F-MARC IPPs對足球運動損傷風(fēng)險預(yù)防效應(yīng)的元分析

張永鵬，吉 斌，楊佳英，陶 飛，賈智杰，魏瓊園

目前，全世界每年有超4億人口參與足球運動（徐金成 等，2017；Sadigursky et al.，2017），據(jù)國際足球聯(lián)合會（Fédération Internationale de Football Association,FIFA）統(tǒng)計，全世界約有2.7億職業(yè)或業(yè)余足球運動員注冊（Baren‐go et al.，2014；Sadigursky et al.，2017）?？茖W(xué)的足球運動可增強體質(zhì)，促進健康，在降低慢性?。ㄈ缣悄虿　⒏哐獕旱龋╋L(fēng)險因素等方面有積極作用，然而在考慮其帶來眾多健康效益的同時，也應(yīng)重視高強度運動及身體對抗所帶來的損傷風(fēng)險（賈蒙蒙 等，2019；徐金成 等，2015；D?nmez et al.，2017）。據(jù)國際足球聯(lián)合會醫(yī)學(xué)評估與研究中心（FIFA Medical Assessment and Research Centre，F(xiàn)MARC）統(tǒng)計，全世界每年都會發(fā)生數(shù)以百萬計與足球運動有關(guān)的受傷事件，累計相關(guān)醫(yī)療花費每年可達300億美元（徐金成等，2015）。鑒于足球運動的高損傷風(fēng)險，F(xiàn)MARC提出運動損傷預(yù)防項目（Sports Injury Prevention Programs，IPPs）以降低其損傷發(fā)生率。

F-MARC成立于1994年，其致力于維護足球運動員健康，預(yù)防足球運動損傷，并將IPPs作為一項核心研究內(nèi)容，先后發(fā)展制定兩項綜合熱身練習(xí)（FIFA 11及其修訂版FIFA 11+），并于2009年開始在FIFA成員國或協(xié)會中推廣（徐金成等，2015），然而，我國在足球運動中使用FMARC IPPs的頻率較低，尚未公開培訓(xùn)和推廣F-MARC IPPs，并且鮮見關(guān)于損傷預(yù)防方案的研究（賈蒙蒙等，2019；徐金成等，2015）。F-MARC IPPs是通過系統(tǒng)地?zé)嵘砘顒觼斫档妥闱蜻\動損傷風(fēng)險，包括核心力量訓(xùn)練，下肢力量訓(xùn)練，本體感受訓(xùn)練和動、靜態(tài)穩(wěn)定性訓(xùn)練。近年，F(xiàn)-MARC IPPs已在足球運動損傷預(yù)防中取得長足進步和發(fā)展（Krustrup et al.，2015），有研究證實，該項目可達到預(yù)防運動損傷、促進運動表現(xiàn)的目的，但與此同時，也有研究得出不同結(jié)論。基于上述，關(guān)于F-MARC IPPs有效性的研究結(jié)論仍存在一定分歧，因此，從這一類型研究中肯定其干預(yù)效果是十分必要的。系統(tǒng)評價和元分析是當(dāng)前國際較為流行的生產(chǎn)高級別證據(jù)、檢驗臨床實驗的研究方法，目前已有F-MARC IPPs元分析研究對其干預(yù)效果進行系統(tǒng)評價，并證實其置信效果（徐金成等，2015；Attar et al.，2016；Neto et al.，2016；Sadigursky et al.，2017；Thorborg et al.，2017），但是，鮮見探討F-MARC IPPs干預(yù)和損傷預(yù)防效果之間調(diào)節(jié)變量的研究，如性別、年齡、干預(yù)措施、頻率和周期等，且部分研究未對熱身方案進行區(qū)分。此外，對F-MARC IPPs干預(yù)促進運動員運動表現(xiàn)的元分析研究較為匱乏，僅有Neto等（2016）對其影響效果進行系統(tǒng)評價?；诖?，本研究運用元分析方法，提出研究假設(shè)（H）：F-MARC IPPs干預(yù)對損傷風(fēng)險及運動表現(xiàn)具有積極作用；系統(tǒng)評價關(guān)于損傷預(yù)防方案影響足球運動員損傷發(fā)生率及運動表現(xiàn)的研究文獻并進行假設(shè)檢驗。

1 研究方法

研究遵循系統(tǒng)文獻綜述和元分析報告條目指南PRISMA（Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-analyses）標(biāo)準(zhǔn)（Moher et al.，2009）。

1.1 文獻來源及檢索策略

檢索 PubMed、Web of Science、Science Direct、Cochrane Library、中國知網(wǎng)（CNKI）及萬方等6個數(shù)據(jù)庫。外文檢索以關(guān)鍵詞“F-MARC OR FIFA 11 OR FIFA 11+OR The 11 OR The 11+”進行檢索；中文檢索以關(guān)鍵詞“F-MARC或FIFA 11或FIFA 11+”進行檢索。對于不同數(shù)據(jù)庫，根據(jù)其檢索特點使用不同檢索元設(shè)置：PubMed為全域檢索，Web of Science為基本檢索“主題”檢索元設(shè)置，Sci‐ence Direct和Cochrane Library為標(biāo)題、摘要或關(guān)鍵詞檢索；中文數(shù)據(jù)庫為高級檢索“全文”檢索元設(shè)置，來源類別限制為“全部期刊”。為最大限度搜集文獻，對檢索到的研究或綜述中參考文獻目錄進行相關(guān)文獻的追溯查找，同時還對F-MARC官方網(wǎng)站提供的研究文獻進行搜集。檢索日期截止于2019年1月。

1.2 文獻篩選及納入、排除標(biāo)準(zhǔn)

由第一作者按照擬定納入、排除標(biāo)準(zhǔn)進行文獻篩選，通過閱讀題目和摘要進行初步篩選，得到可能合格的文獻后下載全文，精讀全文確定合格文獻，并對文章參考文獻目錄進行手動檢索和篩選，決定最終納入本研究系統(tǒng)評價和元分析的文獻。篩選過程中對于第一作者不能確定是否納入的文獻，由其余作者進行審閱或共同協(xié)商決定。

1.2.1 文獻納入標(biāo)準(zhǔn)

1）公開發(fā)表在學(xué)術(shù)期刊的全文論文。2）FIFA 11或11+對足球運動員（不包含五人制足球和沙灘足球）損傷風(fēng)險及運動表現(xiàn)影響的隨機對照實驗、隊列研究等。3）研究可提供樣本量、平均值、標(biāo)準(zhǔn)誤，或者組內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差、平均值的95%置信區(qū)間。4）結(jié)局指標(biāo)包含損傷發(fā)生率、運動表現(xiàn)中的一種或多種。

1.2.2 文獻排除標(biāo)準(zhǔn)

1）研究為系統(tǒng)文獻綜述或二次分析、重復(fù)文獻。2）僅提到研究計劃；研究對象中途失訪及退出較多；實驗對象為五人制、沙灘足球運動員或其他項目運動員。3）實驗數(shù)據(jù)不完整；實驗組及對照組基線差別太大；實驗結(jié)果未用M±SD表示的文獻。4）不符合納入標(biāo)準(zhǔn)要求的文獻。

1.3 納入文獻的數(shù)據(jù)提取

根據(jù)研究需要，參照Cochrane數(shù)據(jù)提取表，由第一作者和第三作者采用獨立雙盲的方法進行相關(guān)指標(biāo)的提取和錄入，提取結(jié)束后交叉核對。為保證資料提取的一致性、準(zhǔn)確性及客觀性，針對提取表中出現(xiàn)的分歧由其余作者共同參與協(xié)商決定。錄入標(biāo)準(zhǔn)包括：1）文獻外部特征（題目、作者、發(fā)表年限等）；2）受試者基本信息（研究對象人群、性別、年齡、樣本量等）；3）訓(xùn)練干預(yù)特征（實驗設(shè)計方案、干預(yù)周期等）；4）研究的主要結(jié)局指標(biāo)——損傷發(fā)生率，F(xiàn)IFA對足球損傷發(fā)生率的定義為單位時間內(nèi)（通常為1 000 h）傷害發(fā)生的人數(shù)與同期人口數(shù)之比，涉及在訓(xùn)練中和比賽中所受的所有傷害；5）次要結(jié)局指標(biāo)——運動表現(xiàn)（平衡、短跑、核心穩(wěn)定性及敏捷性測試）。

1.4 納入文獻的質(zhì)量評估

采用Cochrane系統(tǒng)評價指南提供的風(fēng)險偏倚評估工具，對納入研究進行7個條目的質(zhì)量評估：1）隨機分配方案；2）分配方案隱藏；3）雙盲實驗；4）效應(yīng)指標(biāo)盲檢；5）結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性；6）選擇性報告研究結(jié)果；7）其他偏倚來源（羅杰 等，2013），每條以“是”“否”“不清楚”作為評價結(jié)果。在統(tǒng)計過程中，對質(zhì)量評估進行分類，低度偏倚風(fēng)險：即完全滿足5條及以上評價條目，發(fā)生偏倚的可能性最??；中度偏倚風(fēng)險：滿足3～4條評價條目，發(fā)生偏倚的可能性為中度；高度偏倚風(fēng)險：滿足3條及以下評價條目，有發(fā)生偏倚的高度可能性。

1.5 統(tǒng)計學(xué)處理

選擇相對危險度（relative risk，RR）和標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差（standardized mean difference，SMD）及其95%CI為效應(yīng)尺度進行效應(yīng)量合并。合并分析前，先進行異質(zhì)性檢驗，采用Q檢驗（homogeneity test）和I2檢驗，若Q檢驗結(jié)果P＜0.1，表明研究間存在異質(zhì)性，反之則認(rèn)為研究間是同質(zhì)的；再結(jié)合I2定量分析異質(zhì)性的大小，I2值將異質(zhì)性分為4個程度：I2≤25%為輕度異質(zhì)性，25%＜I2≤50%為中度異質(zhì)性，50%＜I2≤75%為較大異質(zhì)性，I2＞75%為很大異質(zhì)性（羅杰等，2013）。Cochrane系統(tǒng)評價指南中推薦I2＜50%，其異質(zhì)性可以接受，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型進行元分析，反之則選擇隨機效應(yīng)模型。對異質(zhì)性的處理方法采用亞組分析。對元分析結(jié)果的穩(wěn)定性檢驗采用敏感性分析，如果敏感性分析結(jié)果與元分析結(jié)果無沖突，則敏感性分析結(jié)果增強元分析的可信度；若分析結(jié)果得出結(jié)論不一致，則需謹(jǐn)慎分析、解釋結(jié)果。最后采用漏斗圖和Egg‐er’s檢驗來檢測納入文獻的發(fā)表偏倚。

2 結(jié)果

2.1 文獻檢索與篩選

從各數(shù)據(jù)庫中共檢索到文獻830篇，其中PubMed 258篇，Web of Science 218篇，Science Direct 87篇，Co‐chrane Library 38篇，中國知網(wǎng)28篇，萬方數(shù)據(jù)庫187篇，并對F-MARC官方網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫提供的研究資料及可能合格文獻的參考文獻目錄進行追溯查找，得到文獻14篇。統(tǒng)一導(dǎo)入文獻管理軟件End-Note X8，通過系統(tǒng)和手動排重剔除重復(fù)文獻260篇，閱讀題目和摘要剔除不相關(guān)文獻521篇，得到可能合格文獻49篇；依據(jù)擬定納入標(biāo)準(zhǔn)精讀全文剔除不符合標(biāo)準(zhǔn)文獻25篇，最終納入本研究系統(tǒng)評價和元分析的文獻共24篇。

2.2 納入文獻特征

納入系統(tǒng)評價和元分析的24項研究共來自19個國家，其中英文文獻23篇，中文文獻1篇（賈蒙蒙 等，2018）。在24項研究中，有11項（表1）是對損傷風(fēng)險進行研究，其余13項（表2）是對運動表現(xiàn)進行研究。24項研究共涉及足球運動員7 814名，其中損傷預(yù)防研究共7 362名，運動表現(xiàn)研究共452名；研究對象以業(yè)余足球運動員或青少年足球運動員居多，僅2項研究是針對職業(yè)足球運動員（Abdolhamid et al.，2012；Costa Silva et al.，2015）。研究設(shè)計均為隨機對照實驗（randomized controlled trial，RCT）及隊列研究（Cohort Study）；主要內(nèi)容是評估F-MARC傷病預(yù)防計劃對足球運動員損傷風(fēng)險及運動表現(xiàn)的影響，實驗組（IG）采用FIFA 11或11+進行干預(yù)，其中7項研究采用FIFA 11進行干預(yù)，17項采用FIFA 11+進行干預(yù)，值得說明的是1項來自F-MARC的前瞻性隊列研究（Junge et al.，2002），研究中對于實驗組的干預(yù)措施并未定義為FIFA 11熱身練習(xí)，但研究明確說明“F-MARC Bricks”為10項熱身練習(xí)，以改善踝、膝關(guān)節(jié)穩(wěn)定性，提高軀干、臀部、腿部肌肉靈活性和力量為目的，因此將其納入并歸類為FIFA 11項目；對照組（CG）均采用常規(guī)的熱身程序。干預(yù)周期從2個月至12個月不等，干預(yù)頻率從1周1次至1周5次不等。

表1 損傷風(fēng)險研究文獻基本信息Table 1 List of Basic Information in the Injury Risk Research Literature

表2 運動表現(xiàn)研究文獻基本信息Table 2 List of Basic Information in the Sports Performance Research Literature

2.3 風(fēng)險偏倚評價

24項研究的方法學(xué)質(zhì)量評價（圖1、圖2）顯示，有11項研究達到低度偏倚風(fēng)險，10項達到中度偏倚風(fēng)險，其余3項研究為高度偏倚風(fēng)險文獻。24項研究中，有18項研究描述了生成隨機分配序列的方法；有14項研究描述了隱藏隨機分配序列的方法；有6項研究采用單盲實驗，僅有2項研究為雙盲實驗，其余研究均未報告對研究者和受試者實施盲法的方法；有6項研究描述了效應(yīng)指標(biāo)盲檢的實施方法；由于實驗性研究干預(yù)周期較長，24項研究均描述了失訪及處理方法，文獻質(zhì)量較高，研究結(jié)論具有較高的實踐參考價值。

圖1 納入研究風(fēng)險偏倚評價示意圖Figure 1. Map of the Study’s Risk Bias Evaluation

圖2 納入研究方法學(xué)質(zhì)量評價各項占比Figure 2. Percentage Chart for the Quality Evaluation of Research Methodology

2.4 F-MARC IPPs對足球運動損傷風(fēng)險影響的元分析

對本研究納入的11項損傷預(yù)防研究進行異質(zhì)性檢驗，Q=99.67，df=10，I2=90.0%，P=0.000，提示研究間存在很大的異質(zhì)性，應(yīng)用隨機效應(yīng)模型合并效應(yīng)量。元分析結(jié)果顯示（圖3），F(xiàn)-MARC IPPs合并RR及95%CI均落在無效豎線的左側(cè)，表明實驗組對足球運動損傷發(fā)生率的干預(yù)效果優(yōu)于對照組 ，RR=0.66，95%CI：0.53，0.83，P=0.000，說明F-MARC IPPs可顯著降低足球運動損傷風(fēng)險，每1 000 h總損傷發(fā)生率減少量為34%，該結(jié)果具有統(tǒng)計學(xué)意義。為檢驗元分析結(jié)果的穩(wěn)定性，對納入研究文獻進行敏感性分析，每次剔除1個研究后將剩余研究合并，以分析單個研究對合并結(jié)果的影響。結(jié)果顯示，Silvers-Granelli等（2017）和Steffen等（2008）的文獻偏倚較大，剔除其數(shù)據(jù)后將剩余研究合并，異質(zhì)性檢驗Q=40.55，df=8，I2=82.7%，P=0.000，各研究間仍存在較大的異質(zhì)性；RR=0.67，95%CI：0.61，0.74，P=0.000，該結(jié)果落在原結(jié)果的置信區(qū)間內(nèi)且具有統(tǒng)計學(xué)意義，因此該結(jié)果更加穩(wěn)定、可靠，但異質(zhì)性較高，需進行調(diào)節(jié)變量的亞組分析。

圖3 F-MARC IPPs對足球運動員損傷發(fā)生率影響的森林圖Figure 3. Meta-Analysis of the Effects of F-MARC IPPs on the Incidence of Injury in Football Players

2.4.1 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

本研究損傷預(yù)防效果元分析中多組數(shù)據(jù)間存在很大異質(zhì)性，說明各研究間存在潛在調(diào)節(jié)變量的可能。由于干預(yù)具體是從干預(yù)措施、周期和頻率進行控制，且不同性別、年齡段人群干預(yù)效果也存在一定差異，此外，熱身方案FI‐FA 11+為FIFA 11項目的修訂版，兩種方案在練習(xí)動作和重復(fù)次數(shù)上均有差異，上述差異可能對合并結(jié)果產(chǎn)生不同影響?；谘芯考僭O(shè)（H）及潛在調(diào)節(jié)變量，本研究進一步設(shè)置5項研究假設(shè)進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，H1：F-MARC IPPs對男性運動員損傷預(yù)防的效應(yīng)量最大；H2：F-MARC IPPs對20歲以上人群損傷預(yù)防的效應(yīng)量最大；H3：FIFA 11+預(yù)防損傷的效應(yīng)量最大；H4：8個月以上干預(yù)周期對損傷預(yù)防的效應(yīng)量最大；H5：每周3次以上的鍛煉頻率對損傷預(yù)防的效應(yīng)量最大。通過亞組分析5個調(diào)節(jié)變量檢驗結(jié)果顯示（表3），H1、H2、H3得到驗證，H4、H5未得到驗證。

表3 F-MARC IPPs對足球運動員損傷預(yù)防效果亞組分析Table 3 F-MARC IPPs Subgroup Analysis of Injury Prevention Effects in Football Players

2.4.2 發(fā)表偏倚分析

文獻發(fā)表偏倚采用漏斗圖分析和Egger’s檢驗，漏斗圖顯示（圖4），由于納入文獻中大樣本研究居多，因此較多的散點分布在偏上的位置，且基本左右平衡，但右側(cè)文獻稍存在偏倚，對結(jié)果影響較??；Egger’s檢驗P=0.802，95%CI：-2.52，3.17，提示原假設(shè)無小樣本效應(yīng)，同時可見Egger’s線性回歸圖（圖5）95%CI截距包含0，表明偏倚結(jié)果可以接受，因此可以判斷各研究間不存在明顯的發(fā)表偏倚。

圖4 發(fā)表偏倚漏斗圖Figure 4. Funnel Plots

圖5 Egger’s線性回歸圖Figure 5. Egger’s Linear Regression

2.5 F-MARC IPPs對足球運動員運動表現(xiàn)影響的元分析

基于原始文獻研究，選擇能反映運動員運動表現(xiàn)的結(jié)局指標(biāo)進行元分析：下蹲跳（CMJ）、20 m專項跑、Y型平衡測試（YBT）、星型平衡測試（SEBT）、伊利諾斯敏捷測試和功能性動作篩查（FMS）。

2.5.1 下蹲跳

共有6篇研究文獻（234名實驗對象）描述了干預(yù)前后足球運動員CMJ成績的變化情況，從元分析結(jié)果可知，Q=8.73，df=5，I2=42.7%，P=0.120，提示各研究間存在中度異質(zhì)性，在可接受范圍，應(yīng)用固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)量。研究顯示，SMD及95%CI均落在無效豎線右側(cè)（圖6A），SMD=0.33，95%CI：0.07，0.59，P=0.013，表明 F-MARC IPPs干預(yù)可顯著提高足球運動員CMJ成績，且具有統(tǒng)計學(xué)意義。

2.5.2 20 m專項跑

共有6篇研究文獻（256名實驗對象）描述了干預(yù)前后足球運動員20 m專項跑成績的變化情況，從元分析結(jié)果可知，Q=34.64，df=5，I2=85.6%，P=0.000，表明各研究間存在很大的異質(zhì)性，應(yīng)用隨機效應(yīng)模型合并效應(yīng)量。研究顯示SMD及95%CI均落在無效豎線左側(cè)（圖6B），SMD=-0.73，95%CI：-1.44，-0.02，P=0.045，該結(jié)果具有統(tǒng)計學(xué)意義。敏感性分析顯示，當(dāng)剔除Alvina等（2018）文獻時，剩余研究合并效應(yīng)量，Q=1.35，df=4，I2=0.0%，P=0.854，各研究間不存在異質(zhì)性，SMD=-0.38，95%CI：-0.66，-0.09，P=0.009，該結(jié)果仍在原結(jié)果置信區(qū)間內(nèi)且具有統(tǒng)計學(xué)意義，說明該文獻可能是引起異質(zhì)性的來源，剔除后各研究間同質(zhì)性較好。表明F-MARC IPPs干預(yù)可提高足球運動員20 m專項跑成績，其結(jié)果更加可靠、可信。

2.5.3 Y型平衡測試

共有4篇研究文獻（125名實驗對象）描述了干預(yù)前后足球運動員YBT成績的變化情況，從元分析結(jié)果可知，Q=5.81，df=3，I2=48.3%，P=0.121，表明各研究間存在中度異質(zhì)性，應(yīng)用固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)量。研究顯示，SMD及95%CI均落在無效豎線右側(cè)（圖6C），SMD=0.83，95%CI：0.46，1.20，P=0.000，提示F-MARC IPPs干預(yù)可提高足球運動員YBT成績，且具有統(tǒng)計學(xué)意義。

2.5.4 星型平衡測試

共有2篇研究文獻（105名實驗對象）描述了干預(yù)前后足球運動員SEBT成績的變化情況，從元分析結(jié)果可知，Q=1.91，df=1，I2=47.6%，P=0.167，研究間存在中度異質(zhì)性。研究顯示，SMD＞0，但95%CI與無效豎線相交（圖6D），SMD=0.29，95%CI：-0.10，0.68，P=0.141，說 明 F-MARC IPPs干預(yù)對足球運動員SEBT成績有提高的趨勢，但不顯著。對SEBT研究文獻合并分析結(jié)果未達到統(tǒng)計學(xué)意義的可能解釋是，納入文獻數(shù)量及樣本量較少，代表性不足，研究結(jié)論可能出現(xiàn)一定偏差，因此，關(guān)于F-MARC IPPs干預(yù)促進SEBT測試成績的研究結(jié)論仍需更多高質(zhì)量RCTs研究予以論證。

圖6 F-MARC IPPs對足球運動員運動表現(xiàn)影響的森林圖Figure 6. Meta-Analysis of the Impact of F-MARC IPPs on the Performance of Football Players

2.5.5 伊利諾斯敏捷測試

共有5篇研究文獻（215名實驗對象）描述了干預(yù)前后足球運動員伊利諾斯敏捷測試成績的變化情況，從元分析結(jié)果可知，Q=1.16，df=4，I2=0.0%，P=0.885，提示各研究間同質(zhì)性較好。研究顯示，SMD及95%CI均落在無效豎線左側(cè)（圖 6E），SMD=-0.31，95%CI：-0.58，-0.04，P=0.026，提示F-MARC IPPs干預(yù)可提高足球運動員伊利諾斯敏捷測試成績，且具有統(tǒng)計學(xué)意義。

2.5.6 功能性動作篩查

共有2篇研究文獻（45名實驗對象）描述了干預(yù)前后足球運動員FMS成績的變化情況，從元分析結(jié)果可知，Q=2.32，df=1，I2=56.8%，P=0.128，研究間存在較高的異質(zhì)性。研究顯示，SMD＞0，但95%CI與無效豎線相交（圖7F），SMD=0.35，95%CI：-0.57，1.26，P=0.458，說明F-MARC IPPs干預(yù)對足球運動員FMS成績有提高的趨勢，但不顯著。對FMS研究文獻合并分析結(jié)果未達到統(tǒng)計學(xué)意義的可能解釋是，納入文獻數(shù)量及樣本量較少，代表性不足，研究結(jié)論可能出現(xiàn)一定偏差，因此，關(guān)于F-MARC IPPs干預(yù)促進FMS測試成績的結(jié)論仍需更多高質(zhì)量RCTs研究予以論證。

3 分析與討論

本次元分析共納入24篇原始文獻，其中損傷預(yù)防研究11篇，運動表現(xiàn)促進研究13篇，對納入研究進行方法學(xué)質(zhì)量評估和發(fā)表偏倚分析，納入研究具有較高的穩(wěn)定性。元分析顯示，F(xiàn)-MARC IPPs可有效降低參與足球運動的損傷風(fēng)險，在提高足球運動員下肢力量、靜態(tài)平衡及敏捷性方面也具有一定積極作用，由此驗證研究假設(shè)（H）。本研究證實其他關(guān)于F-MARC IPPs對足球運動員損傷預(yù)防有效性及運動表現(xiàn)促進作用的研究結(jié)論，Thor‐borg等（2017）對足球運動損傷風(fēng)險及常見的下肢損傷預(yù)防效果進行評估，證實了F-MARC IPPs在足球運動損傷風(fēng)險（RR=0.75，P=0.036）及常見下肢損傷風(fēng)險預(yù)防中的積極作用，但研究并未評估F-MARC IPPs對足球運動員生理參數(shù)及運動表現(xiàn)影響的分析；Neto等（2016）對F-MARC IPPs干預(yù)影響足球運動員運動表現(xiàn)的研究進行系統(tǒng)的回顧，研究表明，實驗組在干預(yù)后運動員SEBT、伊利諾斯敏捷測試、CMJ、20 m專項跑成績均有不同程度改善。

基于研究假設(shè)（H），本研究繼續(xù)進行5個調(diào)節(jié)變量的亞組分析。首先，對實驗對象特征（性別H1、年齡H2）進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。性別亞組發(fā)現(xiàn)，男性運動員組別產(chǎn)生了最大效應(yīng)量（RR=0.60，P=0.000），預(yù)防損傷的效果最好；女性運動員組別雖有顯著降低，但效應(yīng)量不及男性運動員組，由此驗證H1。這一結(jié)論與Attar等（2016）研究結(jié)果一致，但該研究并未證實F-MARC IPPs在女性運動員損傷預(yù)防的積極作用，合并效應(yīng)量未達到統(tǒng)計學(xué)意義。年齡亞組發(fā)現(xiàn)，20歲以上組別產(chǎn)生最大效應(yīng)量（RR=0.64，P=0.000），20歲以下組別干預(yù)效果雖達到顯著性，但效應(yīng)量不及20歲以上組，由此驗證H2。

其次，對干預(yù)措施（H3）進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，本研究干預(yù)措施包括FIFA 11和FIFA 11+項目，調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)IFA 11和FIFA 11+項目均可顯著降低足球運動損傷風(fēng)險，且FIFA 11+組別產(chǎn)生效應(yīng)量最大（RR=0.58，P=0.000），由此驗 證 H3。Attar等（2016）和 Thorborg等（2017）在其研究中也證明FIFA 11+在足球運動損傷預(yù)防中的積極作用，但上述研究關(guān)于FIFA 11的合并結(jié)果均未達到統(tǒng)計學(xué)意義，提示FIFA 11項目并不能有效預(yù)防損傷。

最后，本研究還進行干預(yù)方案（周期H4、頻率H5）的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。干預(yù)周期（H4）發(fā)現(xiàn)，5～8個月組別的干預(yù)達到預(yù)防損傷的最佳效果（RR=0.59，P=0.004）；2～5個月干預(yù)周期預(yù)防效果雖達到顯著性，但效應(yīng)量不及5～8個月組；值得注意的是8個月以上組，該組納入研究文獻僅2篇，調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果未達到統(tǒng)計學(xué)意義，可能的原因是納入文獻較少，從中得出的研究結(jié)論可能會存在一定的偏差，未來仍需納入更多文獻來探索干預(yù)周期這一調(diào)節(jié)變量，H4未得到驗證。干預(yù)頻率（H5）發(fā)現(xiàn)，2～3次/周是干預(yù)損傷預(yù)防的最優(yōu)選擇（RR=0.43，P=0.000），其次是1～2次/周，最后是3次以上/周，上述組別干預(yù)效果均達到顯著性，H5未得到驗證。

3.1 F-MARC IPPs對球員運動表現(xiàn)促進作用評估

本研究共納入運動表現(xiàn)研究文獻13篇，根據(jù)原始文獻確定以下評價指標(biāo)：CMJ、20 m專項跑、YBT、SEBT、伊利諾斯敏捷測試和FMS。現(xiàn)有數(shù)據(jù)表明，F(xiàn)-MARC IPPs對足球運動員CMJ、20 m專項跑、YBT及伊利諾斯敏捷測試成績有顯著促進作用，對SEBT、FMS成績的促進作用未達到顯著性，究其原因，SEBT、FMS指標(biāo)的納入文獻僅2篇，代表性不夠強，且少數(shù)研究得出研究結(jié)論可能會存在一定偏差。

運動表現(xiàn)測試是反映運動員技能水平高低的一項重要指標(biāo)，并且與損傷風(fēng)險間接相關(guān)（Neto et al.，2017）。Pe‐terson（2000）研究發(fā)現(xiàn)，所有損傷風(fēng)險增加2倍。在損傷預(yù)防機制中，平衡表現(xiàn)測試的合格性是極其重要的。研究顯示，較低的平衡能力與增高的損傷風(fēng)險有關(guān)（Plisky et al.，2006）。Butler等（2013）對59名足球運動員進行平衡表現(xiàn)測試，平衡測試得分低于89%的運動員有更高的損傷風(fēng)險，SEBT測試呈陽性的運動員（肢體長度綜合得分＜89%）在非接觸性下肢損傷的概率要高的多（37.7%～68.1%）。但本研究對SEBT測試的研究文獻合并結(jié)果未達到統(tǒng)計學(xué)意義，未來仍需有更多高質(zhì)量RCTs研究以加強結(jié)論。

3.2 F-MARC IPPs預(yù)防效應(yīng)的作用機制

F-MARC IPPs是一項專門針對足球運動損傷預(yù)防的熱身項目，包括FIFA 11及其修訂版FIFA 11+綜合熱身練習(xí)。基于已有證據(jù)，F(xiàn)-MARC IPPs可降低足球運動損傷風(fēng)險，在促進運動員運動表現(xiàn)方面也具有一定積極作用。進一步研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)IFA 11和FIFA 11+項目均可顯著降低損傷風(fēng)險，且FIFA 11+項目預(yù)防效果優(yōu)于FIFA 11項目。有研究認(rèn)為，F(xiàn)IFA 11在練習(xí)過程中缺乏樂趣，影響其依從性，繼而影響其干預(yù)效果（Kilding et al.，2008；Steffen et al.，2008）；但Van Beijsterveldt等（2012）研究發(fā)現(xiàn)，較高的依從性也未顯示出任何預(yù)防損傷的效果。FIFA 11項目由10個練習(xí)動作和“Fair Play（公平競賽）”理念組成（徐金成等，2015），完成時間10～15 min，主要目的是提高力量素質(zhì)、平衡能力以及跳躍和落地能力；FIFA 11+由3部分共15個結(jié)構(gòu)化練習(xí)組成，完成時間約20 min，主要目的是強化核心和腿部肌肉力量，以改善靜態(tài)、動態(tài)反應(yīng)性神經(jīng)肌肉控制、平衡和敏捷性（Attar et al.，2016），相比FIFA 11，F(xiàn)IFA 11+項目增加了少量練習(xí)內(nèi)容，并增加了部分練習(xí)的重復(fù)次數(shù)。本研究推測，F(xiàn)IFA 11和FIFA 11+在規(guī)定的運動強度上有所差異，是影響干預(yù)效果的重要因素之一，盡管FIFA 11和FIFA 11+都包含類似的練習(xí)，但FIFA 11+具有更高的運動負荷和技能水平，F(xiàn)IFA 11+第2部分每項練習(xí)分為3個運動等級，當(dāng)進行至第2級和第3級練習(xí)時，僅是重復(fù)次數(shù)和緊張時間就會增加2～3倍（Kilding et al.，2008；Soligard et al.，2009）。

FIFA 11+第1部分為跑動練習(xí)和主動伸展訓(xùn)練，第2部分為核心穩(wěn)定、快速伸縮復(fù)合訓(xùn)練、神經(jīng)肌肉控制漸進性練習(xí)，第3部分為結(jié)合方向變化高階跑動練習(xí)（徐金成等，2015）。第1、3部分跑動練習(xí)有助于喚醒、激活運動中樞神經(jīng)興奮性，促使機體內(nèi)組織溫度升高、降低肌肉粘滯度；第2部分主要目的是加強核心和下肢力量，改善靜態(tài)、動態(tài)反應(yīng)性神經(jīng)肌肉的控制、平衡和敏捷性（Attar et al.，2016；Impellizzeri et al.，2013）。相關(guān)研究證明，9周FIFA 11+練習(xí)可顯著改善神經(jīng)肌肉的控制，特別是核心穩(wěn)定性（Nouni-Garcia，2017）；Nakase等（2013）應(yīng)用正電子發(fā)射斷層掃描技術(shù)對FIFA 11+練習(xí)期間全身肌肉的活動進行評價，研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)IFA 11+第2部分練習(xí)可有效激活髖部伸展肌群和腹直肌，且這兩部位肌群與下肢控制和損傷預(yù)防息息相關(guān)（徐金成等，2015），這可能是損傷預(yù)防效應(yīng)的關(guān)鍵機制。

3.3 局限性

本研究主要目的是評估F-MARC IPPs對足球運動員的損傷預(yù)防效果，并且在亞組分析中探討了實驗對象性別、年齡及干預(yù)方案（熱身方案、干預(yù)周期及頻率）等調(diào)節(jié)變量對合并效應(yīng)量的影響。盡管嚴(yán)格按照PRISMA指南進行評估，但仍可能存在一定的局限性：1）部分文獻未檢索到，致使納入文獻不夠全面；2）納入文獻中雖有11項研究為低度偏倚文獻，但部分研究未報告對受試者及實驗者施盲的方法，可能存在實施偏倚風(fēng)險；3）由于文獻數(shù)據(jù)的限制，未能完全納入所有相關(guān)的研究指標(biāo)，未來仍需更多研究對生理、生化等指標(biāo)進行探索；4）由于國內(nèi)外對依從性的界定仍未達成共識，因此本研究未對依從性這一調(diào)節(jié)變量進行假設(shè)檢驗；5）納入文獻中實驗對象為職業(yè)運動員的研究文獻僅2篇，被試者共計41名，代表性不強，因此本文研究結(jié)論外延至職業(yè)運動員時應(yīng)謹(jǐn)慎參考。

4 結(jié)論

F-MARC IPPs可顯著降低足球運動損傷風(fēng)險，同時對足球運動員CMJ、20 m專項跑、YBT及伊利諾斯敏捷測試成績有顯著促進作用。進一步研究顯示，F(xiàn)-MARC IPPs對20歲以上的運動員干預(yù)效果最為明顯；相較于女性運動員，F(xiàn)-MARC IPPs對男性運動員促進效果更為突出；相比較FIFA 11項目，F(xiàn)IFA 11+項目能夠使損傷預(yù)防達到最大效應(yīng)量；相比于其他干預(yù)方案，每周2～3次的練習(xí)頻率，5～8個月的干預(yù)周期是預(yù)防損傷的最佳方案。