短期沖刺間歇訓(xùn)練對(duì)普通健康人群最大攝氧量影響的Meta分析

郭成根，周愛(ài)國(guó)

近年來(lái)，心血管疾病與其他慢性疾病的發(fā)病率呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢(shì)[1-2]，有研究表明，心血管疾病、Ⅱ型糖尿病、癌癥等慢性疾病與較差的心肺適能有關(guān)[3-7]，世界衛(wèi)生組織（WTO）給出了9項(xiàng)具體措施來(lái)減少心血管疾病的發(fā)病率，其中一項(xiàng)重要舉措就是健康飲食以及增加普通人群的體力活動(dòng)[8]，因此發(fā)展有效的運(yùn)動(dòng)干預(yù)措施對(duì)于減少心血管發(fā)病率的意義重大。

然而，對(duì)于普通人群，缺乏足夠的時(shí)間是影響參與運(yùn)動(dòng)鍛煉的重要因素[9-11]，相對(duì)于中等強(qiáng)度有氧耐力訓(xùn)練（Endurance Training，ET），高強(qiáng)度間歇訓(xùn)練（Highintensity Interival Training，HIIT）大幅度節(jié)省了運(yùn)動(dòng)鍛煉的時(shí)間，并在改善普通健康人群心肺適能方面更為有效[12]。短期沖刺間歇訓(xùn)練（Short-term Sprint Interval Training，SIT）作為HIIT的一種訓(xùn)練模式，其干預(yù)周期更短，強(qiáng)度更大，近年來(lái)得到了廣泛的關(guān)注，雖然SIT干預(yù)普通健康人群被證明是一種安全的鍛煉手段[13]，但與控制組（Control Group，CON）比較，其干預(yù)效果是更佳[13-14]、相同[15-16]還是較差[17]，仍然存在爭(zhēng)議，更有研究認(rèn)為SIT的干預(yù)效果可能與干預(yù)周期長(zhǎng)短無(wú)關(guān)[18]。因此，有必要采用Meta分析合并各項(xiàng)已發(fā)文獻(xiàn)的研究成果，得到較為準(zhǔn)確可靠的結(jié)果。 最大攝氧量（Maximal oxygen uptake，）被公認(rèn)為是測(cè)量與評(píng)價(jià)心肺功能的黃金指標(biāo)，本研究中利用作為結(jié)局指標(biāo)，檢索SIT與CON干預(yù)普通健康人群對(duì)影響的隨機(jī)對(duì)照組實(shí)驗(yàn)（RCT），進(jìn)行Meta分析，探究SIT對(duì)普通健康人群的干預(yù)效果、SIT不同周期的干預(yù)效果以及SIT與ET干預(yù)效果比較。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)檢索

計(jì)算機(jī)檢索 PubMed、Web of Science、CNKI等數(shù)據(jù)庫(kù)，檢索的時(shí)間為建庫(kù)至2018年6月30日。英文檢索詞為 interval training、sprint interval training、sprint、cardiorespiratory fitness等；中文檢索詞為間歇訓(xùn)練、沖刺間歇訓(xùn)練、最大攝氧量、心血管等。

1.2 文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)

（1）健康普通人群參與試驗(yàn)。（2）SIT實(shí)驗(yàn)組的強(qiáng)度控制必須為“全力以赴”“竭盡全力”或“≥100%訓(xùn)練間歇比為 30 s∶4 min。（3）對(duì)照組必須為空白對(duì)照或中等強(qiáng)度有氧訓(xùn)練干預(yù)組（ET）。（4）結(jié)局指標(biāo)必須在實(shí)驗(yàn)室通過(guò)專業(yè)測(cè)試器械獲取。

1.3 文獻(xiàn)排除標(biāo)準(zhǔn)

（1）非健康普通人群參與試驗(yàn)。（2）SIT訓(xùn)練強(qiáng)度沒(méi)有達(dá)到“全力以赴”“竭盡全力”或“≥（3）綜述類文獻(xiàn)、會(huì)議、報(bào)刊、數(shù)據(jù)無(wú)法提取的文獻(xiàn)、重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)。

1.4 質(zhì)量評(píng)價(jià)

采用經(jīng)典的Jadad質(zhì)量評(píng)分表對(duì)納入的文獻(xiàn)進(jìn)行評(píng)分，主要包括以下3個(gè)方面：隨機(jī)序列的產(chǎn)生是否恰當(dāng)，若文獻(xiàn)對(duì)隨機(jī)化方法有具體的描述且方法恰當(dāng)，加1分，否則扣1分；是否采用盲法，若詳細(xì)描述了盲法且方法恰當(dāng)，加1分，否則扣1分；若對(duì)退出和失訪進(jìn)行描述加1分，否則扣1分；總評(píng)分為 5 分，其中，1～2 分為低質(zhì)量，3～5 分為高質(zhì)量。Cochrane手冊(cè)5.1.0標(biāo)準(zhǔn)對(duì)納入文獻(xiàn)質(zhì)量進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)[20]。 主要包括：（1）隨機(jī)序列的產(chǎn)生；（2）盲法分配；（3）對(duì)參與者與研究人員采用盲法；（4）對(duì)結(jié)果的評(píng)估采用盲法；（5）結(jié)局?jǐn)?shù)據(jù)的完整性；（6）研究結(jié)果的選擇性報(bào)道；（7）其他。最后以文字、圖示方法顯示對(duì)所有納入文獻(xiàn)的評(píng)價(jià)結(jié)果。

1.5 數(shù)據(jù)提取

閱讀全文后，由兩位研究者進(jìn)行單獨(dú)資料提取，如果有分歧則通過(guò)第3位研究者進(jìn)行評(píng)估，通過(guò)協(xié)商達(dá)成一致結(jié)果。研究?jī)?nèi)容包括：第一作者、文獻(xiàn)發(fā)表年限、人群、年齡、性別、樣本量、干預(yù)強(qiáng)度、干預(yù)周期、干預(yù)頻率、結(jié)局指標(biāo)等。對(duì)缺乏數(shù)據(jù)信息或者信息不明確的資料通過(guò)郵件形式與作者進(jìn)行聯(lián)系獲取。

1.6 數(shù)據(jù)分析

采用Revman5.3軟件對(duì)納入文獻(xiàn)的結(jié)局指標(biāo)進(jìn)行合并效應(yīng)分析，由于本研究所納入的文獻(xiàn)結(jié)局指標(biāo)為均數(shù)加標(biāo)準(zhǔn)差形式，屬于連續(xù)性變量，且結(jié)局指標(biāo)單位統(tǒng)一，因此，效應(yīng)尺度指標(biāo)選擇均數(shù)差（MD）進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。各研究間異質(zhì)性檢驗(yàn)采用x2檢驗(yàn)，P＞0.1為無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性，同時(shí)用I2的值判斷研究間的異質(zhì)性大小，當(dāng)I2＜40%為低異質(zhì)性，40%≤I2≤70%為中度異質(zhì)性，I2＞70%為高度異質(zhì)性。當(dāng)研究間無(wú)異質(zhì)性或?yàn)榈彤愘|(zhì)性時(shí)，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析；當(dāng)研究間異質(zhì)性較明顯時(shí)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行效應(yīng)分析，并通過(guò)亞組分析探究異質(zhì)性可能來(lái)源。Revman5.3軟件繪制漏斗圖，判斷發(fā)表是否存在偏倚。

2 研究結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果

文獻(xiàn)檢索流程如圖1所示。初步檢索數(shù)據(jù)庫(kù)得到相關(guān)文獻(xiàn)897篇，通過(guò)其他資源補(bǔ)充得到相關(guān)文獻(xiàn)0篇，整理剔除重復(fù)發(fā)表文獻(xiàn)429篇，獲得文獻(xiàn)468篇，閱讀文獻(xiàn)標(biāo)題和摘要后篩除文獻(xiàn)414篇，閱讀全文后，排除不能提取數(shù)據(jù)、干預(yù)強(qiáng)度存在問(wèn)題等文獻(xiàn)共41篇，最終確定納入文獻(xiàn)13篇[13-15,18,21-29]包括15個(gè)研究。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖Figure 1 Literature Screening Flow Chart

表1 納入文獻(xiàn)的基本特征Table I Basic Characteristics of the Included Literature

2.2 納入文獻(xiàn)的基本特征

如表1所示，納入的13篇包括15個(gè)研究，文獻(xiàn)公開(kāi)發(fā)表時(shí)間為2007—2018年，受試者均為普通健康人群，包括學(xué)校學(xué)生和沒(méi)有專業(yè)運(yùn)動(dòng)經(jīng)歷的普通人群?？偸茉囌吆嫌?jì)343人（男214人、女129人），SIT組 174人，CON組 169人，年齡范圍為 17～36歲。干預(yù)強(qiáng)度方面，SIT組均為“all out”（全力以赴），CON組包括無(wú)干預(yù)（6篇）、ET干預(yù)（7篇）；干預(yù)周期包括 2周（2篇）、4周（3篇）、6周（4篇）、8 周（2 篇）、10 周（2 篇）；干預(yù)·頻率包括 3 次 /周（14篇）、5次 /周（1篇）；干預(yù)后變化方面，4篇對(duì)照組優(yōu)于實(shí)驗(yàn)組，11篇實(shí)驗(yàn)組優(yōu)于對(duì)照組；所有納入文獻(xiàn)結(jié)局指標(biāo)均有單位均統(tǒng)一為mL/kg/min。

2.3 方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)

Jadad得分：13篇納入文獻(xiàn)中，5篇為高質(zhì)量（≥3 分）[15,22,24,26,28]，8 篇為低質(zhì)量 （＜3 分）[13,14,18,21,23,25,27,29]（表1）。納入的13篇文獻(xiàn)中5篇未隨機(jī)分組[13,21,23,25]，1篇未提及是否隨機(jī)[18]，所有文獻(xiàn)中均未提及參與者或研究人員采用盲法，納入文獻(xiàn)結(jié)局指標(biāo)均完整且研究結(jié)果有選擇性報(bào)道。具體偏倚風(fēng)險(xiǎn)見(jiàn)圖2和圖3。

圖2 偏倚風(fēng)險(xiǎn)比例圖Figure 2 Bias Risk Scale

圖3 偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)示意圖Figure 3 Sketch Map of Bias Risk Assessment

2.4 研究結(jié)果

2.4.1 SIT對(duì)健康普通人群最大攝氧量的影響

圖4 SIT與CON對(duì)指標(biāo)提升的情況森林圖Figure 4 Forest Map of Via SIT and CON

圖5 發(fā)表偏倚漏斗圖Figure 5 Funnel Plots of Bias Risk

2.4.2亞組分析

表2 SIT與CON對(duì)指標(biāo)提升的亞分組分析Table II Subgroup Analysis of Improvement via SIT and CON

表2 SIT與CON對(duì)指標(biāo)提升的亞分組分析Table II Subgroup Analysis of Improvement via SIT and CON

干預(yù)強(qiáng)度 樣本數(shù) MD 95%CI I2 P（異質(zhì)性）CON組 無(wú)干預(yù) 7 3.87 3.25 4.49 27% P=0.26 ET 干預(yù) 8 -0.23 -1.42 0.96 91% P＜0.00001 ET 2～4 周 2 1.43 -0.54 3.40 16% P=0.15 6～8 周 4 -0.54 -2.05 0.97 8% P=0.21 10周 2 1.91 0.23 3.59 0% P=0.34無(wú)干預(yù)2～4 周 4 3.06 0.73 5.39 0% P=0.46 6～8 周 2 1.86 0.21 3.49 0% P=0.54 10周13.101.464.74——男7性別2.34 1.11 3.56 9% P=0.34女1 4.103.394.81——混合 7 0.22 -1.16 1.60 0% P=0.42文獻(xiàn)質(zhì)量 高質(zhì)量 6 2.43 1.24 3.61 0% P=0.34低質(zhì)量 9 0.96 -0.60 2.52 17% P=0.29

如表2所示：CON組各研究之間存在低度異質(zhì)性（I2=27%，P=0.26），合并效應(yīng)量[MD=3.87，95%CI（3.25，4.49），P＜0.00001]，結(jié) 果 顯 示 SIT 對(duì)的提高水平顯著優(yōu)于 CON組（P＜0.05）；ET干預(yù)組各研究之間存在高度異質(zhì)性 （I2=91%，P＜0.00001），合并效應(yīng)量[MD=-0.23，95%CI（-1.42,0.96），P＞0.05]；結(jié)果顯示干預(yù)強(qiáng)度是異質(zhì)性來(lái)源主要因素，SIT對(duì)的提高水平與ET干預(yù)組不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（P＞0.05）。

ET干預(yù)組內(nèi)，2～4周干預(yù)各研究之間存在低度異質(zhì)性（I2=16%，P=0.15），合并效應(yīng)量[MD=1.43，95%CI（-0.54,3.40），P=0.16]；6～8 周干預(yù)各研究之間存在低度異質(zhì)性（I2=8%，P=0.21），合并效應(yīng)量[MD=-0.54，95%CI（-2.05,0.97），P=0.48]；10 周干預(yù)各研究之間不存異質(zhì)性（I2=0%，P=0.34），合并效應(yīng)量[MD=1.91，95%CI（0.23,3.59），P=0.02]。 結(jié)果顯示短周期 2～4 周與6～8周，SIT對(duì)的提高水平與ET干預(yù)組不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（P＞0.05）；10周 SIT 對(duì)的提高水平優(yōu)于 ET 干預(yù)組（P＜0.05）。

無(wú)干預(yù)組內(nèi)比較顯示：2～4周干預(yù)各研究之間不存在異質(zhì)性（I2=0%，P=0.46），合并效應(yīng)量[MD=3.06，95%CI（0.73,5.39），P=0.01]；6～8 周干預(yù)各研究之間不存在異質(zhì)性（I2=0%，P=0.54），合并效應(yīng)量[MD=1.86，95%CI （0.21,3.49），P=0.02]；10 周干預(yù)合并效應(yīng)量[MD=1.91，95%CI（0.23,3.59），P=0.0002]。結(jié)果顯示2～10周 SIT對(duì)的提高水平均優(yōu)于無(wú)干預(yù)組（P＜0.05）。

性別因素各研究之間不存在異質(zhì)性 （I2≤50%，P＞0.05）；文獻(xiàn)質(zhì)量因素方面，高質(zhì)量文獻(xiàn)不存在異質(zhì)性（I2=0%，P=0.34），低質(zhì)量文獻(xiàn)各研究之間存在低度異質(zhì)性（I2=17%，P=0.29），可忽略。結(jié)果顯示SIT干預(yù)效果與性別、文獻(xiàn)質(zhì)量無(wú)關(guān)（P＞0.05）。

2.5 敏感性分析

為了驗(yàn)證本研究結(jié)果的可靠性，通過(guò)對(duì)研究中納入的15個(gè)研究進(jìn)行敏感性分析，改變研究質(zhì)量差異、納入標(biāo)準(zhǔn)、統(tǒng)計(jì)模型、效應(yīng)量的選擇以及逐個(gè)剔除納入文獻(xiàn)等，再次進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示合并后結(jié)果改變不明顯，說(shuō)明本研究的Meta分析較為可信。

如表3所示，將納入的15個(gè)研究，通過(guò)逐個(gè)剔除的方法，再進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示剔除任何一篇文獻(xiàn)，P（合并效應(yīng)）均小于 0.05，SIT對(duì)的提升水平均優(yōu)于CON組。

表3 剔除單個(gè)研究后的合并效應(yīng)（SIT對(duì)CON組）Table III Combined Effects after Excluding a Single Study(SIT vs.CON)

3 討論分析

近年來(lái)，由于缺乏足夠的運(yùn)動(dòng)鍛煉時(shí)間[9-11]，人們更熱衷于短時(shí)高效的訓(xùn)練方法，SIT作為HIIT的一種新模式，得到了廣泛的關(guān)注。相對(duì)于HIIT，SIT典型的特點(diǎn)是強(qiáng)度大，周期短。其訓(xùn)練強(qiáng)度為“all out”（全力沖刺），間歇時(shí)間較為充分，一般比例為 30 s∶4 min[25-29]，每次訓(xùn)練沖刺 4～6 次[25-29]，在15 min有限的時(shí)間內(nèi)可以取得理想的效果[31-32]，有研究證明SIT對(duì)心肺適能與肌氧含量的潛在影響可能更為明顯[33-34]。在周期上，SIT當(dāng)前研究主要集中在2～4 周[13,15,22,26,28]與 6～8 周[14,18,23-25,29]，10 周[21,27]及以上相對(duì)較少，有研究認(rèn)為短周期內(nèi)SIT的鍛煉效果可能與周期長(zhǎng)短無(wú)關(guān)[18,35]。

Meta分析結(jié)果顯示，與 CON 組相比，2～4周、6～8周SIT訓(xùn)練，的提升效果顯著；10周SIT訓(xùn)練，的提升效果非常顯著，但由于已發(fā)表的相關(guān)文獻(xiàn)以及樣本量較少，仍需今后進(jìn)一步研究證明。干預(yù)周期方面，Bailey等讓8名健身愛(ài)好者在Wingate功率自行車上以自身體重7.5%的阻力作為負(fù)荷，全力進(jìn)行了4次30 s的沖刺訓(xùn)練，休息間歇為4 min，每周3次，2周SIT后結(jié)果顯示實(shí)驗(yàn)前后受試者的平均提升7.14%[22]。Bayati等讓8名健康男性本科大學(xué)生全力以赴進(jìn)行了4周SIT訓(xùn)練，其中訓(xùn)練間歇比為30 s：4 min，每次課重復(fù)6次沖刺，結(jié)果顯示實(shí)驗(yàn)前后受試者平均提升9.64%[13]。Songsorn等讓15名當(dāng)?shù)亟】的行院团允茉囌咴诠β首孕熊嚿弦宰陨眢w重7.5%的阻力負(fù)荷進(jìn)行了4周，每周3次的沖刺訓(xùn)練，其訓(xùn)練間歇比為30 s:4 min，結(jié)果顯示實(shí)驗(yàn)前后受試者平均提升8.70%[26]。Sousa等讓26名健康大學(xué)生進(jìn)行了2周SIT，其訓(xùn)練間歇比為30 s:4 min，結(jié)果顯示實(shí)驗(yàn)前后受試者平均提升10.47%[28]。Rebecca等讓10名健康男女大學(xué)生在跑步機(jī)上進(jìn)行了6周沖刺訓(xùn)練，其訓(xùn)練間歇比為30 s:4 min，結(jié)果顯示實(shí)驗(yàn)前后受試者平均提升11.54%[23]。Kirsten等讓10名健康男性和女性受試者在Wingate功率自行車進(jìn)行沖刺訓(xùn)練，其中1～2周沖刺4次，3～4周沖刺5次，5～6周沖刺 6次，共6周，每周3次，其訓(xùn)練間歇比為30 s:4 min，結(jié)果顯示實(shí)驗(yàn)前后受試者平均提升7.32%[18]。Jordan等讓10名健康男性大學(xué)生進(jìn)行了6周沖刺訓(xùn)練，每周3次，其訓(xùn)練間歇比為30 s:4 min，結(jié)果顯示實(shí)驗(yàn)前后受試者平均提升5.52%[29]。Sokmen等讓20名健康男性和女性受試者進(jìn)行跑臺(tái)和50 m跑的沖刺訓(xùn)練，間歇3 min，每周3次，持續(xù)了10周，結(jié)果顯示實(shí)驗(yàn)前后受試者平均提升 15.55%[27]。 綜上所述，2～4 周與 6～8周SIT訓(xùn)練提升效果顯著，平均提升率分別為8.08%與10.25%，但兩者相比，干預(yù)周期長(zhǎng)短對(duì)提升效果不存在顯著差異，本研究結(jié)果與Burgomaster等研究基本一致，10周SIT訓(xùn)練，平均提升率12.33%，相關(guān)樣本較少，結(jié)果仍需進(jìn)一步證明[18,35]。

Meta 分析結(jié)果顯示，與 ET 組相比，2～4 周、6～8周SIT訓(xùn)練，的提升效果不存在顯著差異；10周SIT訓(xùn)練，優(yōu)于ET組。Kirsten等讓10名健康男性和女性受試者在Wingate功率自行車進(jìn)行沖刺訓(xùn)練，訓(xùn)練間歇比為30 s:4 min，10名受試者以65%進(jìn)行ET訓(xùn)練，持續(xù)40 min，6周后受試者實(shí)驗(yàn)前后平均分別提升7.32%和9.76%，結(jié)果顯示兩者不存在顯著性差異[18]。Rebecca等讓10名健康男女大學(xué)生跑步機(jī)上進(jìn)行了6周間歇比為30 s:4 min的沖刺訓(xùn)練，ET組在跑步機(jī)上進(jìn)行65%的有氧耐力訓(xùn)練，1～2 周 30 min，3～4 周 45 min，5～6周60 min，6周后受試者實(shí)驗(yàn)前后平均分別提升11.54%和12.50%[23]。Rudarli等讓8名健康男性大學(xué)生在Monark功率自行車上進(jìn)行了8周SIT訓(xùn)練，其中訓(xùn)練間歇比為30 s:4 min，ET組Monark功率自行車上以60%進(jìn)行了8周有氧耐力訓(xùn)練，8周后受試者實(shí)驗(yàn)前后平均分別提升7.0%和8.70%，結(jié)果顯示兩者不存在顯著性差異[25]。Sokmen等讓20名健康男性和女性受試者進(jìn)行跑臺(tái)和50 m跑的沖刺訓(xùn)練，間歇 3 min，共10周，ET組讓 22名受試者以 75%在功率自行車上進(jìn)行了10周有氧耐力訓(xùn)練，其中前4周時(shí)持續(xù) 30 min，5周時(shí)持續(xù) 35 min，8周時(shí)增加到40 min，10周時(shí)增加到60 min，10周后受試者實(shí)驗(yàn)前后平均分別提升15.55%和8.65%，結(jié)果顯示SIT的提升效果優(yōu)于ET組[27]。綜上所述：與 ET 相比，2～4 周、6～8 周 SIT 訓(xùn)練的提升效果不存在顯著差異（P＞0.05）；10周 SIT訓(xùn)練，優(yōu)于ET組，但10周干預(yù)相關(guān)樣本較少，結(jié)果仍需進(jìn)一步證明。

SIT作為HIIT的一種訓(xùn)練模式，其訓(xùn)練強(qiáng)度較HIIT更大，這可能是其可以在短周期內(nèi)提高的機(jī)制，為此研究者[14,18,22,24,36]從影響的因素出發(fā)，在中樞與外周適應(yīng)上 （心輸出量與線粒體酶活性）進(jìn)行探索，認(rèn)為對(duì)于普通人群，其有可能未達(dá)到個(gè)體的生理極限，當(dāng)給予高強(qiáng)度刺激時(shí)（SIT），可以使肌纖維募集達(dá)到最高的水平[22]，在短期內(nèi)引起了肌纖維內(nèi)部適應(yīng)性的變化，刺激到普通人群有氧供能系統(tǒng)，改善肺部利用氧的效率，提高肌肉的氧含量，同時(shí)增加氧擴(kuò)散進(jìn)入線粒體并與H+反應(yīng)生成H2O的能力[37]，在短期內(nèi)提高了普通人群的心肺機(jī)能。張曉英在研究中認(rèn)為，對(duì)普通人群來(lái)說(shuō)，最大攝氧量測(cè)試中參與運(yùn)動(dòng)的肌肉越多，值越大，例如他們?cè)谧孕熊嚿汐@得的值要低于在跑臺(tái)上得到的值[38]。因此，本研究認(rèn)為SIT可以在短時(shí)間內(nèi)肌纖維募集達(dá)到最高的水平，進(jìn)而提高ET雖然在相同的周期內(nèi)（2～4周與6～8周）同樣會(huì)產(chǎn)生相似的生理適應(yīng)，但相對(duì)于SIT，其單次訓(xùn)練需要給予更長(zhǎng)時(shí)間的刺激。因此在短周期內(nèi)（2～4周與6～8周），SIT與ET并沒(méi)有表現(xiàn)出顯著性的差異。相對(duì)于10周及更長(zhǎng)時(shí)間的干預(yù)，當(dāng)前的參考文獻(xiàn)相對(duì)有限，其機(jī)制需要進(jìn)一步研究探明。

本研究不足之處：（1）在檢索過(guò)程中沒(méi)有納入未發(fā)表的文獻(xiàn)，相關(guān)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)不全。（2）本研究納入SIT方案訓(xùn)練間歇比為30 s:4 min，對(duì)于其他形式的訓(xùn)練間歇方式未納入，可能引起結(jié)果偏倚，但敏感性分析提示減小納入的文獻(xiàn)，并不會(huì)對(duì)合并效應(yīng)結(jié)果產(chǎn)生顯著的影響。（3）納入受試者年齡較為集中，對(duì)于老年、中年納入較少，未能檢驗(yàn)?zāi)挲g對(duì)SIT干預(yù)效果的影響。在未來(lái)研究中應(yīng)該嘗試探究SIT對(duì)于普通年輕人、中年人、老年的干預(yù)效果對(duì)比，不同訓(xùn)練間歇比對(duì)普通健康人群的影響，SIT對(duì)健康普通人群與非健康人群的干預(yù)效果對(duì)比。

4 結(jié)論