李宗祥 王 丹 江東謀 何紹生 劉一平

(福建師范大學(xué)體育科學(xué)學(xué)院運(yùn)動(dòng)與健康福建省高校重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，福建 福州 350117)

慢性疾病又稱非傳染性疾病，是一類病因復(fù)雜、病程長(zhǎng)且病情遷延不愈的疾病，如動(dòng)脈粥樣硬化、高血壓、糖尿病、肥胖、冠心病、腦卒中等，其主要患病對(duì)象為中老年人，根據(jù)世界衛(wèi)生組織《2018年非傳染性疾病國(guó)家概況》指出慢性疾病是我國(guó)死亡率的第一大原因，占所有死亡率的89%，其中心血管疾病占慢性疾病死因構(gòu)成的43%。而在全球范圍內(nèi)，心血管死亡率增加至41%，針對(duì)此現(xiàn)象，聯(lián)合國(guó)計(jì)劃采取多種措施以減少中老年人心血管死亡率[1]。

血管內(nèi)皮功能紊亂是血管損傷和血管衰老的主要特征之一，在中老年人群中非常普遍，其特征可表現(xiàn)為一系列血管活性物質(zhì)分泌的改變，其中包括內(nèi)皮源性舒張因子：一氧化氮(nitric oxide，NO)分泌減少和血管收縮物質(zhì)內(nèi)皮素-1(endothelin，ET-1)分泌增加；NO是一種可以擴(kuò)張血管、抑制血小板聚集和粘附、抑制血管炎癥、控制血管平滑肌增殖、刺激血管生成等作用的信號(hào)分子[2]，而ET-1是目前最有效的血管收縮物質(zhì)，且具有促進(jìn)血管平滑肌增殖等拮抗NO的作用[3]。在一些心血管疾病中，如動(dòng)脈粥樣硬化、高血壓和冠心病等患者血中NO含量明顯下降，ET-1含量明顯上升，ET-1/NO比值增大已然成為衡量血管風(fēng)險(xiǎn)的標(biāo)志物。

如何利用合適的手段對(duì)中老年人血管內(nèi)皮功能紊亂進(jìn)行預(yù)防和干預(yù)，進(jìn)而降低一些危害中老年人群的心血管疾病目前還處于探索階段。研究表明，補(bǔ)充一些抗炎、抗氧化、降血脂和ET-1拮抗劑等藥物是防治內(nèi)皮功能紊亂的常規(guī)治療手段，隨著人們對(duì)疾病病理的深入理解，人們發(fā)現(xiàn)運(yùn)動(dòng)結(jié)合藥物可以更加有效地改善內(nèi)皮功能[4]。運(yùn)動(dòng)可以通過增加血液流動(dòng)及層流剪切應(yīng)力進(jìn)而增加一氧化氮的產(chǎn)生和生物利用度。另一方面，運(yùn)動(dòng)也可以抵抗血管炎癥、降低血管氧化應(yīng)激和誘導(dǎo)血管生成，從而改善血管內(nèi)皮功能[5]，因此運(yùn)動(dòng)對(duì)血管內(nèi)皮的影響成了新的研究熱點(diǎn)。Hermann研究發(fā)現(xiàn)8周的高強(qiáng)度間歇訓(xùn)練顯著改善了中老年心臟移植受者的內(nèi)皮依賴性血流介導(dǎo)的動(dòng)脈擴(kuò)張(flow-mediated arterial dilation，F(xiàn)MD)[6]，而Kitzman等研究表明老年心衰患者進(jìn)行16周的有氧耐力訓(xùn)練卻不能顯著增加FMD[7]，cohen研究顯示14個(gè)月的抗阻訓(xùn)練顯著改善了老年糖尿病患者的FMD[8]。

雖然已有不少隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)研究運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血管內(nèi)皮的影響，但大多數(shù)文章是以內(nèi)皮依賴性血管舒張功能指標(biāo)FMD為效應(yīng)量的，且受限于樣本量、樣本疾病類型、樣本年齡、運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度、運(yùn)動(dòng)干預(yù)時(shí)間等原因，研究結(jié)果并不一致。何種運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度、運(yùn)動(dòng)形式、運(yùn)動(dòng)頻率可以最佳地改善中老年人血管內(nèi)皮尚無定論。因此，本meta分析采用生物化學(xué)指標(biāo)NO和ET-1作為效應(yīng)量，探討運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中NO和ET-1的影響，旨在為運(yùn)動(dòng)改善中老年人血管內(nèi)皮紊亂證據(jù)鏈提供新的依據(jù)，為中老年人健康管理和運(yùn)動(dòng)處方的制定提供循證醫(yī)學(xué)證據(jù)。

1 方法

1.1 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)為：1)研究對(duì)象為中老年人，樣本平均年齡>45歲；2)進(jìn)行實(shí)驗(yàn)之前，對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組基本信息無顯著性差異，實(shí)驗(yàn)組僅比對(duì)照組增加運(yùn)動(dòng)干預(yù)；3)文章結(jié)局指標(biāo)至少包括NO或ET-1；4)文章類型為隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)(randomized controlled trial，RCT)；

文獻(xiàn)排除標(biāo)準(zhǔn)為：1)結(jié)局指標(biāo)不符的文章；2)綜述類、個(gè)案類、動(dòng)物實(shí)驗(yàn)類、自身前后比較類、專家評(píng)述類和重復(fù)發(fā)表的文章；3)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)不符、文章質(zhì)量低下的文章。

1.2 文獻(xiàn)檢索策略

以(“鍛煉”或“運(yùn)動(dòng)”或“訓(xùn)練”或“身體活動(dòng)”或“太極拳”或“氣功”)和(“內(nèi)皮素”或“一氧化氮”)和(“隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)”或“對(duì)照”或“試驗(yàn)”或“干預(yù)”)為主題詞在中國(guó)知網(wǎng)、萬方、維普數(shù)據(jù)庫進(jìn)行組合式混合中文文獻(xiàn)檢索。以(“exercise”or“training”or“physical activity”or“tai chi”)and(“nitric oxide”or“endothelin”)and(“randomized controlled trials”or “RCT”or“trial”)為Title/Abstract在PubMed、Web of science，Cochrane Library中進(jìn)行組合式混合英文文獻(xiàn)檢索，檢索期限為建庫至2021年8月，收集運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中一氧化氮和內(nèi)皮素相關(guān)的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)文獻(xiàn)。此外，追溯納入文獻(xiàn)的參考文獻(xiàn)或相關(guān)綜述的參考文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)充。

1.3 資料提取

把各數(shù)據(jù)庫檢索到的文獻(xiàn)導(dǎo)入EndNote X9文獻(xiàn)管理軟件中進(jìn)行文獻(xiàn)去重，去重之后由2名研究人員嚴(yán)格按照文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行文獻(xiàn)篩選，篩選時(shí)首先閱讀文獻(xiàn)標(biāo)題，在排除明顯不相關(guān)的文獻(xiàn)后進(jìn)一步閱讀文獻(xiàn)摘要和全文判斷是否納入研究，如遇篩選結(jié)果有分歧時(shí)，則由第三名工作人員共同討論。將最終納入研究的文獻(xiàn)進(jìn)行資料數(shù)據(jù)提取，提取內(nèi)容有：基本信息(第一作者、發(fā)表年份、地區(qū)、樣本量、樣本年齡、樣本性別、樣本患病類型、樣本患病時(shí)長(zhǎng))、干預(yù)措施(運(yùn)動(dòng)方式、運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度、運(yùn)動(dòng)頻率、干預(yù)時(shí)長(zhǎng))和結(jié)局指標(biāo)。

1.4 質(zhì)量評(píng)價(jià)

使用Cochrane偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具對(duì)納入研究的文獻(xiàn)進(jìn)行偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估，分別按照：1)隨機(jī)方法；2)分配隱藏；3)研究對(duì)象和測(cè)量者盲法；4)結(jié)局評(píng)估者的測(cè)量盲法；5)研究數(shù)據(jù)和結(jié)局指標(biāo)數(shù)據(jù)的完整性；6)選擇性報(bào)告研究成果；7)其他偏倚7個(gè)角度進(jìn)行文獻(xiàn)方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)。評(píng)價(jià)完成以后按照：(低風(fēng)險(xiǎn)加1分，不清楚加0分，高風(fēng)險(xiǎn)減1分)計(jì)算文獻(xiàn)得分。

1.5 統(tǒng)計(jì)分析

采用review manage5.3軟件繪制文獻(xiàn)篩選圖和文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)估圖，采用Stata 16.0進(jìn)行Meta分析，因本meta分析效應(yīng)量指標(biāo)均為連續(xù)性變量，而且測(cè)量方法和表示單位上存有差異，故采用標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差(SMD，Standard Mean Difference)作為 Meta 分析的合并效應(yīng)尺度，并計(jì)算其95%置信區(qū)間(confidence interval，CI)，用Q檢驗(yàn)評(píng)價(jià)效應(yīng)量的異質(zhì)性，當(dāng)I2<50%時(shí)，表示異質(zhì)性較小，采用固定效應(yīng)模型，否則采用隨機(jī)效應(yīng)模型；當(dāng)異質(zhì)性較大時(shí)，采用敏感性分析、亞組分析和meta回歸探討異質(zhì)性的來源，并對(duì)研究數(shù)量大于10個(gè)的效應(yīng)指標(biāo)進(jìn)行Begg和Egger檢驗(yàn)發(fā)表偏倚，研究中以P<0.05為具有顯著性差異。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果

通過系統(tǒng)檢索數(shù)據(jù)庫得到5781篇文獻(xiàn)，通過閱讀納入研究的參考文獻(xiàn)及相關(guān)綜述后得到6篇未檢索到的文獻(xiàn)，導(dǎo)入endnote去重后剩余4593篇，閱讀文獻(xiàn)標(biāo)題和摘要去除與納入標(biāo)準(zhǔn)不符的文獻(xiàn)后剩余182篇，閱讀全文后最終納入meta分析的文獻(xiàn)有50篇(見圖1)。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖

2.2 納入文獻(xiàn)的基本特征和方法學(xué)質(zhì)量評(píng)估

本meta分析共納入50篇文獻(xiàn)，中文文獻(xiàn)37篇、英文文獻(xiàn)13篇，共計(jì)56項(xiàng)研究，其中雙臂研究45項(xiàng)、三臂研究4項(xiàng)、四臂研究1項(xiàng)，共涉及研究對(duì)象3463名，其中對(duì)照組1636名，實(shí)驗(yàn)組1827名(見表1、表2)。使用Cochrane偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具對(duì)上述50篇文獻(xiàn)進(jìn)行質(zhì)量評(píng)價(jià)，發(fā)現(xiàn)本研究納入的文獻(xiàn)在隨機(jī)序列的產(chǎn)生上有6篇存在高風(fēng)險(xiǎn)，而在雙盲、分配隱藏和選擇性發(fā)表方面大部分為不清楚，17篇文獻(xiàn)進(jìn)行了失訪和退出，故存在隱瞞陰性結(jié)果的可能，納入文獻(xiàn)總體質(zhì)量中等(見圖2)。

表1 納入研究基本特征

表2 納入研究干預(yù)措施簡(jiǎn)介

續(xù)表2

圖2 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)估圖

2.3 meta分析結(jié)果

2.3.1 NO效應(yīng)量的meta分析

共有44個(gè)研究進(jìn)行了運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中NO干預(yù)效果進(jìn)行評(píng)價(jià)，共涉及2918名研究對(duì)象，對(duì)照組1420例，實(shí)驗(yàn)組1498例。Meta分析結(jié)果顯示，與對(duì)照組相比，運(yùn)動(dòng)可以顯著提高中老年人血中NO，合并效應(yīng)量SMD=0.79(95%CI：0.58，1.03，P=0.000)。異質(zhì)性檢驗(yàn)I2=88.3%，表示存在高的異質(zhì)性，選用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行meta分析，并需要探討異質(zhì)性的來源(見圖3)。

圖3 NO效應(yīng)量的meta分析森林圖

為了探討異質(zhì)性的來源，使用敏感性分析在整體研究中逐一剔除文獻(xiàn)，評(píng)估每一個(gè)研究對(duì)效應(yīng)量NO的影響，研究結(jié)果顯示，各研究之間異質(zhì)性較小，逐一剔除某一篇文獻(xiàn)對(duì) NO效應(yīng)量影響不大，Meta 分析結(jié)果較為穩(wěn)健。

為了進(jìn)一步探討異質(zhì)性的來源，從發(fā)表年份、樣本所屬地區(qū)、疾病狀態(tài)、文章質(zhì)量、樣本含量、年齡、性別和藥物因素方面進(jìn)行meta回歸分析。然而，當(dāng)使用多因素meta回歸時(shí)應(yīng)確保每個(gè)協(xié)變量至少包含10個(gè)研究，為了避免出現(xiàn)假陽性結(jié)果，本文只使用單因素meta回歸[59]。單因素meta回歸結(jié)果顯示，以上因素均對(duì)NO效應(yīng)量的異質(zhì)性來源沒有顯著性(P>0.05)，但是發(fā)表年份、健康狀態(tài)和性別可能是影響NO效應(yīng)量的來源(P=0.112、P=0.138、P=0.131)(見表3)。

表3 影響NO效應(yīng)量的異質(zhì)性單因素Meta回歸分析結(jié)果

根據(jù)運(yùn)動(dòng)頻率、單次運(yùn)動(dòng)時(shí)間、運(yùn)動(dòng)總時(shí)長(zhǎng)和運(yùn)動(dòng)方式進(jìn)行亞組分析，結(jié)果顯示運(yùn)動(dòng)頻率、單次運(yùn)動(dòng)時(shí)間、運(yùn)動(dòng)總時(shí)長(zhǎng)和運(yùn)動(dòng)方式對(duì)異質(zhì)性貢獻(xiàn)率并不大(P>0.05)(見表4)。

表4 NO亞組分析結(jié)果

2.3.2 ET-1效應(yīng)量的meta分析

共有34個(gè)研究進(jìn)行了運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中ET-1干預(yù)效果進(jìn)行評(píng)價(jià)，共涉及2647名研究對(duì)象，對(duì)照組1260例，實(shí)驗(yàn)組1387例。Meta分析結(jié)果顯示，與對(duì)照組相比，運(yùn)動(dòng)可以顯著降低中老年人血中ET-1，合并效應(yīng)量SMD=-0.86(95%CI：-1.07，-0.65，P=0.000)。異質(zhì)性檢驗(yàn)I2= 83.1%，表示存在高的異質(zhì)性，選用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行meta分析，并需要探討異質(zhì)性的來源(見圖4)。

圖4 ET-1效應(yīng)量的meta分析森林圖

為了探討異質(zhì)性的來源，使用敏感性分析在整體研究中逐一剔除文獻(xiàn)，評(píng)估每一個(gè)研究對(duì)效應(yīng)量ET-1的影響，研究結(jié)果顯示，各研究之間異質(zhì)性較小，逐一剔除某一篇文獻(xiàn)對(duì) ET-1 效應(yīng)量影響不大，Meta 分析結(jié)果較為穩(wěn)健。

為了進(jìn)一步探討異質(zhì)性的來源，從發(fā)表年份、樣本所屬地區(qū)、健康狀態(tài)、文章質(zhì)量、樣本含量、年齡、性別和藥物因素方面進(jìn)行單因素meta回歸分析。結(jié)果顯示，以上因素均對(duì)ET-1效應(yīng)量的異質(zhì)性來源沒有顯著性(P>0.05)(見表5)。

表5 影響ET-1效應(yīng)量的異質(zhì)性單因素Meta回歸分析結(jié)果

根據(jù)運(yùn)動(dòng)頻率、單次運(yùn)動(dòng)時(shí)長(zhǎng)、運(yùn)動(dòng)總時(shí)長(zhǎng)、運(yùn)動(dòng)方式為因素進(jìn)行亞組分析，結(jié)果顯示運(yùn)動(dòng)頻率、單次運(yùn)動(dòng)時(shí)長(zhǎng)和運(yùn)動(dòng)總時(shí)長(zhǎng)對(duì)異質(zhì)性貢獻(xiàn)率并不大，而運(yùn)動(dòng)方式可能是異質(zhì)性的來源之一：有氧運(yùn)動(dòng)和抗阻運(yùn)動(dòng)可顯著降低中老年人血中ET-1(P<0.05)，而有氧聯(lián)合抗組運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中ET-1影響不大(P>0.05)(見表6)。

表6 ET-1 亞組分析結(jié)果

2.3.3 發(fā)表偏倚檢測(cè)

通過分析運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血清NO和ET-1干預(yù)效果的Begg檢驗(yàn)和Egger檢驗(yàn)顯示P>0.05外，說明NO和ET-1指標(biāo)不存在明顯的發(fā)表偏倚(如表7所示)。

表7 NO和ET-1效應(yīng)指標(biāo)的Begg檢驗(yàn)和Egger檢驗(yàn)

3 討論

正常血管內(nèi)皮細(xì)胞(VEC)一方面分泌NO、PGI2等血管舒張因子，另一方面分泌ET-1、Ang2等血管收縮因子共同調(diào)控血管張力及血管內(nèi)皮通透性等，然而當(dāng)機(jī)體出現(xiàn)炎癥、氧化應(yīng)激、胰島素抵抗時(shí)VEC中PI3K/AKT通路受損、MAPK/ERK通路激活導(dǎo)致VEC分泌ET-1/NO比值顯著加大，ET-1/NO比值上升是內(nèi)皮功能紊亂的表現(xiàn)，而內(nèi)皮功能紊亂是患心血管疾病的病理學(xué)基礎(chǔ)之一[60]。研究表明，年齡是心血管疾病不可干預(yù)的危險(xiǎn)因素[61]，隨著我國(guó)人口老齡化的不斷加劇，我國(guó)患心血管疾病的人數(shù)顯著增加。如何防治中老年人心血管疾病，減少心血管疾病死亡率已然成為我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生的首要目標(biāo)之一。生活方式干預(yù)是一種經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)小、危險(xiǎn)風(fēng)險(xiǎn)小、持續(xù)干預(yù)時(shí)間長(zhǎng)的非藥物干預(yù)手段，運(yùn)動(dòng)屬于生活方式干預(yù)的一種，運(yùn)動(dòng)的本質(zhì)就是在能量代謝的供應(yīng)下肌肉收縮牽引骨骼繞關(guān)節(jié)運(yùn)動(dòng)而形成的動(dòng)作[62]。研究表明運(yùn)動(dòng)可以減少心血管疾病的發(fā)病率和死亡率[63, 64]，這與運(yùn)動(dòng)能夠顯著改善血管內(nèi)皮功能有關(guān)[65]，具體而言，運(yùn)動(dòng)可以通過改善血管中氧化應(yīng)激和炎癥水平下調(diào)VEC分泌ET-1/NO比值，改善血管內(nèi)皮功能[66, 67]。

3.1 運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中NO的影響

NO是一種可通過血管平滑肌細(xì)胞(VSMC)中sGC/cGMP/PKG通路介導(dǎo)血管舒張的氣體信號(hào)分子，并有著抑制血管炎癥、控制血管平滑肌增殖等作用[68]。在一些與年齡相關(guān)的慢性心血管疾病中：如高血壓、糖尿病、動(dòng)脈粥樣硬化、冠心病等疾病中，往往伴隨著血中低濃度NO水平，控制體內(nèi)NO水平已然成為防治心血管疾病的重要措施[69, 70]。本meta分析結(jié)果顯示，運(yùn)動(dòng)可顯著提高中老年人血中NO水平，相比于對(duì)照組，SMD為0.79(95%CI：0.58，1.03，P=0.000)，但研究間異質(zhì)性較大(I2=88.3%)，故NO效應(yīng)量的特異性和敏感性較差，這將會(huì)影響效應(yīng)量研究結(jié)果的證據(jù)推薦強(qiáng)度。探討異質(zhì)性的來源中使用敏感性分析并沒有發(fā)現(xiàn)單一研究對(duì)總體NO效應(yīng)量指標(biāo)產(chǎn)生明顯的偏倚，在使用單因素meta回歸中發(fā)現(xiàn)發(fā)表年份、健康狀態(tài)、性別對(duì)異質(zhì)性的來源影響較大(見表3)，并在此基礎(chǔ)上使用亞組分析發(fā)現(xiàn)，2010年前發(fā)表的文獻(xiàn)可能是運(yùn)動(dòng)干預(yù)中老年人血中NO總體效應(yīng)量異質(zhì)性的來源，SMD為0.337(95%CI：-0.185， 0.859，P=0.205)；受試者中女性比例較大可能是影響NO總體效應(yīng)量較為明顯的異質(zhì)性來源，SMD為0.268(95%CI：-0.257，0.792，P=0.317)，提示女性對(duì)于運(yùn)動(dòng)改善血中NO水平不敏感；受試者身體健康狀態(tài)良好、無慢性疾病可能是影響NO總體效應(yīng)量較為明顯的異質(zhì)性來源，SMD為0.337(95%CI：-0.595，1.269，P= 0.478)，可能與健康受試者基線NO水平較高有關(guān)。此外，本研究的Begg檢驗(yàn)和Egger檢驗(yàn)分析顯示，運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中NO影響效果不存在顯著的發(fā)表偏倚(P>0.05)，meta分析結(jié)果較為穩(wěn)步。

本meta分析從運(yùn)動(dòng)干預(yù)要素(運(yùn)動(dòng)頻率、單次運(yùn)動(dòng)時(shí)間、運(yùn)動(dòng)干預(yù)總時(shí)間、運(yùn)動(dòng)方式)進(jìn)行亞組分析發(fā)現(xiàn)：每周運(yùn)動(dòng)3次，每次運(yùn)動(dòng)46-60min，持續(xù)干預(yù)6-8W的高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)可能對(duì)提高中老年人血中NO效果更好，但是從運(yùn)動(dòng)干預(yù)要素亞組分析后各亞組異質(zhì)性仍然處于較高水平。此外，對(duì)運(yùn)動(dòng)方式的亞組分析中抗阻運(yùn)動(dòng)、有氧聯(lián)合抗阻運(yùn)動(dòng)和高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)納入的研究過少，這可能會(huì)對(duì)本meta分析結(jié)果產(chǎn)生偏倚(見表4)。

3.2 運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中ET-1的影響

ET-1主要由VEC分泌的一種具有血管收縮效應(yīng)的物質(zhì)，ET-1與其受體結(jié)合之后可直接參與血管炎癥、血管內(nèi)皮細(xì)胞凋亡、VSMC的收縮、增殖、遷移和基因表達(dá)等，并在高血壓、糖尿病血管疾病、冠心病等疾病中發(fā)揮著重要的作用[3, 71]。本meta分析結(jié)果顯示，運(yùn)動(dòng)可顯著降低中老年人血中ET-1水平，相比于對(duì)照組，SMD為-0.86(95%CI：-1.07，-0.65，P=0.000)。但是研究間異質(zhì)性較大(I2= 83.1%)，故ET-1效應(yīng)量的特異性和敏感性較差，在運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中ET-1的異質(zhì)性來源探尋中并未發(fā)現(xiàn)單一研究對(duì)總體ET-1效應(yīng)量產(chǎn)生明顯的偏倚，也未發(fā)現(xiàn)發(fā)表年份、樣本所屬地區(qū)、樣本健康狀態(tài)、文章質(zhì)量、樣本含量、年齡、性別和藥物因素研究特征對(duì)總體ET-1效應(yīng)量產(chǎn)生明顯的偏倚(P>0.05)。但在亞組分析中發(fā)現(xiàn)運(yùn)動(dòng)方式可能是異質(zhì)性的主要來源，其中有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中ET-1效應(yīng)量的SMD為-0.869(95%CI：-1.084，-0.654，P=0.000)，抗阻運(yùn)動(dòng)的SMD為-2.291(95%CI：-3.009，-1.572，P=0.000)，而有氧聯(lián)合抗組運(yùn)動(dòng)的SMD為-0.162(95%CI：-0.664，0.340，P=0.527)(見表6)，追溯有氧聯(lián)合抗阻運(yùn)動(dòng)的原始文獻(xiàn)可知Seo[50]、Cortez[58]文中所用運(yùn)動(dòng)干預(yù)強(qiáng)度偏小，這可能是影響運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中ET-1效應(yīng)量的主要因素。此外，本研究的Begg檢驗(yàn)和Egger檢驗(yàn)分析顯示，運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中ET-1影響效果不存在顯著的發(fā)表偏倚(P>0.05)，meta分析結(jié)果較為穩(wěn)步。

本meta分析從(運(yùn)動(dòng)頻率、單次運(yùn)動(dòng)時(shí)間、運(yùn)動(dòng)干預(yù)總時(shí)間、運(yùn)動(dòng)方式)4個(gè)運(yùn)動(dòng)要素進(jìn)行亞組分析發(fā)現(xiàn)：每周運(yùn)動(dòng)2-3次，每次運(yùn)動(dòng)30-45min，持續(xù)6-8W的抗阻運(yùn)動(dòng)對(duì)中老年人血中ET-1改善效果更佳。但是運(yùn)動(dòng)干預(yù)要素亞組分析后各亞組異質(zhì)性仍然處于較高水平，此外，抗阻運(yùn)動(dòng)、有氧聯(lián)合抗阻運(yùn)動(dòng)亞組中納入的研究過少，這可能會(huì)對(duì)本meta分析結(jié)果產(chǎn)生偏倚(見表4)。

4 結(jié)論

綜上所述，運(yùn)動(dòng)可以顯著增加中老年人血中NO水平，減少血中ET-1水平。每周運(yùn)動(dòng)3次，每次運(yùn)動(dòng)46-60min，持續(xù)干預(yù)6-8W的高強(qiáng)度間歇運(yùn)動(dòng)可能對(duì)增加中老年人血中NO效果更好，而每周運(yùn)動(dòng)2-3次，每次運(yùn)動(dòng)30-45min，持續(xù)6-8W的抗阻運(yùn)動(dòng)可能對(duì)中老年人血中ET-1改善效果更佳。受納入研究的數(shù)量和質(zhì)量的限制，以上結(jié)論還需要更多大樣本、高質(zhì)量的文獻(xiàn)進(jìn)一步驗(yàn)證。