于亞琳，郭瑞瑩，張雪琰，董波

本文要點(diǎn)：

（1）與不進(jìn)行運(yùn)動(dòng)的對(duì)照組比較，抗阻運(yùn)動(dòng)可以降低中老年人群的C反應(yīng)蛋白、總膽固醇、三酰甘油、低密度脂蛋白膽固醇水平，升高其高密度脂蛋白膽固醇水平，抗阻運(yùn)動(dòng)具有減輕慢性炎性反應(yīng)、改善血脂的效果。（2）抗阻運(yùn)動(dòng)處方中，運(yùn)動(dòng)周期不超過(guò)12周、進(jìn)行高強(qiáng)度的抗阻運(yùn)動(dòng)對(duì)于改善中老年人群的炎性反應(yīng)、調(diào)節(jié)血脂水平效果更好。

心血管疾?。╟ardiovascular disease，CVD）作為影響心臟和血管解剖生理的循環(huán)系統(tǒng)疾病，以高血壓、缺血性心臟病、心力衰竭、腦血管?。ㄗ渲校?、周圍血管疾病等常見(jiàn)［1］。美國(guó)心臟病協(xié)會(huì)報(bào)告CVD是全球主要的死亡原因，死亡率正逐年升高，且超過(guò)半數(shù)CVD的死亡原因與糖尿病、高血壓、血脂異常等危險(xiǎn)因素相關(guān)［2］。一項(xiàng)前瞻性隊(duì)列研究顯示，超過(guò)70%的CVD歸因于可改變的危險(xiǎn)因素，其中代謝危險(xiǎn)因素（如血脂水平異常等）占41%［3］。脂質(zhì)異常作為中老年人群年齡特異性冠心病危險(xiǎn)因素之一［4］，其代謝紊亂在CVD的發(fā)展中起主要作用。此外，慢性炎性反應(yīng)也是中老年人群發(fā)病和死亡的重要危險(xiǎn)因素［5］。年齡增長(zhǎng)造成的循環(huán)系統(tǒng)慢性炎性狀態(tài)與冠心病、動(dòng)脈粥樣硬化等心血管疾病的發(fā)生密切相關(guān)［6-7］。C反應(yīng)蛋白（C-reactive protein，CRP）與心房顫動(dòng)的發(fā)生獨(dú)立相關(guān)，其升高可能強(qiáng)烈預(yù)測(cè)CVD事件［6］。高炎性標(biāo)志物水平會(huì)增加CVD發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，降低中老年人的生活質(zhì)量，因此減少與年齡相關(guān)的慢性炎性反應(yīng)是必要的［8］。

體育鍛煉被證明可以改善健康狀況，每周進(jìn)行適度運(yùn)動(dòng)可以降低30%的冠心病發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)［1］?？棺柽\(yùn)動(dòng)又稱力量訓(xùn)練或抗阻訓(xùn)練，是機(jī)體依賴自身肌肉力量對(duì)抗外部阻力而進(jìn)行運(yùn)動(dòng)的方法，可以提高肌肉力量，增加肌肉質(zhì)量和肌肉耐力［9-10］?？棺栌?xùn)練的阻力來(lái)源包括使用自由重量（杠鈴和啞鈴）、重量器械或個(gè)人自身重量等［11］?？棺柽\(yùn)動(dòng)可以緩解中老年人群由年齡增長(zhǎng)導(dǎo)致的肌肉質(zhì)量和力量的損失［12］，也可以降低冠心病、糖尿病等多種慢性病的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)［13-14］?？棺柽\(yùn)動(dòng)對(duì)于中老年人群心血管危險(xiǎn)因素的影響也被關(guān)注和研究，但各研究結(jié)論并不相同。CUNHA等［15］發(fā)現(xiàn)抗阻運(yùn)動(dòng)可以降低中老年人群的CRP、總膽固醇（total cholesterol，TC）、低密度脂蛋白膽固醇（low-density lipoprotein cholesterol，LDL-C）水平，但對(duì)三酰甘油（triglyceride，TG）、高密度脂蛋白膽固醇（high-density lipoprotein cholesterol，HDL-C）水平無(wú)影響；THEODOROU等［16］發(fā)現(xiàn)抗阻運(yùn)動(dòng)后TG水平明顯降低；DEIBERT等［17］發(fā)現(xiàn)抗阻運(yùn)動(dòng)可以升高HDL-C，對(duì)CRP卻無(wú)影響?？紤]到這些研究對(duì)象特征的不同及各研究之間的差異性，對(duì)于相關(guān)臨床研究進(jìn)行綜合分析是必要的，而目前尚缺乏抗阻運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人群心血管危險(xiǎn)因素影響的循證醫(yī)學(xué)研究。因此，本文旨在探究抗阻運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人群心血管危險(xiǎn)因素的影響，包括抗感染和調(diào)節(jié)脂代謝方面的作用效果，以期為臨床制定合適的抗阻運(yùn)動(dòng)方案提供一定的依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)檢索 檢索PubMed、Cochrane Library、EmBase、Web of Science、中國(guó)知網(wǎng)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)、維普中文科技期刊全文數(shù)據(jù)庫(kù)，檢索時(shí)間從建庫(kù)至2021-08-31，并手工檢索納入研究的參考文獻(xiàn)予以補(bǔ)充。英文關(guān)鍵詞為：“resistance training”“resistance program”“strength training”“middleaged and elderly”“middle-aged and older”“C-reactive protein”“triglyceride”“total cholesterol”“high-density lipoproteins cholesterol”“l(fā)ow-density lipoproteins cholesterol”“CRP”“TC”“TG”“HDL-C”“LDL-C”，采用MeSH主題詞加自由詞的方式檢索。中文關(guān)鍵詞為“抗阻運(yùn)動(dòng)”“中老年”“C反應(yīng)蛋白”“三酰甘油”“總膽固醇”“高密度脂蛋白膽固醇”“低密度脂蛋白膽固醇”。根據(jù)數(shù)據(jù)庫(kù)的具體要求對(duì)主要檢索詞進(jìn)行擴(kuò)展檢索，如：“三酰甘油”“總膽固醇”“高密度脂蛋白膽固醇”“低密度脂蛋白膽固醇”屬于并列關(guān)系，用“or”連接；“抗阻運(yùn)動(dòng)”“中老年”屬于限定關(guān)系，用“and”連接。

1.2 納入與排除標(biāo)準(zhǔn) 按照PICOS原則（Population，研究對(duì)象；Intervention，干預(yù)措施；Comparison，比較組；Outcome，結(jié)局；Study design，研究類型）制定標(biāo)準(zhǔn)。納入標(biāo)準(zhǔn)為：（1）研究對(duì)象為中老年人群（≥45歲），不限制疾病，中老年的劃分基于PubMed中Mesh術(shù)語(yǔ)和世界衛(wèi)生組織的相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)［18-19］；（2）干預(yù)措施為抗阻運(yùn)動(dòng)，對(duì)照組不進(jìn)行運(yùn)動(dòng)干預(yù)，研究組需提供詳細(xì)的抗阻運(yùn)動(dòng)方案；（3）研究類型為隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)；（4）結(jié)局指標(biāo)為CRP、TC、TG、HDL-C、LDL-C。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）觀察對(duì)象處于移植術(shù)后、腫瘤放/化療期間，患有自身免疫性疾??；（2）動(dòng)物實(shí)驗(yàn)、綜述、病例報(bào)告、會(huì)議摘要、學(xué)位論文；（3）涉嫌重復(fù)發(fā)表的研究，數(shù)據(jù)缺失的研究，無(wú)法獲取全文信息的研究。

1.3 文獻(xiàn)篩選及信息提取 所有文獻(xiàn)均由兩位研究員根據(jù)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)獨(dú)立篩選，依次閱讀題目、摘要、全文，最終確定符合標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)。運(yùn)用Excel表格對(duì)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行提取。提取數(shù)據(jù)包括：（1）一般資料，包括第一作者、發(fā)表時(shí)間；（2）基線資料，包括參與者數(shù)量、年齡、身體狀況；（3）抗阻運(yùn)動(dòng)方案，包括干預(yù)周期、運(yùn)動(dòng)方式、頻率、時(shí)長(zhǎng)、強(qiáng)度；（4）結(jié)局指標(biāo)，包括CRP、TC、TG、HDL-C、LDL-C。

1.4 納入研究的偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià) 由兩位研究員獨(dú)立運(yùn)用Cochrane系統(tǒng)評(píng)價(jià)手冊(cè)偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具［20］進(jìn)行評(píng)估。評(píng)估指標(biāo)包括隨機(jī)分配、分配隱藏、研究對(duì)象與實(shí)施者盲法、結(jié)果測(cè)量的盲法、結(jié)果數(shù)據(jù)完整性、選擇性報(bào)告、其他偏倚。考慮到運(yùn)動(dòng)干預(yù)很難實(shí)現(xiàn)參與者盲法，因此除了對(duì)參與者盲法有詳細(xì)說(shuō)明的研究外，未進(jìn)行明確說(shuō)明的研究，都被劃分為“研究對(duì)象、實(shí)施者盲法”高風(fēng)險(xiǎn)。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用RevMan 5.3軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。連續(xù)性變量以標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差（SMD）作為效應(yīng)指標(biāo)，各效應(yīng)量使用95%可信區(qū)間（95%CI）表示。納入研究的異質(zhì)性采用χ2檢驗(yàn)，根據(jù)I2定量判斷異質(zhì)性的大小。若各研究間無(wú)異質(zhì)性或異質(zhì)性較?。↖2≤50%，P≥0.1），采用固定效應(yīng)模型合并分析；若異質(zhì)性明顯（I2＞50%，P＜0.1），使用隨機(jī)效應(yīng)模型合并分析。對(duì)于異質(zhì)性較大的研究，使用敏感性分析探討異質(zhì)性來(lái)源，有針對(duì)性地進(jìn)行亞組分析。發(fā)表偏倚采用Egger's檢驗(yàn)法，使用Stata 16.0軟件進(jìn)行分析。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果 中文數(shù)據(jù)庫(kù)檢索文獻(xiàn)138篇，英文數(shù)據(jù)庫(kù)檢索文獻(xiàn)375篇，檢索納入文獻(xiàn)的參考文獻(xiàn)后補(bǔ)充文獻(xiàn)3篇，共516篇文獻(xiàn)。篩選后最終納入文獻(xiàn)15篇［15-17，21-32］，包括英文文獻(xiàn)12篇、中文文獻(xiàn)3篇。文獻(xiàn)篩選流程見(jiàn)圖1。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程Figure 1 Flow chart of literature retrieval

2.2 納入文獻(xiàn)的基本特征 共納入15項(xiàng)研究，476例研究對(duì)象，抗阻運(yùn)動(dòng)組237例、對(duì)照組239例。納入研究的抗阻運(yùn)動(dòng)方案以自由負(fù)重為主，對(duì)照組不進(jìn)行任何形式的體育鍛煉?？棺柽\(yùn)動(dòng)的訓(xùn)練周期為8～32周，訓(xùn)練頻率為2～4次/周，每次持續(xù)時(shí)間17～90 min，運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度從低/中強(qiáng)度到高強(qiáng)度不等。納入文獻(xiàn)的基本特征見(jiàn)表1。

表1 納入抗阻運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人群心血管危險(xiǎn)因素影響文獻(xiàn)的基本特征Table 1 The basic characteristics of literatures on the effect of resistance training on cardiovascular risk factors in middle-aged and older people

2.3 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià) 納入的15項(xiàng)研究均采用隨機(jī)分組，其中 5 項(xiàng)研究［15，25，27-29］報(bào)告了分配隱藏，2 項(xiàng)研究［15，28］對(duì)研究對(duì)象和實(shí)施者進(jìn)行了盲法，2項(xiàng)研究［27，32］對(duì)結(jié)果測(cè)量者進(jìn)行了盲法，所有納入研究的選擇性偏倚均為低風(fēng)險(xiǎn)，8項(xiàng)研究［15-17，21-22，25，27-28］無(wú)其他偏倚（圖 2、表 2）。

表2 納入文獻(xiàn)的偏倚風(fēng)險(xiǎn)Table 2 Risk of bias in the included literatures

圖2 納入文獻(xiàn)的偏倚風(fēng)險(xiǎn)Figure 2 Risk of bias in the included literatures

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1 CRP 共納入12項(xiàng)研究［15-17，21-28，30］，392例觀察對(duì)象，其中抗阻運(yùn)動(dòng)組199例，對(duì)照組193例。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示存在異質(zhì)性（I2=55%，P=0.010），故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行數(shù)據(jù)合并。Meta分析結(jié)果顯示，與不進(jìn)行運(yùn)動(dòng)的對(duì)照組相比，抗阻運(yùn)動(dòng)可以明顯降低中老年人群的CRP水平〔SMD（95%CI）=-0.57（-0.88，-0.26），P＜0.01〕，見(jiàn)圖3。敏感性分析發(fā)現(xiàn)剔除1項(xiàng)研究［22］后，I2降至33%，改用固定效應(yīng)模型進(jìn)行合并，合并效應(yīng)量〔SMD（95%CI）=-0.67（-0.89，-0.46），P＜0.01〕，結(jié)果具有穩(wěn)健性。

圖3 抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組CRP水平比較的森林圖Figure 3 Forest plot of CRP level comparison between resistance exercise group and control group

根據(jù)人群特征、運(yùn)動(dòng)周期、運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度進(jìn)行亞組分析。結(jié)果顯示：在健康人群和慢性病人群中，抗阻運(yùn)動(dòng)組CRP水平均低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔SMD（95%CI）=-0.39（-0.72，-0.06），P=0.02；SMD（95%CI）=-1.03（-1.98，-0.07），P=0.03〕。運(yùn)動(dòng)周期≤12周時(shí)，抗阻運(yùn)動(dòng)組CRP水平低于對(duì)照組〔SMD（95%CI）=-0.80（-1.06，-0.54），P＜0.01〕；運(yùn)動(dòng)周期＞12周時(shí)，抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組CRP水平相比，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）。在高強(qiáng)度的抗阻運(yùn)動(dòng)中，抗阻運(yùn)動(dòng)組CRP水平低于對(duì)照組〔SMD（95%CI）=-0.79（-1.25，-0.33），P＜0.01〕；而低/中強(qiáng)度的抗阻運(yùn)動(dòng)中，抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組的CRP水平相比，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05），見(jiàn)表3。

表3 抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組CRP水平的亞組分析Table 3 Subgroup analysis of CRP levels in resistance exercise group and control group

2.4.2 TC 共納入 8 項(xiàng)研究［15-16，22，26，29-32］，241 例觀察對(duì)象，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示有較高異質(zhì)性（I2=82%，P＜0.01），選用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行數(shù)據(jù)合并，合并效應(yīng)量〔SMD（95%CI）=-0.55（-1.19，0.10），P=0.10〕，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，見(jiàn)圖4。敏感性分析剔除2項(xiàng)研究［30-31］后，I2=0，固定效應(yīng)模型合并效應(yīng) 量〔SMD（95%CI）=-0.37（-0.66，-0.08），P=0.01〕，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖4 抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組TC水平比較的森林圖Figure 4 Forest plot comparing TC levels between resistance exercise group and control group

行亞組分析以進(jìn)一步探討。結(jié)果顯示：在健康人群和慢性病人群中，抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組相比，在降低TC水平方面無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異〔SMD（95%CI）=-0.78（-1.56，-0.01），P=0.05；SMD（95%CI）=0.15（-1.05，1.35），P=0.81〕。當(dāng)運(yùn)動(dòng)周期≤12周時(shí)，抗阻運(yùn)動(dòng)組TC水平低于對(duì)照組〔SMD（95%CI）=-0.47（-0.85，-0.09），P=0.02〕；而運(yùn)動(dòng)周期＞12周時(shí)，抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組TC水平相比，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）。在低/中強(qiáng)度和高強(qiáng)度的抗阻運(yùn)動(dòng)中，抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組相比，在降低TC水平方面均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異〔SMD（95%CI）=-0.94（-2.49，0.61），P=0.24；SMD（95%CI）=-0.18（-0.60，0.23），P=0.38〕，見(jiàn)表4。

表4 抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組TC水平的亞組分析Table 4 Subgroup analysis of TC levels in resistance exercise group and control group

2.4.3 TG 共納入 10 項(xiàng)研究［15-17，22，26-27，29-32］，包括 308 例觀察對(duì)象，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示存在一定異質(zhì)性（I2=58%，P=0.01），采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行數(shù)據(jù)合并。Meta分析結(jié)果顯示，與對(duì)照組相比，抗阻運(yùn)動(dòng)可以降低中老年人群的TG水平〔SMD（95%CI）=-0.45（-0.82，-0.08），P=0.02〕，見(jiàn)圖5。敏感性分析剔除1項(xiàng)研究［31］后，I2=0%，改用固定效應(yīng)模型進(jìn)行合并，合并效應(yīng)量〔SMD（95%CI）=-0.29（-0.53，-0.05），P=0.02〕，結(jié)果具有穩(wěn)健性。

圖5 抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組TG水平比較的森林圖Figure 5 Forest plot of the comparison of effects of resistance training and control group on TG

2.4.4 HDL-C 共納入 10 項(xiàng)研究［15-17，22，26-27，29-32］，308 例觀察對(duì)象，其中抗阻運(yùn)動(dòng)組148例，對(duì)照組160例。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示存在較高異質(zhì)性（I2=76%，P＜0.01），采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行數(shù)據(jù)合并。合并效應(yīng)量〔SMD（95%CI）=0.09（-0.40，0.58），P=0.73〕，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，見(jiàn)圖6。敏感性分析剔除1項(xiàng)研究［31］后，I2=0%，固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)量〔SMD（95%CI）=0.33（0.09，0.57），P＜0.01〕，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，提示與對(duì)照組相比，抗阻運(yùn)動(dòng)可以升高中老年人群的HDL-C水平。

圖6 抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組HDL-C水平比較的森林圖Figure 6 Forest plot of the comparison of effects of resistance training and control group on HDL-C

追溯原文未找到異質(zhì)性來(lái)源，進(jìn)一步行亞組分析。結(jié)果顯示：在慢性病人群中，抗阻運(yùn)動(dòng)組HDL-C的水平高于對(duì)照組〔SMD（95%CI）=0.45（0.03，0.86），P=0.04〕。運(yùn)動(dòng)周期≤12周和＞12周時(shí)，抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組相比，在改善HDL-C水平方面均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異〔SMD（95%CI）=0.28（-0.02，0.58），P=0.07；SMD（95%CI）=-0.18（-1.28，0.93），P=0.75〕。在高強(qiáng)度的抗阻運(yùn)動(dòng)中，抗阻運(yùn)動(dòng)組HDL-C的水平高于對(duì)照組〔SMD（95%CI）=0.41（0.07，0.75），P=0.02〕，見(jiàn)表5。

表5 抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組HDL-C水平比較的亞組分析Table 5 Subgroup analysis of HDL-C levels in resistance exercise group and control group

2.4.5 LDL-C 納入8項(xiàng)研究［15-16，22，26，29-32］，241例觀察對(duì)象，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示存在較高異質(zhì)性（I2=84%，P＜0.01），采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行數(shù)據(jù)合并。Meta分析結(jié)果顯示，與對(duì)照組相比，抗阻運(yùn)動(dòng)可以明顯降低中老年人群的LDL-C水平〔SMD（95%CI）=-0.89（-1.60，-0.18），P=0.01〕，見(jiàn)圖7。敏感性分析剔除2項(xiàng)研究［26，31］后，I2=2%，改用固定效應(yīng)模型進(jìn)行合并，合并效應(yīng)量〔SMD（95%CI）=-0.37（-0.67，-0.06），P=0.02〕，結(jié)果具有穩(wěn)健性。

圖7 抗阻運(yùn)動(dòng)組與對(duì)照組LDL-C水平比較的森林圖Figure 7 Forest plot of the comparison of effects of resistance training and control group on LDL-C

2.4.6 發(fā)表偏倚 CRP、TC、TG、HDL-C和LDL-C的偏倚檢驗(yàn)結(jié)果均為P＞0.05且95%CI包含0，表明納入的研究不存在發(fā)表偏倚，見(jiàn)表6。

表6 納入研究的發(fā)表偏倚Table 6 Publication bias of the included studies

2.4.7 不良反應(yīng) 只有2項(xiàng)研究［16，29］報(bào)道了干預(yù)期間發(fā)生的輕微不良事件，包括與抗阻運(yùn)動(dòng)相關(guān)的肌肉損傷、后背痛、關(guān)節(jié)炎?？偟膩?lái)說(shuō)，抗阻運(yùn)動(dòng)是安全的，訓(xùn)練期間未發(fā)生重大不良事件。

3 討論

炎性反應(yīng)作為CVD的危險(xiǎn)因素之一，參與疾病的進(jìn)展［33］，大多數(shù)中老年人群均存在較高的與年齡相關(guān)的促炎標(biāo)志物水平［34］。有研究指出，CRP的升高與冠心病10年風(fēng)險(xiǎn)增加相關(guān)［35］。CRP可通過(guò)增強(qiáng)氧化應(yīng)激反應(yīng)直接導(dǎo)致CVD［36］，還可引起內(nèi)皮功能障礙［37］，或通過(guò)上調(diào)血管緊張素Ⅱ1型受體和增加氧化應(yīng)激加劇平滑肌細(xì)胞增殖遷移［38］，同時(shí)還會(huì)促進(jìn)其他炎性細(xì)胞因子的釋放，參與心血管相關(guān)疾病的發(fā)病過(guò)程。血脂異常與CVD發(fā)病率和死亡率呈正相關(guān)［39］。我國(guó)一項(xiàng)全國(guó)性調(diào)查顯示，≥45歲人群中血脂異常者占42.84%，且以低水平HDL-C為多見(jiàn)［40］。HDL-C與CVD的預(yù)后強(qiáng)相關(guān)［41］，高LDL-C是心肌梗死的強(qiáng)烈危險(xiǎn)因素［42］。因此中老年人群控制心血管危險(xiǎn)因素，減輕慢性炎性反應(yīng)、維持脂代謝平衡對(duì)于降低心血管發(fā)病率和死亡風(fēng)險(xiǎn)是至關(guān)重要的。

2016年歐洲臨床心血管疾病預(yù)防指南將運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練作為降低CVD風(fēng)險(xiǎn)的1A型干預(yù)措施［43］。運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練作為CVD風(fēng)險(xiǎn)管理的“基石”，對(duì)心血管系統(tǒng)有著積極的影響［44］。已有臨床研究探討了抗阻運(yùn)動(dòng)對(duì)炎性反應(yīng)的作用，但結(jié)論不一。在調(diào)節(jié)血脂方面，有研究表明其對(duì)HDL-C產(chǎn)生積極影響，并建議進(jìn)行高強(qiáng)度、涉及多個(gè)肌肉群的抗阻訓(xùn)練［45］。本次Meta分析結(jié)果顯示，抗阻運(yùn)動(dòng)可以降低中老年人群的CRP、TC、TG、LDL-C水平，升高HDL-C水平。一般而言，與健康中老年人群相比，患有慢性病的中老年人群進(jìn)行抗阻運(yùn)動(dòng)的獲益更多；≤12周的抗阻運(yùn)動(dòng)、高強(qiáng)度的抗阻運(yùn)動(dòng)效果更好。本次Meta分析結(jié)果表明，抗阻運(yùn)動(dòng)對(duì)于降低中老年人群的心血管危險(xiǎn)因素、減輕慢性炎性反應(yīng)、調(diào)節(jié)脂代謝、預(yù)防遠(yuǎn)期心腦血管并發(fā)癥具有積極意義。

高水平的炎性反應(yīng)與較低的肌肉質(zhì)量和力量有關(guān)［46］，抗阻運(yùn)動(dòng)對(duì)CRP的影響可能是一種間接作用，與機(jī)體成分的改善有關(guān)［47］。脂肪組織作為炎性反應(yīng)的主要刺激因子之一，其數(shù)量的減少也可能引起抗阻運(yùn)動(dòng)后CRP的減少［26，29］。骨骼肌是消耗TG的主要部位［48］，年齡相關(guān)的肌肉損傷可能導(dǎo)致血脂的異常［49］。已有研究表明抗阻運(yùn)動(dòng)可以降低三酰甘油和膽固醇水平［50］?？棺柽\(yùn)動(dòng)對(duì)血脂水平的影響可能與運(yùn)動(dòng)增加肌肉質(zhì)量和體積，進(jìn)一步促進(jìn)肌肉對(duì)游離脂肪酸的攝取，提高脂解酶活性有關(guān)［51］。

針對(duì)CRP的敏感性分析結(jié)果顯示，剔除1項(xiàng)研究［22］后異質(zhì)性降低，追溯原文發(fā)現(xiàn)該研究的血液樣本收集時(shí)間為末次運(yùn)動(dòng)后7 d，而其他研究的采血時(shí)間在末次運(yùn)動(dòng)后3 d內(nèi)，考慮異質(zhì)性的產(chǎn)生可能與采血時(shí)間有關(guān)。CRP在運(yùn)動(dòng)后存在急性期反應(yīng)，其結(jié)果有待未來(lái)大樣本、多中心的臨床研究進(jìn)一步證實(shí)。對(duì)TC、TG及LDL-C的敏感性分析結(jié)果顯示，研究對(duì)象有肥胖人群和血脂異常者，其基線TC、TG、LDL-C水平可能相對(duì)較高，因此產(chǎn)生了一定的異質(zhì)性，提示在未來(lái)的研究中可以有針對(duì)性地探討抗阻運(yùn)動(dòng)對(duì)特殊人群的作用效果。LDL-C的敏感性分析結(jié)果顯示，有1項(xiàng)研究［26］的LDL-C水平是通過(guò)公式間接計(jì)算，也可能導(dǎo)致異質(zhì)性。亞組分析結(jié)果顯示，在慢性病人群中，抗阻運(yùn)動(dòng)組HDL-C水平較對(duì)照組升高，CRP水平較對(duì)照組降低；在健康人群中，抗阻運(yùn)動(dòng)組TC水平與對(duì)照組相比也有降低趨勢(shì)，提示在臨床工作中應(yīng)鼓勵(lì)中老年慢性病患者，甚至健康的中老年人群，進(jìn)行適當(dāng)?shù)目棺柽\(yùn)動(dòng)。針對(duì)抗阻運(yùn)動(dòng)周期的亞組分析結(jié)果顯示，≤12周的抗阻訓(xùn)練對(duì)于降低炎性反應(yīng)、改善血脂水平效果更好，＞12周的干預(yù)效果并不明顯。這可能是因?yàn)榭棺柽\(yùn)動(dòng)增加肌肉質(zhì)量和力量，但是在中老年人群中這些效果在訓(xùn)練的早期階段即可呈現(xiàn)［52-53］。有研究對(duì)中老年人群進(jìn)行了為期12周的抗阻運(yùn)動(dòng)干預(yù)，發(fā)現(xiàn)在最后4周的訓(xùn)練中并沒(méi)有顯示出肌肉力量的進(jìn)一步增加，可能是因?yàn)榍捌谟?xùn)練產(chǎn)生的總運(yùn)動(dòng)量已經(jīng)達(dá)到了中老年人群的最高水平，影響了進(jìn)一步的干預(yù)效果［54］，肌肉力量、肌肉質(zhì)量的改變間接影響了對(duì)炎性反應(yīng)及血脂的改善效果。以上研究提示，在制定中老年人群的抗阻運(yùn)動(dòng)方案時(shí)，需要注意優(yōu)化運(yùn)動(dòng)周期；對(duì)于運(yùn)動(dòng)周期的干預(yù)效果，未來(lái)也需要納入更多高質(zhì)量的研究以進(jìn)一步分析論證。高強(qiáng)度的抗阻運(yùn)動(dòng)可以通過(guò)改善基礎(chǔ)代謝率進(jìn)而降低心血管疾病的危險(xiǎn)因素［55］。本次Meta分析結(jié)果顯示，高強(qiáng)度的抗阻運(yùn)動(dòng)降低炎性反應(yīng)、改善血脂水平的效果比低中強(qiáng)度的抗阻運(yùn)動(dòng)好，這與專家共識(shí)的建議相同［45］。FAHLMAN等［56］的研究也證實(shí)，10周的高強(qiáng)度抗阻運(yùn)動(dòng)增加了老年女性的HDL-C水平，其TC和LDL-C水平也明顯低于對(duì)照組。因此臨床在制定中老年人群的抗阻運(yùn)動(dòng)方案時(shí)，可以考慮在保證安全的情況下適當(dāng)增加運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度，以獲得更好的運(yùn)動(dòng)干預(yù)效果。

本研究得出了一定的結(jié)論，但也存在不足之處：（1）研究均報(bào)告隨機(jī)分配，但缺乏具體描述，試驗(yàn)設(shè)計(jì)可能不嚴(yán)謹(jǐn)，且運(yùn)動(dòng)干預(yù)較難實(shí)現(xiàn)對(duì)參與者的盲法，可能造成偏倚；（2）CRP在運(yùn)動(dòng)后有急性期反應(yīng)，受納入文獻(xiàn)數(shù)量及數(shù)據(jù)報(bào)告的局限，未能進(jìn)一步探討末次運(yùn)動(dòng)與抽血時(shí)間間隔對(duì)干預(yù)結(jié)果的影響；（3）納入研究的文獻(xiàn)數(shù)量有限，未來(lái)仍需納入更多高質(zhì)量、多中心、大樣本的研究來(lái)進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)果。

作者貢獻(xiàn)：于亞琳負(fù)責(zé)文章的構(gòu)思與設(shè)計(jì)、論文撰寫(xiě)；于亞琳、郭瑞瑩、張雪琰負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)收集與整理、統(tǒng)計(jì)學(xué)處理、結(jié)果的分析與解釋；董波負(fù)責(zé)論文的修訂、文章的質(zhì)量控制及審校。

本文無(wú)利益沖突。

（參考文獻(xiàn) 33～56請(qǐng)掃描本文二維碼獲?。?/p>