(jié)果，初步得出一些可能為共性的結(jié)論。本研究結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了中藥干預(yù)可改善運(yùn)動(dòng)員血睪酮水平的研究假設(shè)及體育界的普遍共識(shí)。本研究的主要貢獻(xiàn)性發(fā)現(xiàn)在于：中藥干預(yù)改善運(yùn)動(dòng)員血睪酮水平的效應(yīng)水平為中等效應(yīng)量；中藥干預(yù)時(shí)間越長，運(yùn)動(dòng)員血睪酮水平提高效果越好；中藥干預(yù)對女性運(yùn)動(dòng)員血睪酮水平的影響效果要好于男運(yùn)動(dòng)員；中藥湯劑干預(yù)手段對提高運(yùn)動(dòng)員血睪酮水平的效果要好于中藥制成品。本研究結(jié)果將對科學(xué)應(yīng)用中藥手段輔助提高運(yùn)動(dòng)員的血睪酮水平具有一定借鑒參考價(jià)值。但由于受目前符合標(biāo)準(zhǔn)的納入文獻(xiàn)量的局限、每個(gè)獨(dú)立研究質(zhì)量控制的未知、人口學(xué)變量差異、訓(xùn)練負(fù)荷差異、中藥組方的復(fù)雜性及使用過程等未知的不可控性因素的影響，本研究未必完全真實(shí)揭示或反映了中藥干預(yù)對運(yùn)動(dòng)員血睪酮指標(biāo)影響的真理，未來還有待隨時(shí)間的延伸、高質(zhì)量研究報(bào)告的逐步積累進(jìn)一步進(jìn)行更大樣本量的元分析，來揭示中藥干預(yù)對血睪酮影響的更可靠的共性規(guī)律。

4 結(jié)論

1)中藥干預(yù)可以提高運(yùn)動(dòng)員的血睪酮水平，效應(yīng)量為中等。

2)中藥干預(yù)1個(gè)月以上的血睪酮升高效果好于1個(gè)月以內(nèi)的。

3)中藥干預(yù)對女性運(yùn)動(dòng)員血睪酮水平的影響效果要好于男運(yùn)動(dòng)員。

4)中藥湯劑干預(yù)手段對提高運(yùn)動(dòng)員血睪酮水平的效果要好于中藥制成品。