曾 潔，彭 莉

（西南大學 體育學院，重慶 400715）

抗阻力訓練（resistance training，RT）是指身體克服阻力以達到肌肉增長和力量增加的過程，它是全面身體鍛煉不可缺少的一部分，長期以來被作為增長肌肉力量、體積、耐力和維持去脂體重的有效辦法［1］。研究發(fā)現(xiàn)，RT 能延緩肌肉老化，改善速度、平衡性、協(xié)調(diào)性、彈跳力、柔韌性及其他運動方面的素質，提高基礎代謝率、促進能量消耗和減少身體脂肪堆積，從而有效地預防和減少隨年齡增長而容易出現(xiàn)的摔倒和骨折等現(xiàn)象［2-4］。與此同時，RT 對慢性病患兒如囊性纖維化、腦癱、肌肉萎縮癥，白血病和肥胖癥等許多臨床病癥也有健康益處［5］。

通過查閱文獻發(fā)現(xiàn)，目前運動干預女性身體成分的研究中，更多采用的是有氧運動或綜合干預方式。現(xiàn)有的meta 分析文獻中，較多的是結合了有氧訓練、振動訓練和RT［6］、或是RT 結合肌酸、牛奶等作為補充劑［7-8］的綜合干預方式。已有的RT 對人體身體成分影響的meta 分析中，研究對象較多是疾病患者，如：Ⅱ型糖尿病患者［9］、慢性阻塞性肺疾病患者［10］或乳腺癌患者［11］等，再或是單獨的青少年兒童［12］、老年人［13］或絕經(jīng)后女性［14］等人群。同時，無論在單個研究文獻或meta 分析文獻中，更多的是研究運動干預對同一對象群體身體成分的影響，而較少地對不同女性群體的影響差異進行對照研究。另外，在結果指標選取上，多為肌肉力量［15］、體重、體脂肪量、體脂率、去脂體重、肌肉量、或骨密度［16］等指標中的一個或兩個指標進行的分析。因此，本研究采用meta 分析法［17］聚焦于運動干預對女性身體成分的影響，將運動干預手段確定為單純的RT，以排除其他干預方式的影響；將研究的對象確定為排除其他疾病（超重或肥胖除外）的所有女性，以擴大樣本數(shù)量；且試圖通過亞組分析來對比RT 對不同女性群體身體成分影響的差異；又同時選取了體脂肪量（FM）、體脂率（BF%）、去脂體重（FFM）和肌肉量（MM）4 個結局指標，以更全面的反映身體成分，研究的目的在于明確RT 影響不同群體女性身體成分的差異性，以幫助有不同鍛煉需求的女性能找尋到更適合自身的鍛煉方式。

1 方法

1.1 檢索策略

以關鍵詞在PubMed 和Web of science 兩大數(shù)據(jù)庫進行檢索，時間結點至 2018 年 7 月 14 日。檢索公式為：1）PubMed：（（“resistance training”［Title/Abstract］OR “resistance exercise”［Title/Abstract］）AND （“body composition” ［Title/Abstract］OR“BMI”［Title/Abstract］OR “body fat percentage”［Title/Abstract］OR “muscle mass”［Title/Abstract］OR “muscle strength”［Title/Abstract］））；2）Web of science：TI=（（“resistance training”O(jiān)R“resistance exercise”）AND（“body composition”O(jiān)R“BMI”O(jiān)R “body fat percentage”O(jiān)R“muscle mass”O(jiān)R“muscle strength”））。

1.2 文獻納入與排除標準

文獻納入標準包括：1）研究對象僅為女性。2）實驗組為RT 干預，對照組不進行任何干預。3）實驗的結果指標包含測試變量 FM、BF%、FFM、MM 之一，且數(shù)據(jù)表現(xiàn)形式為 Mean±SD 或Mean±SE。4）納入文獻的實驗設計為隨機對照試驗。

文獻排除標準包括：1）重復發(fā)表。2）干預方式與RT 無關。3）對照組有干預（如攝入補充劑、運動或飲食不同）。4）無所需結果指標及其數(shù)據(jù)。5）非隨機對照試驗RCT（如前后對照試驗、文獻綜述或meta 分析、個案研究及動物實驗等）。6）研究對象有其余疾?。ǔ鼗蚍逝滞猓?）無法免費獲取全文。文獻篩選如圖1 所示。

圖1 文獻篩選流程圖

1.3 信息提取

兩名研究人員從納入文獻中提取信息，包括研究設計、受試者人口統(tǒng)計學（樣本量、年齡和特征）、身體成分指標（FM、BF%、FFM 和 MM）及其數(shù)據(jù)（Mean±SD 或 Mean±SE）和 RT 的干預信息（運動總時間、頻率、組數(shù)、重復次數(shù)和負荷）。

1.4 文獻質量評估

采用Cochrane 偏倚風險評估工具［17］作為質量評估工具，包括 7 個項目：1）隨機序列的產(chǎn)生（選擇偏倚）、2）分配隱藏（選擇偏倚）、3）參與人員和試驗人員的施盲（執(zhí)行偏倚）、4）效應指標盲檢（觀察偏倚）、5）試驗結果數(shù)據(jù)的完整性（失訪偏倚）、6）試驗結果的選擇性報告（報告偏倚）、7）其他偏倚。以隨機序列的產(chǎn)生為例，評估標準在Cochrane 手冊中有詳細描述。以評估試驗研究對隨機序列是否存在產(chǎn)生 “低風險偏移（Low risk of bias）”或“高風險偏移（High risk of bias）”或“不確定風險偏移（Unclear risk of bias）”。如果文獻描述了合理的隨機序列產(chǎn)生方法，諸如“參考隨機數(shù)字表格”，“應用計算機隨機數(shù)字生成器”，“投擲硬幣”，“洗牌或信封”，“投擲骰子”，“抽簽”或“最小化”，則該項目被評為“Low risk of bias”；如果文獻中描述的隨機序列的產(chǎn)生方法具有非隨機因素，例如“以奇數(shù)甚至生產(chǎn)日期隨機序列”，“直接以參與者喜好進行分配”，或“直接以干預措施的有效性進行分配”，則該項目評估為“High risk of bias”；如果它沒有提供足夠的信息來評估“Low risk of bias”或“High risk of bias”，則評估該項目為“Unclear risk of bias”。質量評估僅用于衡量科學證據(jù)的強度，但并不用于確定文獻的納入或排除。

1.5 數(shù)據(jù)處理

根據(jù)Cochrane 偏倚風險評估工具［17］提供的公式：

2）Mean 差值=Meanfinal-Meanbaseline；

2 研究結果

2.1 文獻篩選和納入文獻信息

圖1 顯示了文獻篩選的流程。在通過關鍵詞搜索數(shù)據(jù)庫后共獲得文獻1 157 篇，去除重復的60 篇文獻，再通過閱讀標題及摘要后排除935 篇文獻。排除的主要原因包括：不是隨機對照試驗；CG 有干預；研究對象含有男性或是有疾病（除超重或費肥胖外）等。對剩余162 篇文章的全文進行了審核，有129 篇因不符合研究納入標準而被排除在外，排除的主要原因包括：無法免費獲取全文和無所需結果指標數(shù)據(jù)。最終23 篇文獻被納入進行評價分析（基本信息見表1），根據(jù)納入文獻中研究對象的情況（是否絕經(jīng)、是否超重或肥胖［18］、是否以久坐不動為主的生活方式），將她們分為 “絕經(jīng)前與絕經(jīng)后的女性”、“超重肥胖女性與非超重肥胖女性”和“久坐不動與非久坐不動的女性”3 個亞組分析來比較RT 對不同女性群體身體成分的影響。其中，Rustaden 等［19］的研究對象年齡段為 18～65歲，包括了絕經(jīng)前和絕經(jīng)后的參與者，在進行絕經(jīng)前、后的亞組分析時將其排除；Klimentidis 等［20］的研究對象 BMI 基線為19～33kg/m2，在進行是否超重或肥胖的亞組分析時將其排除。

表1 納入研究文獻基本信息

納入的23 篇文獻的質量評價結果如圖2 所示：86.95%的RCT 的隨機序列的產(chǎn)生評價為 “低風險偏倚 （Low risk of bias）”，8.7%的評價為 “不確定風險偏移 （Unclear risk of bias）”，4.35%的評價為 “高風險偏移 （High risk of bias）”；13.04%的分配隱藏評價為 “低風險偏倚 （Low risk of bias）”，73.92%的評價為 “不確定風險偏移 （Unclear risk of bias）”，13.04%的評價為“高風險偏移（High risk of bias）”；13.04%的RCT 的參與人員和試驗人員的施盲的評價為 “低風險偏倚（Low risk of bias）”，86.96%的評價為 “不確定風險偏移（Unclear risk of bias）”；13.04%的 RCT 效應指標盲檢評估的評價為“低風險偏倚（Low risk of bias）”，86.96%的評價為“不確定風險偏移（Unclear risk of bias）”；73.91%的 RCT 的試驗結果數(shù)據(jù)的完整性評價為“低風險偏倚（Low risk of bias）”，4.35%的評價為“不確定風險偏移（Unclear risk of bias）”，21.74%的評價為“高風險偏移（High risk of bias）”；試驗結果的選擇性報告全部評價為“不確定風險偏移（Unclear risk of bias）”；其他偏倚全部評價為“低風險偏倚（Low risk of bias）”。納入分析的文獻存在一定的偏倚性，但文獻總體質量處于中等偏上。除Cunha等［21］、Liao 等［22］和 Rustaden 等［19］3 篇文獻明確寫到有使用雙盲以外，其余文獻在參與人員和試驗人員的施盲評估上大部分未提及盲法的使用情況，這可能因為RT 不易進行盲法，因此均在該項給出“不確定風險偏移（Unclear risk of bias）”。

圖2 文獻偏倚風險的評估結果

2.2 Met a 分析結果

2.2.1 RT 對絕經(jīng)前與絕經(jīng)后的女性身體成分影響對比

結果顯示（圖3）：各組文獻間均不存在異質性（FM 為I2=0%；BF%為 I2=0%；FFM 為 I2=0%；MM 為 I2=0%）。絕經(jīng)前女性：與 CG 相比，RTG 的 FM、FFM、和 MM 的變化均無統(tǒng)計學意義 （FM 為 WMD：-0.20；95%CI：-2.20，1.80；總效應值 Z=0.20；p=0.85。FFM 為 WMD：-1.03；95%CI：-2.51，0.44；總效應值 Z=1.37；p=0.17。MM 為 WMD：-0.43；95%CI：-1.95，1.09；總效應值Z=0.56；p=0.58），但RTG 女性BF%的降低有統(tǒng)計學意義（WMD：1.61；95%CI：0.12，3.09；總效應值 Z=2.12；p=0.03）。絕經(jīng)后女性：與 CG 相比，RT 降低 FM、BF%和增加 FFM 的效果有統(tǒng)計學意義（FM 為 WMD：1.19；95%CI：1.05，1.33；總效應 值 Z =16.50；p＜0.000 01。BF% 為 WMD：0.61；95% CI：0.05，1.17；總效應值 Z=2.12；p=0.03。FFM 為 WMD：-0.81；95%CI：-0.93，-0.69；總效應值 Z=13.38；p＜0.000 01）；但對 MM 的增加無統(tǒng)計學意義（WMD：-0.74；95%CI：-1.55，0.08；總效應值 Z=1.78；p=0.08）。

2.2.2 RT 對超重肥胖女性與非超重女性身體成分影響的對比

結果顯示（圖4）：文獻間均不存在異質性（FM 為I2=18%；BF%為 I2=0%；FFM 為 I2=0%；MM 為 I2=0%）。超重肥胖女性：與CG 相比，RTG 女性的FM、BF%的降低和FFM 的增加均有統(tǒng)計學意義 （FM 為 WMD：1.21；95%CI：1.06，1.35；總效應值Z=16.65；p＜0.000 01。BF%為 WMD：0.72；95%CI：0.1，1.27；總效應值 Z=2.60；p=0.009。FFM 為 WMD：-0.80；95% CI：-0.93，-0.68；總效應值 Z=12.51；p＜0.000 01）；但其 MM 的增加無統(tǒng)計學意義（WMD：-0.20；95%CI：-0.59，0.19；總效應值 Z=0.99；p=0.32）。兩組內(nèi)非超重肥胖女性的FM、BF%和FFM 的變化均無統(tǒng)計學意義（FM 為 WMD：-0.11；95%CI：-1.82，1.60；總效應值 Z=0.13；p=0.90。BF%為 WMD：1.27；95%CI：-2.63，5.16；總效 應 值 Z=0.64；p=0.52。FFM 為 WMD：-0.79；95%CI：-1.97，0.38；總效應值 Z=1.32；p=0.19）。

2.2.3 RT 對久坐不動和非久坐不動女性身體成分影響對比

結果顯示（圖5）：文獻間均不存在異質性（FM 為I2=35%；BF%為 I2=0%；FFM 為 I2=0%；MM 為 I2=0%）。久坐不動女性：與CG 相比，RTG 女性的FM、BF%的降低和 FFM 的增加均有統(tǒng)計學意義 （FM 為 WMD：1.23；95%CI：1.08，1.37；總效應值Z=16.72；p＜0.000 01。BF%為 WMD：1.15；95%CI：0.30，2.01；總效應值 Z=2.65；p=0.008。FFM 為 WMD：-0.81；95%CI：-0.93，-0.68；總效應值 Z=12.54；p＜0.000 01）。非久坐不動女性：與 CG相比，RT 對 FM、BF%和 MM 的影響均無統(tǒng)計學意義 （FM 為WMD：0.26；95%CI：-0.29，0.81；總效應值 Z=0.92；p=0.36。BF%為 WMD：0.30；95%CI：-0.23，0.83；總效應值 Z=1.11；p=0.27。MM 為 WMD：-0.29；95%CI：-0.59，0.02；總效應值 Z=1.86；p=0.06）；但對 FFM 增加有非常顯著性效果 （WMD：-0.87；95%CI：-1.22，-0.52；總效應值 Z=4.86；p＜0.000 01）。

圖3 RT 對絕經(jīng)前與絕經(jīng)后女性FM、BF%、FFM、MM 影響的森林圖

圖4 RT 對超重肥胖與非超重肥胖女性FM、BF%、FFM、MM影響的森林圖

3 討論與分析

圖5 RT 對久坐不動與非久坐不動女性的FM、BF%、FFM、MM 影響的森林圖

本研究結果顯示RT 僅對絕經(jīng)前女性的BF%降低有明顯作用，但對其余指標均無顯著效果；對絕經(jīng)后女性而言，RT 在減少FM、BF%和增加FFM 方面都有明顯效果，但對增加MM無幫助。絕經(jīng)后女性因為體內(nèi)激素水平改變，主要是卵巢功能的減退導致雌激素分泌量明顯降低以及年齡增長，出現(xiàn)組織結構和器官功能等一系列生理機能的退化或改變，繼而引起，新陳代謝緩慢，其中肌肉、脂肪的改變往往影響活動能力、生活質量，甚至壽命長短［42］。有研究顯示絕經(jīng)后婦女的FM、皮褶厚度及BF%等都較絕經(jīng)前女性高，且肌肉組織也有增齡性的丟失，這樣往往伴發(fā)脂肪組織的蓄積，尤其易分布于腹部，腹部脂肪含量與高血壓、冠心病等心血管疾病之間呈明顯正相關，可以顯著增加代謝綜合征等慢性疾病風險［43］。本研究結果顯示，RT 無論是對于絕經(jīng)前還是絕經(jīng)后婦女而言，都能降低她們的BF%。由于絕經(jīng)后女性的FM 普遍多于絕經(jīng)前女性［44］，因此在采用相同的的運動方式和運動頻率及強度對她們進行干預時，就可能導致絕經(jīng)后女性比絕經(jīng)前女性的減脂效果更加明顯。有研究顯示，年齡與骨密度值呈負相關［43］，絕經(jīng)后婦女的骨質量會平均低于絕經(jīng)前女性。有meta 分析發(fā)現(xiàn)，RT 可增加絕經(jīng)后婦女股骨和橈骨的骨礦密度［16］，所以包含了骨骼和肌肉等重量的FFM 有明顯增加。因此對于絕經(jīng)后女性，可進行RT 來減少FM 和增加其FFM，從而減少或延緩相關慢性病的發(fā)病率并提高其生活質量。

本研究結果顯示，RT 對降低超重或肥胖女性的FM、BF%和增加其FFM 都有非常顯著的效果，但對增加其MM 無明顯作用；RT 對非超重肥胖女性FM、BF%和FFM 都無明顯影響?？梢钥闯?，RT 對超重或肥胖女性的減脂和增加FFM 的效果是非常明顯的。WHO 已將肥胖明確定義為一種疾?。?5］，已有許多研究發(fā)現(xiàn)單純性肥胖癥是許多疾病如糖尿病、冠狀動脈粥樣硬化、腦血管病、高血壓病、高脂血癥等的致病因素［46-47］。對于過度肥胖的女性患者，常伴有體內(nèi)雌激素異常，容易發(fā)生月經(jīng)不調(diào)、不育、子宮內(nèi)膜癌等疾?。?8］。也有研究顯示在青春期時肥胖也會增加早期成人心血管疾病的風險［49］。RT 通過給予肌肉不同量的承受負荷、進行不同重復次數(shù)、運動組數(shù)、組間間歇時間及肌肉收縮的方式和速度等，以使肌肉產(chǎn)生不同的作用，對代謝和內(nèi)分泌等方面產(chǎn)生不同的變化［50-51］，從而達到減脂塑形的效果，是降低肥胖的發(fā)病率或幫助肥胖患者減肥的有效運動方式。Collins 等對15 篇文獻進行meta 分析，發(fā)現(xiàn)RT 對降低 8～16 歲青少年的 FM 和增加其 FFM 均無作用，和本研究中RT 對非超重肥胖女性身體成分的影響結果相一致，因為這15 篇文獻中僅有5 篇文獻的研究對象是肥胖者［52］。張平華對低體重的女大學生進行了12 周的有氧加抗阻訓練后發(fā)現(xiàn)其BF%/上臂圍、胸圍 （安靜） 、腰圍、臀圍、大腿圍、小腿圍比鍛煉前有所增加，但統(tǒng)計學無顯著性［53］。因此，對 BMI＜25 的女性來說，想通過RT 來增肌減脂，效果可能并不理想。

本研究結果發(fā)現(xiàn)RT 對降低久坐不動女性的FM、BF%及增加其FFM 都有非常明顯的效果；對非久坐不動的女性來說，除了在增加其FFM 上具有非常明顯的作用外，對FM、BF%和MM 的增減均無顯著影響。久坐不動行為是指一類僅需要消耗1.0～1.5 METs 的低水平能量，并在通勤期間、工作場所、家庭環(huán)境中以及休閑時多數(shù)處于坐立的行為狀態(tài)［54］。WHO 的資料顯示，生活在發(fā)達國家和發(fā)展中國家的人群中有60%～85%的人處于久坐不動的生活方式［46］。據(jù)統(tǒng)計，在美國最久坐的人群是年齡較大的青少年和年齡60 歲以上的老年人，且在30 歲之前，女性比男性更多久坐者［55］。越來越多的證據(jù)表明，久坐不動的行為可能是成人中多種不良健康結果的獨特風險因素［56］，尤其對于女性來說，它與增加患糖尿病和卵巢癌，結腸癌和子宮內(nèi)膜癌等部位特異性癌癥的風險存在一致的因素［57-65］，也與心血管疾病，癥狀性膽結石疾病和精神障礙的發(fā)病率增加顯著相關［66-67］。有研究結果表明，久坐不動的行為會顯著降低基礎代謝［68］，也會增加女性的肥胖風險［64］。有綜述研究發(fā)現(xiàn)久坐的時間越長，肥胖風險就越高，尤其是兒童期和青春期的久坐行為是肥胖的強烈預測因素［69］。有研究提出建議讓人們將一定比例的久坐時間轉移到輕中度強度的身體活動中［69］，且 WHO 也強調(diào)，人們應該更多的參與體育鍛煉［45］，也有研究發(fā)現(xiàn)高強度的RT 能明顯增加基礎代謝率［70］。從表2可以發(fā)現(xiàn)，久坐不動的女性也幾乎都是超重及肥胖者，因此RT 對她們減脂和增加FFM 的效果更加明顯。針對久坐不動的女性，RT 可以幫助其在減脂和增加FFM 上取得顯著性的效果，從而降低上述疾病的發(fā)病風險。

本研究結果顯示RT 也能明顯增加部分女性群體的FFM，但對所有女性群體MM 的增加效果均不明顯。FFM 指除脂肪以外的身體其他成分的重量，骨骼、肌肉是其主要部分［71］；MM 為骨骼肌的質量［72］。如果 RT 無助于女性 MM 的提升，那么 FFM的增加更可能出現(xiàn)在骨骼質量的增加上，已有研究發(fā)現(xiàn)RT 有助于保持婦女腰椎的骨礦密度，保持和增加絕經(jīng)后婦女股骨和橈骨的骨礦密度［16］。因本研究中納入關于FFM 的文獻中，絕經(jīng)后女性對象就有6 篇（占該指標文獻總數(shù)的50%），因此本研究中女性群體FFM 增加很可能是絕經(jīng)后女性骨量增加的結果。有單個研究證實，9 周高負荷RT 后，女性肌肉增長量低于男性［73］，說明RT 增長肌肉的效果還存在性別差異；另外在本研究的納入文獻中，有MM 結果指標的文獻僅有5 篇，涉及的參與者也只有192 名，樣本量的不足也可能會降低結果的精確性［74］；鑒于50 歲以后久坐不動的個體骨骼肌萎縮的發(fā)生率過高，相比青年人，運動鍛煉更不易使其MM 明顯增加［13］，而本研究中納入的4 篇有MM 結局指標的文獻，研究對象都包含有絕經(jīng)期婦女。因此，年齡、性別和樣本量大小等因素，都可能是RT 不能有效提升女性MM 的原因。另有研究顯示，RT 的機制似乎可以在不增加MM 的情況下提高肌肉力量［75］。而大多數(shù)研究結果證明，RT 對增加FFM 和肌肉力量有顯著性效果［6-9，76］，但并未提到其增加 MM 的作用，也許 RT 的“增肌”效果更多是指肌肉力量而非MM 的增加。

4 結論

本研究結果證實單純的RT 可以有效降低女性的FM 和BF%、明顯增加她們的FFM，但RT 對不同女性群體身體成分的影響有顯著差異，其減脂和提升FFM 的作用主要體現(xiàn)在絕經(jīng)后、超重肥胖或久坐不動的女性身上，且RT 對所有女性群體MM 的增長都無幫助。因此，單純的RT 不能作為女性以增長MM 為主要目的的訓練方式，也不可作為部分（包括非超重肥胖及非久坐不動的）女性以減脂為主要目的的鍛煉手段，但可以推薦給絕經(jīng)后、超重肥胖或久坐不動的女性作為改善身體成分（包括減脂和增加FFM）的訓練方法。