周 穎，李江霞，牛會康， 彭 莉， 時麗珍， 王俊輝

（1.中北大學(xué)體育學(xué)院，山西 太原 030051；2.西南大學(xué)體育學(xué)院，重慶 400715；3.山西師范大學(xué)體育學(xué)院，山西 太原 030092）

原發(fā)性高血壓（EHT）是一種嚴重的慢性疾病，高血壓和血脂異常共存會導(dǎo)致心血管系統(tǒng)受損， 超過一半的心血管疾病患者的死亡與高血壓和血脂異常有關(guān)。 若血壓持續(xù)升高，不能及時控制，可能會導(dǎo)致心力衰竭、腦卒中［1］。 此外，血脂與血壓會相互影響［2］，進行降壓治療后，即使是血壓控制良好的患者，若其血脂水平升高，仍會增加心血管疾病的風(fēng)險［3］。 因此，有必要減少EHT 患者血壓和血脂異常的情況，以改善病情。

研究表明EHT 患者通過有氧運動（AE）、有氧聯(lián)合抗阻運動（CE）、身心運動（MBE）改善了心血管功能和血脂水平［1，4］，有研究對不同干預(yù)對象（絕經(jīng)后女性、超重與肥胖成年人等）的血壓和血脂水平進行網(wǎng)狀Meta 分析［5-6］，但如何選擇最有效的運動干預(yù)方式進行科學(xué)化精準(zhǔn)化治療， 已然成為具有研究價值的新問題。 與近年來發(fā)表的研究不同，我們研究的創(chuàng)新之處：1） 增加了干預(yù)方式AE、RE （抗阻運動）、IE （間歇運動）、CE、MBE；2）更新了納入研究，納入研究均為過去20 年的最新研究；3）增加了對EHT 患者血脂指標(biāo)的分析。 因此，本研究的目的是對目前可獲得的最新數(shù)據(jù)進行網(wǎng)狀Meta 分析，系統(tǒng)總結(jié)不同運動對EHT 患者血壓和血脂影響的證據(jù)。

1 資料與方法

本研究根據(jù)系統(tǒng)評價和網(wǎng)絡(luò)元分析(PRISMA-NMA)的首選報告項目［7］進行報告。研究方案已在PROSPERO 中注冊（注冊號:CRD42023397666）。

1.1 數(shù)據(jù)來源和檢索

基于PICOS 原則，根據(jù)醫(yī)學(xué)主題(MeSH)術(shù)語、關(guān)鍵詞和短語的組合確定搜索策略，2 名研究者依次在數(shù)據(jù)庫(PubMed、Cochrane、Embase、Web of Science、CBM 和EBSCO) 中進行文章搜索，中文檢索詞為：有氧運動、抗阻運動、有氧聯(lián)合抗阻運動、間歇運動、身心運動、原發(fā)性高血壓；英文檢索詞為：Hypertension、Exercise、physical activity*、aerobic exercise、resistance training、combined training、interval training、randomized controlled trial 等。 檢索時限均從各數(shù)據(jù)庫建庫之日起到2023年2 月。

1.2 研究納入及排除標(biāo)準(zhǔn)

納入標(biāo)準(zhǔn)：1)研究類型必須為隨機對照試驗(RCT)。 2)研究對象必須為原發(fā)性高血壓（EHT）患者。3)干預(yù)組必須接受至少4 周的運動干預(yù)，而對照組則采取非運動干預(yù)方式。 4)包括至少一種心血管功能或血脂指標(biāo)（SBP、DBP、TC、TG、HDL、LDL）。

排除標(biāo)準(zhǔn)：1)受試者有其他疾病，如繼發(fā)性高血壓或其他并發(fā)癥等；2)無法獲得全文或其他相關(guān)資料；3)材料為會議摘要、論文、綜述及Meta 分析類文章。

1.3 文獻篩選及數(shù)據(jù)提取

將搜索結(jié)果導(dǎo)入到EndNote 20 軟件中，根據(jù)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)， 研究團隊分為2 組， 獨立進行信息篩選與數(shù)據(jù)提取工作。 為保證研究的準(zhǔn)確性，在數(shù)據(jù)處理方面，本團隊將整體的信息和數(shù)據(jù)進行提取后，再交叉核對。 此外，在遇到分歧的情況下，將咨詢第3 方專家，輔助本研究團隊進行數(shù)據(jù)判斷。

1.4 納入研究的方法學(xué)質(zhì)量評估

使用Cochrane 協(xié)作工具［8］評估納入研究的偏倚風(fēng)險，評估條目包括：隨機分配方法；分配隱藏；參與者和實施者的盲法；結(jié)局評估的盲法；結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性；選擇性報告研究結(jié)果；其他偏倚來源。

研究質(zhì)量由2 位作者獨立評估和分級。 對于每種偏倚來源的風(fēng)險，被分為低、高或不明確，如有任何異議，將征求第3位研究者的意見進行討論和決定。 此外，通過GRADE 質(zhì)量等級評估框架來評價本網(wǎng)狀Meta 分析的證據(jù)等級［9］。

1.5 統(tǒng)計學(xué)分析

將提取的數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為干預(yù)前后差值的平均值及標(biāo)準(zhǔn)差來計算平均差異，進行初始分析。 然后，基于頻率學(xué)框架［10］，使用STATA16.0 軟件對結(jié)果進行網(wǎng)狀Meta 分析。本研究中的結(jié)局指標(biāo)為連續(xù)變量，同一測量單位采用平均差(MD)，不同測量單位采用標(biāo)準(zhǔn)化平均差(SMD)，結(jié)合95%置信區(qū)間（CI）計算效應(yīng)量。

首先進行網(wǎng)狀證據(jù)圖的繪制，若關(guān)系圖中存在閉合環(huán)，則采用環(huán)不一致性檢驗法、 整體不一致性檢驗法以及節(jié)點切割法進行不一致性檢驗， 包括直接估計和間接估計的比較，若p＞0.05，則不一致性不顯著，可采用一致性模型進行分析。

然后，通過累積排序概率圖下面積（surface under the cumulative ranking，SUCRA）對不同運動干預(yù)的效果進行排序比較，SUCRA 值越大表示越有效［11］。 此外，繪制比較校正漏斗圖以評估研究間是否存在發(fā)表偏倚風(fēng)險和小樣本效應(yīng)。

2 研究結(jié)果

2.1 文獻檢索結(jié)果

如圖1 所示，檢索獲得24 268 篇研究，人工獲取9 篇研究，共24 277 篇文獻。 首先在刪除重復(fù)文獻后，通過標(biāo)題和摘要進行篩選，排除了16 307 篇不相關(guān)的文章；其次，對剩下的155 項研究進行全文審查， 留下51 篇進行定量合成； 而后，6篇文章由于缺乏嚴謹?shù)难芯吭O(shè)計被排除； 最終，45 篇RCT 研究被納入網(wǎng)狀Meta 分析。

圖1 文獻篩選流程及結(jié)果

2.2 納入文獻特征

納入45 項RCT 研究［12-56］，共3 560 名受試者（51%為男性，49%為女性），均為18 歲以上的患有EHT 的成年人，其中實驗組1 999 人，對照組1 561 人。 其中有20 項檢驗了AE 的影響，8 項檢驗了RE 的影響，13 項檢驗了IE 的影響，8 項檢驗了CE 的影響，11 項檢驗了MBE 的影響； 對照組不進行任何規(guī)律運動。 文獻特征表如表1 所示。

2.3 方法學(xué)質(zhì)量評估

納入研究中，42 項描述了具體的隨機序列方法；30 項表明了分配隱藏；7 項結(jié)局失訪比例大于20%，其余研究的數(shù)據(jù)完整性良好；由于運動干預(yù)的特殊性，大多數(shù)研究不符合受試者和實施人員雙盲的標(biāo)準(zhǔn)，但因結(jié)局指標(biāo)均為客觀指標(biāo)，對結(jié)局判斷無影響，所以可評估為低風(fēng)險；此外，所有研究均未出現(xiàn)選擇性報告；其他偏倚主要為低風(fēng)險偏倚，因此，從整體上看，納入文獻的整體質(zhì)量較高。 偏倚風(fēng)險圖詳見圖2。

圖2 Cochrane 風(fēng)險偏倚評估圖

另外，通過GRADE 評價方法［9］評估證據(jù)的可信度，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)直接比較結(jié)果的置信度為中等， 表明真實值很有可能接近估計值，但2 者仍存在較大差異的可能性；大多數(shù)間接比較結(jié)果的置信度為低或極低， 表明真實值可能與估計值存在較大差異，因此我們對效應(yīng)估計值的確信程度有限。

2.4 合并效應(yīng)量結(jié)果

2.4.1 不一致性檢驗

通過環(huán)不一致性檢驗，得出p＞0.05，說明納入的不一致性不顯著。 然后采用擬合不一致性模型進行整體不一致性檢驗，得出p＞0.05，說明直接比較和間接比較一致性好。最后采用節(jié)點分割法進行局部不一致性檢驗， 即檢驗間接比較和直接比較之間的差異性，得出p＞0.05，說明直接比較和間接比較之間無顯著差異，結(jié)果可信。 以上3 項分析的結(jié)果顯示，一致性假設(shè)成立，可以進行進一步的網(wǎng)狀Meta 分析。

2.4.2 網(wǎng)狀Meta 分析結(jié)果

網(wǎng)狀證據(jù)圖（圖3）表示各干預(yù)措施之間的關(guān)系，圖中圓點表示各運動類型，點越大表示受試者數(shù)量越多；各點之間連接線越粗表示原始研究數(shù)量越多； 若2 種干預(yù)措施之間不存在連接線， 則表明2 者之間不存在直接比較， 可采用網(wǎng)狀Meta分析進行間接比較。

圖3 各干預(yù)措施間的網(wǎng)狀關(guān)系圖

SBP 的數(shù)據(jù)分析顯示，對于EHT 患者，AE（MD=-11.23，95%CI[-14.02，-8.44]）、RE（MD= -8.04，95%CI[-12.53,-3.54]）、IE（MD= -10.31，95%CI[-13.49，-7.12]）、CE（MD= -13.58，95%CI[-17.72，-9.44]）、MBE（MD= -12.36，95%CI[-15.89，-8.84]）的改善效果均顯著優(yōu)于對照組（p＜0.05）。 通過5 種運動的兩兩間接比較發(fā)現(xiàn)，除了CE 優(yōu)于RE（MD=-5.55，95%CI[-11.01，-0.09]），其他兩兩比較之間的差異均無統(tǒng)計學(xué)差異（p＞0.05）。

DBP 的數(shù)據(jù)分析顯示，對于EHT 患者，AE（MD=-6.16，95%CI[-7.70，-4.62]）、RE（MD=-4.34，95%CI[-6.85，-1.82]）、IE（MD=-5.92，95%CI[-7.73，-4.11]）、CE（MD=-5.99，95%CI[-8.28，-3.70]）、MBE（MD=-8.61，95%CI[-10.52，-6.70]）的改善效果均顯著優(yōu)于對照組（p＜0.05）。 至于這5 種運動的間接比較結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)MBE 優(yōu)于AE （MD=-2.45，95%CI[-4.80，-0.10]）、MBE 優(yōu)于RE（MD=-4.27，95%CI[-7.37，-1.17]）、MBE 優(yōu)于IE（MD=-2.69，95%CI[-5.30，-0.08]）；其他兩兩比較之間沒有統(tǒng)計學(xué)差異（p＞0.05）。

TC 的數(shù)據(jù)分析顯示，對于EHT 患者，AE（SMD=-0.52，95%CI[-0.79，-0.25]）、RE（SMD= -0.48，95%CI[-0.83，-0.12]）、CE（SMD=-0.42，95%CI[-0.80，-0.05]）、MBE（SMD= -0.49，95%CI[-0.68，-0.31]） 的改善效果均顯著優(yōu)于對照組（p＜0.05），IE 對TC雖有改善作用，但無統(tǒng)計學(xué)意義。 兩兩間接比較顯示，各運動相互比較的差異無統(tǒng)計學(xué)意義（p＞0.05）。

基于對TG 數(shù)據(jù)的分析，5 種運動干預(yù)措施的直接和間接比較、 與對照組的比較結(jié)果中， 唯一有統(tǒng)計學(xué)意義的是MBE（SMD=-0.98，95%CI[-1.73，-0.23]）（p＜0.05）。

基于對HDL 數(shù)據(jù)的分析，5 種運動干預(yù)措施的直接和間接比較、與對照組的比較結(jié)果中，所有干預(yù)方式的差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（p＞0.05）。

LDL 數(shù)據(jù)分析顯示，對于EHT 患者，AE（SMD=-0.74，95%CI[-1.18，-0.29]）、IE （SMD=-0.57，95%CI[-1.10，-0.05]）、MBE（SMD=-1.07，95%CI[-1.57，-0.56]）的改善效果均顯著優(yōu)于對照組（p＜0.05），RE 和CE 對LDL 雖有改善作用，但無統(tǒng)計學(xué)意義。兩兩間接比較顯示， 各運動干預(yù)措施相互比較的差異無統(tǒng)計學(xué)意義（p＞0.05）。

2.4.3 不同干預(yù)措施排序結(jié)果

得出網(wǎng)狀Meta 分析結(jié)果后，繪制累積排序概率圖下面積（SUCRA）（圖4），比較不同運動干預(yù)對結(jié)局指標(biāo)的改善程度。具體排序結(jié)果如下。

圖4 各干預(yù)措施有效性的SUCRA 曲線

SBP：CE（87.8%）＞MBE（75.2%）＞AE（61.1%）＞IE（48.9%）＞RE（27%）。

DBP：MBE（98.2%）＞AE（62%）＞CE（57.2%）＞IE（55.7%）＞RE（27%）。

TC：AE（72.2%）＞MBE（67.3%）＞RE（63%）＞CE（53.3%）＞IE（43.1%）。

TG：MBE（91.3%）＞AE（56.1%）＞CE（45.7%）＞RE（44.8%）＞IE（43.2%）。

HDL：AE（80.7%）＞CE（72.2%）＞IE（56.4%）＞RE（43.8%）＞MBE（20.7%）。

LDL：MBE（92.9%）＞AE（68.4%）＞IE（50.6%）＞RE（44.7%）＞CE（41.6%）。

2.5 發(fā)表偏倚分析結(jié)果

通過繪制比較校正漏斗圖（圖5），觀察到各研究點基本圍繞x=0 垂直線周圍對稱分布， 表明本研究存在發(fā)表偏倚或小樣本效應(yīng)的可能性較低。

圖5 比較校正漏斗圖

3 討論

本研究結(jié)果表明，運動干預(yù)可以有效改善EHT 患者心血管功能和血脂水平。 其中，CE 改善SBP 最有效；MBE 對于改善DBP、TG、LDL 最有效；AE 改善TC 最有效。

3.1 運動干預(yù)對EHT 患者SBP、DBP 的影響

降低血壓是治療EHT 患者的首要目標(biāo)。 有規(guī)律的運動可以幫助改善血壓異常，研究證明SBP 每降低10mmHg，心血管疾病風(fēng)險降低20%，總死亡率降低13%［57］。 通過網(wǎng)狀Meta 分析，發(fā)現(xiàn)CE 是改善SBP 和DBP 的最佳運動類型；這與以往的研究基本一致［58］，唯一不一致的在于，MBE 成為EHT 患者的最佳治療方式，根據(jù)檢索結(jié)果，在此之前沒有任何一項研究將MBE 與AE、CE、IE、RE 進行比較。 因此，MBE 結(jié)合AE、CE 可能是改善EHT 患者血壓水平的最佳運動干預(yù)措施。

3.2 運動對EHT 患者血脂水平的影響

TC 與心血管疾病密切相關(guān)。本研究顯示，AE 是改善EHT患者TC 水平的最佳運動干預(yù)措施。首先，AE 可以增強心肺功能，提高氧耗量，促進血液循環(huán)，加速膽固醇的代謝和排泄，進而降低TC；其次，AE 可以降低應(yīng)激水平，減少應(yīng)激激素的分泌，從而降低TC。因此，AE 可能更有效地改善EHT 患者的TC水平。

關(guān)于改善EHT 患者LDL 水平， 排名前3 的運動干預(yù)是MBE、AE 和IE。 研究表明，運動對LDL 水平的改善可能與肝細胞膜低密度脂蛋白受體(LDL-R) 活性的提高有關(guān)， 通過LDL-R 介導(dǎo)LDL 進入肝細胞進行代謝，從而降低體內(nèi)LDL 水平。然而，MBE、AE、IE 這3 種干預(yù)的確切機制尚不完全清楚，但研究已經(jīng)證明了MBE、AE、IE 對改善LDL 水平的益處［4，59］。

關(guān)于改善EHT 患者HDL 水平， 排名前3 的運動干預(yù)是AE、CE、IE。 值得注意的是， 雖然運動可以改善EHT 患者的HDL 水平，但本研究的結(jié)果并不具有統(tǒng)計學(xué)意義。這與之前的研究結(jié)果一致［6］，但在相關(guān)研究中，關(guān)于運動是否對HDL 水平具有顯著有效的改善存在爭議［60］。 因此，還有待納入更高質(zhì)量的文獻進行探討。

關(guān)于改善EHT 患者的TG 水平， 研究顯示最佳的運動干預(yù)是MBE。 運動對TG 的改善可能與激素敏感脂肪酶(HSL)有關(guān)，運動促進肌肉細胞中HSL 的活性，加速TG 分解為游離脂肪酸，進入線粒體進行氧化和供能，有助于降低TG 的濃度［61］。因此，與單一運動模式相比，將呼吸、有氧運動和技能結(jié)合的MBE 對降低TG 水平更為有效。

3.3 優(yōu)勢與局限

創(chuàng)造性地將MBE 與AE、CE、IE、RE 進行比較， 通過網(wǎng)狀Meta 分析評估這5 種運動對EHT 患者心血管功能及血脂水平的改善效果， 為患者選擇適當(dāng)?shù)倪\動方法進行治療提供了更多參考。 并采用GRADE 方法評估證據(jù)質(zhì)量，以明確研究證據(jù)的可信度。 同時，納入的研究設(shè)計均為隨機對照試驗，在提高了證據(jù)水平的同時，增強了效應(yīng)值結(jié)果的說服力。

然而，本研究也存在局限性：1）未基于運動強度和持續(xù)時間進行亞組分析，因此無法提供更精確的運動方案；2）研究在個體層面（如年齡、降壓藥）和實施層面（如運動設(shè)備、監(jiān)督、干預(yù)總周期和頻次） 仍然存在差異；3） 只納入了英文和中文文章，可能會導(dǎo)致一些信息缺失。

4 結(jié)論

本研究的網(wǎng)狀Meta 分析表明， 對于原發(fā)性高血壓患者，身心運動、 有氧運動和有氧聯(lián)合抗阻運動對于原發(fā)性高血壓患者的收縮壓、舒張壓、總膽固醇、甘油三酯和低密度脂蛋白等指標(biāo)的改善效果最優(yōu)。 然而，考慮到上述限制，應(yīng)謹慎解釋結(jié)果， 未來的研究應(yīng)評估運動對原發(fā)性高血壓患者心血管功能改善的可持續(xù)性進行更多的多臂隨機對照試驗， 以確定最佳的運動干預(yù)機制和計劃。