郭成根，孫 璞，陳奧娜

輕度認(rèn)知障礙（mild cognitive impairment，MCI）是指大腦正常衰老和癡呆之間的過渡階段［1］。早期表現(xiàn)為輕度的記憶力下降，但很快會發(fā)展為嚴(yán)重的認(rèn)知損害和功能性障礙［2］。老年癡呆已成為繼心腦血管疾病和惡性腫瘤之后，威脅人類生命健康的第3大因素［3］，盡早對MCI老年人施予積極干預(yù)對于延緩癡呆的發(fā)生具有重大意義。由于認(rèn)知障礙病程長、難逆轉(zhuǎn)，當(dāng)前尚無治療MCI有效藥物。相反，美國MCI指南聲明，藥物治療可能會增加患認(rèn)知障礙的風(fēng)險［4］。

運動作為改善MCI老年人認(rèn)知功能的一種方式備受關(guān)注。先前雖已有人進(jìn)行了運動干預(yù)MCI老年人元分析的相關(guān)研究，但一方面運動對MCI老年人認(rèn)知功能的干預(yù)效果仍存爭議，例如：Barreto等［5］元分析顯示，運動并不能有效緩解癡呆患者和輕度認(rèn)知障礙患者臨床意義上的認(rèn)知功能衰退。另一方面，雖然一些研究顯示運動可改善MCI老年人認(rèn)知功能［6］，但這些研究中認(rèn)知功能的檢測手段不一致，導(dǎo)致干預(yù)結(jié)果的效應(yīng)量存在很大的差異，影響了結(jié)果的準(zhǔn)確性。此外，運動方式、運動周期、運動頻率等調(diào)節(jié)變量在干預(yù)中尤為重要。例如：運動的次數(shù)和間歇時間會影響到了腦血流和血氧含量，這可能是運動通過皮質(zhì)活動影響大腦認(rèn)知功能的生物學(xué)機(jī)制［7］。然而，目前對各調(diào)節(jié)變量與MCI老年人認(rèn)知功能的量效關(guān)系仍缺乏清晰的認(rèn)識［8］。

簡易智力狀態(tài)檢查量表（mini-mental state examination，MMSE）檢測結(jié)果可靠且是國際上采用最廣泛的認(rèn)知功能測評手段之一［9］。基于此，本研究運用元分析方法對接受運動干預(yù)的MCI老年人認(rèn)知功能的MMSE得分進(jìn)行統(tǒng)計學(xué)處理，分析運動對MCI老年人認(rèn)知功能的干預(yù)效果。在此基礎(chǔ)上，繼續(xù)考察7個調(diào)節(jié)變量（運動方式、運動周期、運動頻率、運動時間、文獻(xiàn)的質(zhì)量、樣本量和發(fā)表年限）在運動干預(yù)MCI老年人認(rèn)知功能中起的作用，以追蹤最優(yōu)防治方案。

1 研究方法

1.1 文獻(xiàn)檢索

選取PubMed、EBSCO host、Web of Science、Elevier、中國知網(wǎng)和萬方6個數(shù)據(jù)庫進(jìn)行文獻(xiàn)檢索。檢索時間為2000年1月至2020年12月，最后一次檢索日期為2020年12月23日。檢索主題詞見表1，每組檢索主題詞內(nèi)部用“OR”連接，各組主題詞之間用“AND”連接，運用布爾運算進(jìn)行組合檢索。此外，輔以手工檢索的方式追溯納入文獻(xiàn)的參考文獻(xiàn)，以確保納入文獻(xiàn)的全面性。

表1 本研究納入文獻(xiàn)的檢索主題詞

1.2 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

文獻(xiàn)納入依據(jù)循證醫(yī)學(xué)PICOS的方式［10］，主要考慮參與者、干預(yù)措施、對照組、研究結(jié)果和研究設(shè)計5個因素。1）受試者：受試者年齡范圍或平均年齡≥60歲；經(jīng)確診為MCI［11］，不合并其他類疾??；2）干預(yù)措施：實驗組為運動干預(yù)，且不合并其他干預(yù)方式（例如認(rèn)知訓(xùn)練等）；3）對照組：常規(guī)居家護(hù)理、健康教育或保持之前的生活方式；4）研究結(jié)果：采用MMSE測評認(rèn)知功能，統(tǒng)計量包括：樣本量、均值和標(biāo)準(zhǔn)差；5）研究設(shè)計：隨機(jī)對照實驗，發(fā)表年限從2000年1月至2020年12月，實驗組與對照組基線值無顯著差異。

排除標(biāo)準(zhǔn)：1）不符合納入標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)；2）綜述類文獻(xiàn)或?qū)W位論文；3）非英語或者漢語的文獻(xiàn)；4）結(jié)局指標(biāo)數(shù)據(jù)不全，導(dǎo)致數(shù)據(jù)不能提取的文獻(xiàn)。

1.3 文獻(xiàn)篩選、資料提取與質(zhì)量評價

先將收集的文獻(xiàn)，統(tǒng)一導(dǎo)入文獻(xiàn)管理軟件“Endnote X9”去重處理，之后由2位研究人員按照納入和排除標(biāo)準(zhǔn)采用獨立雙盲的方式對文獻(xiàn)進(jìn)行篩選。對符合標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)進(jìn)行獨立提取，內(nèi)容包括以下3個方面。1）一般資料：第一作者、發(fā)表年限；2）干預(yù)特征：樣本量、研究對象（年齡、性別）、干預(yù)內(nèi)容、干預(yù)時間、干預(yù)頻率和干預(yù)周期；3）結(jié)局指標(biāo)：采用MMSE測評MCI老年人認(rèn)知功能。

對納入文獻(xiàn)進(jìn)行方法學(xué)質(zhì)量評價，運用Cochrane風(fēng)險偏倚評估工具從6個領(lǐng)域（選擇性偏倚、實施偏倚、測量偏倚、隨訪偏倚、報告偏倚和其他偏倚）進(jìn)行評價［12］。每個指標(biāo)采用低偏倚風(fēng)險、偏倚不確定性和高偏倚風(fēng)險進(jìn)行判定。根據(jù)判定結(jié)果，將納入的文獻(xiàn)質(zhì)量分為3個等級［13］：1）滿足4個或以上條目低風(fēng)險，評為A級；2）滿足2個或3個條目低風(fēng)險，評為B級；3）滿足1個或沒有條目低風(fēng)險，評為C級。

1.4 統(tǒng)計分析

采用“Stata12.0”軟件進(jìn)行統(tǒng)計學(xué)處理，由于納入文獻(xiàn)的結(jié)局指標(biāo)屬于連續(xù)性結(jié)局變量，且測試單位相同，因此本研究選用加權(quán)均數(shù)差（Weighted Mean Difference，WMD）作為效應(yīng)尺度指標(biāo)，并計算95%CI（置信區(qū)間）。異質(zhì)性檢驗采用Q檢驗，其本質(zhì)為χ2檢驗，p＜a（檢驗水準(zhǔn)為a=0.1），說明研究間存在異質(zhì)性；反之，則認(rèn)為各研究間是同質(zhì)的。再結(jié)合I2定量分析異質(zhì)性的大小，分為低度（I2=25%）、中度（I2=50%）和高度（I2=75%）異質(zhì)性。在Cochrane手冊中［12］，推薦I2不超過40%，異質(zhì)性可以接受，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行元分析；當(dāng)各研究間存在明顯異質(zhì)性時，應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行元分析。若存在異質(zhì)性，則進(jìn)行調(diào)節(jié)變量的亞組分析。

2 研究結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果

通過檢索中外數(shù)據(jù)庫，初步獲得文獻(xiàn)5 507篇。通過其他資源手工檢索得到3篇。剔除重復(fù)發(fā)表文獻(xiàn)2 823篇，在閱讀標(biāo)題和摘要以及區(qū)分文獻(xiàn)類型基礎(chǔ)上剔除2 369篇，閱讀全文基礎(chǔ)上再排除20篇，最終納入文獻(xiàn)25篇（中文11篇、英文14篇），文獻(xiàn)篩選流程如圖1所示。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程示意圖

2.2 納入文獻(xiàn)基本特征

本研究共納入25篇文獻(xiàn)（見表2），從表2可知，中國的發(fā)文量最多［14-32］，占比72%，其次為日本［33-34］，占比8%，巴西［35］、希臘［36］、西班牙［37］、韓國［38］和美國［31］各占比4%。納入文獻(xiàn)均報告了實驗組和對照組的樣本量，但有4篇文獻(xiàn)未顯示具體的男女比例數(shù)［18，24，37-38］。共納入2 400例受試者，其中實驗組1 159例，對照組1 241例。所有受試者均為MCI老年人，且年齡范圍介于60～82歲之間。所有納入文獻(xiàn)認(rèn)知功能檢測手段均為MMSE。

干預(yù)內(nèi)容分為：有氧運動、身心運動、抗阻運動和多成分運動4個組別。干預(yù)時間分為35 min以下、35～50 min、50 min以上3個組別。干預(yù)頻率分為每周3次以下、每周3～4次、每周4次以上3個組別。干預(yù)周期分為2～4月、5～7月、8個月以上3個組別。樣本量分為30例以下、30～60例、60例以上3個組別。文獻(xiàn)發(fā)表年限分為2010—2014年、2015—2017年、2018—2020年3個組別。納入文獻(xiàn)詳細(xì)特征見表2。

表2 納入文獻(xiàn)基本特征

表2（續(xù)）

文獻(xiàn)質(zhì)量評估方面：A級12篇、B級12篇、C級1篇。所有文獻(xiàn)均進(jìn)行了隨機(jī)分配，但只有16%的文獻(xiàn)實施了分配方案隱藏。28%的文獻(xiàn)提及了對受試者、干預(yù)實施者或結(jié)果評價者設(shè)盲。92%的文獻(xiàn)未進(jìn)行選擇性報告研究，保證了研究的可靠性。此外，未發(fā)現(xiàn)其他明顯偏倚來源。文獻(xiàn)質(zhì)量評估結(jié)果詳細(xì)見表3。

表3 納入文獻(xiàn)方法學(xué)質(zhì)量評價

2.3 元分析結(jié)果

2.3.1 整體效應(yīng)檢驗

整體效應(yīng)檢驗選取的結(jié)局指標(biāo)是每篇研究中干預(yù)周期最長后的結(jié)果。共納入25篇文獻(xiàn)（28項研究），2 400例受試者（見表4）。異質(zhì)性檢驗顯示：各研究之間存在異質(zhì)性（χ2=117.81，I2=77.1%，p＜0.01），故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行元分析。合并效應(yīng)量WMD=1.63，95%CI為（1.23，2.02），且具有統(tǒng)計學(xué)意義（p＜0.01）。森林圖顯示：運動對MCI老年人認(rèn)知功能影響WMD的95%CI橫線落在無效線右側(cè)（見圖2）。結(jié)果表明：運動干預(yù)MCI老年人認(rèn)知功能有效。

圖2 運動對MCI老年人認(rèn)知功能元分析森林圖

表4 運動對MCI老年人認(rèn)知功能影響的整體效應(yīng)檢驗

2.3.2 偏倚性檢驗

本研究納入的文獻(xiàn)數(shù)達(dá)到10個以上，故可以進(jìn)行偏倚性檢驗。Egger檢驗（見表5）顯示：回歸分析的截距為-0.79，截距的95%CI為（-2.26，0.67），p＞0.05，結(jié)果表明不存在發(fā)表偏倚。

表5 Egger檢驗結(jié)果

2.3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

由于整體效應(yīng)檢驗中各研究之間存在異質(zhì)性，反映出存在潛在調(diào)節(jié)變量的可能。故本研究進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗考察了7個調(diào)節(jié)變量在運動干預(yù)MCI老年人認(rèn)知功能中所起的作用效果（見表6）。

表6 運動對MCI老年人認(rèn)知功能影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

1）干預(yù)內(nèi)容。該組共納入28項研究，2 400例受試者。4個組別在效應(yīng)量差異上接近中度異質(zhì)性（I2=65.2%），表明干預(yù)內(nèi)容對干預(yù)效果有一定調(diào)節(jié)作用。其中，抗阻運動WMD=2.06，95%CI為（1.38，2.74），p＜0.01。有氧運動WMD=2.05，95%CI為（1.15，2.95），p＜0.01。身心運動WMD=1.50，95%CI為（0.90，2.10），p＜0.01。多成分運動WMD=1.28，95%CI為（0.69，1.87），p＜0.05?？梢?，抗阻運動和有氧運動干預(yù)的效應(yīng)量最顯著。

2）干預(yù)時間。該組共納入26項研究，2 260例受試者。3個組別在效應(yīng)量差異上具有高度異質(zhì)性（I2=95.1%），表明干預(yù)時間對干預(yù)效果有顯著調(diào)節(jié)作用。其中，35～50 min的效應(yīng)量最顯著WMD=1.86，95%CI為（1.53，2.19），p＜0.01。其次是50 min以上WMD=1.49，95%CI為（1.24，1.73），p＜0.05。35 min以下效應(yīng)量WMD=0.98，95%CI為（0.64，1.32），p＜0.05。

3）干預(yù)頻率。該組共納入25項研究，2 122例受試者。3個組別在效應(yīng)量差異上具有高度異質(zhì)性（I2=89.4%），表明干預(yù)頻率對干預(yù)效果有顯著調(diào)節(jié)作用。每周干預(yù)4次以上、每周干預(yù)3～4次、每周干預(yù)3次以下，效應(yīng)量分別為2.14、1.84、0.68，且p值均＜0.05。每周4次以上干預(yù)效果的效應(yīng)量最顯著。

4）干預(yù)周期。該組共納入34項研究，2 868例受試者。3個組別在效應(yīng)量差異上具有高度異質(zhì)性（I2=84.6%），表明干預(yù)周期對干預(yù)效果有顯著調(diào)節(jié)作用。干預(yù)5～7個月WMD=1.77，95%CI為（1.53，2.01），p＜0.01；干預(yù)8個月以上WMD=1.46，95%CI為（1.13，1.80），p＜0.01；干預(yù)2～4個月WMD=0.95，95%CI為（0.71，1.19），p＜0.05。效果量最為顯著的為干預(yù)5～7個月。

5）文獻(xiàn)質(zhì)量。該組共納入28項研究，2 400例受試者。3個組別在效應(yīng)量差異上存在中度異質(zhì)性（I2=50.2%），表明文獻(xiàn)質(zhì)量對干預(yù)效果有一定調(diào)節(jié)作用。其中，A級文獻(xiàn)效應(yīng)量最顯著WMD=1.97，95%CI為（1.72，2.22）；其次是B級文獻(xiàn)WMD=1.17，95%CI為（0.94，1.39）；C級文獻(xiàn)WMD=0.86，95%CI為（-0.57，2.29）。A級和B級文獻(xiàn)效應(yīng)量具有統(tǒng)計學(xué)意義（p＜0.05），C級文獻(xiàn)效應(yīng)量無統(tǒng)計學(xué)意義（p＞0.05）。

6）樣本量。該組共納入34項研究，2 868例受試者。3個組別在效應(yīng)量差異上接近中度異質(zhì)性（I2=57.8%），表明樣本量對干預(yù)效果有一定調(diào)節(jié)作用。30例以下樣本量、30～60例樣本量、60例以上樣本量效應(yīng)量分別是1.42、1.26、0.97，p值均＜0.05?？梢姡?0例以下樣本效應(yīng)量最顯著。

7）發(fā)表年限。該組共納入28項研究，2 400例受試者。3個組別在效應(yīng)量差異上為同質(zhì)性（I2=17.2%），表明發(fā)表年限對干預(yù)效果的調(diào)節(jié)作用不明顯。2010—2014年、2015—2017年、2018—2020年3個組別效應(yīng)量相似，WMD介于1.59～1.68（p值均＜0.05）。

2.3.4 敏感性分析

為檢驗研究結(jié)果是否穩(wěn)定、可靠，對其進(jìn)行敏感性分析。逐一剔除單篇文獻(xiàn)后對剩余研究合并效應(yīng)量，結(jié)果顯示：剔除某一篇文章對整體WMD的影響不大，結(jié)果仍在原WMD的95%CI內(nèi)。進(jìn)一步改變分析模型，結(jié)果顯示，將隨機(jī)效應(yīng)模型改為固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行元分析，各研究間仍為高度異質(zhì)性，運動干預(yù)MCI老年人認(rèn)知功能仍然有效，說明本研究元分析結(jié)果穩(wěn)定且可靠（見表7）。

表7 改變分析模型后重新進(jìn)行元分析結(jié)果

3 討論

3.1 運動對M CI老年人認(rèn)知功能干預(yù)效果的整體效應(yīng)分析

本研究從循證醫(yī)學(xué)角度探討了運動對MCI老年人認(rèn)知功能的干預(yù)效果，結(jié)果表明，運動從整體上能有效延緩MCI老年人認(rèn)知功能衰退，合并效應(yīng)量WMD為1.63，這一發(fā)現(xiàn)符合以往的研究結(jié)論［39］。但有一項元分析與本研究結(jié)果不一致［40］，分析認(rèn)為：一方面可能與對照組納入標(biāo)準(zhǔn)有關(guān)。本研究對照組為常規(guī)居家護(hù)理、健康教育或保持之前的生活方式，而該研究對照組還包括低強(qiáng)度的拉伸、柔韌等練習(xí)。已有研究表明，拉伸和協(xié)調(diào)等低強(qiáng)度練習(xí)同樣能促進(jìn)老年人認(rèn)知功能提高［41］。因此，推測對照組的設(shè)置可能會影響研究結(jié)果。另一方面可能與文獻(xiàn)發(fā)表偏倚有關(guān)。研究者認(rèn)為，元分析中若存在發(fā)表偏倚，就可能導(dǎo)致實際的效應(yīng)量降低，也可能增加無效應(yīng)量及負(fù)效應(yīng)量出現(xiàn)的風(fēng)險［42］，即所謂假“陽性結(jié)果”或假“陰性結(jié)果”。該研究納入的5篇文獻(xiàn)未進(jìn)行偏倚性檢驗，因此存在發(fā)表偏倚的潛在風(fēng)險。而本研究采用了定量（Egger檢驗法）的偏倚性檢驗方法，一定程度上保證了研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。

對于運動延緩MCI老年人認(rèn)知功能衰退的機(jī)制，一些學(xué)者認(rèn)為可能與運動改善了老年人的心血管功能有關(guān)［43］。年齡的增長，使得老年人心血管功能逐步下降，進(jìn)而導(dǎo)致靜息腦血流（cerebral blood flow，CBF）下降［44］。CBF的變化是認(rèn)知衰退病理機(jī)制的早期生物學(xué)標(biāo)記［45］，研究發(fā)現(xiàn)靜息狀態(tài)下進(jìn)行記憶編碼任務(wù)時，健康老年人后扣帶回和海馬區(qū)的腦灌注量顯著高于MCI老年人［46］。此外，頸動脈彈性的改變和血管收縮舒張功能的失衡能加劇認(rèn)知功能損傷的程度，這些改變將顯著影響機(jī)體對腦部組織供血供氧的能力，使得氧自由基大量堆積對腦組織造成損傷［47］。因此，運動能通過改善心血管功能，增加腦血流量和供氧能力，使腦組織細(xì)胞得到更多的營養(yǎng)，有利于維護(hù)大腦功能，從而延緩或逆轉(zhuǎn)神經(jīng)退行性過程和疾病軌跡。影像學(xué)研究也表明，運動能提升單位時間內(nèi)流經(jīng)大腦的血液總量［48］。但另外一些學(xué)者提出，心血管功能的改善并不能完全解釋運動促進(jìn)認(rèn)知功能的全部機(jī)制。例如Stanley等［41］研究發(fā)現(xiàn)，拉伸和協(xié)調(diào)能力等練習(xí)對心血管功能的影響很小，然而同樣能夠促進(jìn)認(rèn)知功能的提高。通過腦成像技術(shù)探索運動促進(jìn)認(rèn)知功能的機(jī)制逐漸受到關(guān)注。Gordon等［49］發(fā)現(xiàn)老年人在顳葉、頂葉及前額葉的灰質(zhì)密度，靠近外側(cè)、第三腦室旁的白質(zhì)密度存在不同程度降低，進(jìn)一步將上述老年人進(jìn)行認(rèn)知功能測查，發(fā)現(xiàn)整體成績較年輕人低，說明老年人認(rèn)知衰退可能與大腦結(jié)構(gòu)的改變密切相關(guān)。尤其是前額葉皮質(zhì)和海馬區(qū)的灰質(zhì)和白質(zhì)萎縮，嚴(yán)重影響到老年人的認(rèn)知功能［50］。因此，運動可能會對老年人相關(guān)腦區(qū)的結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，進(jìn)而提高老年人的認(rèn)知功能。腦激活模式的改變也是大腦發(fā)生重塑的重要指標(biāo)之一。有氧運動能提高老年人左側(cè)枕葉、右側(cè)顳上回等腦區(qū)的激活水平［51］。有氧能力越強(qiáng)，大腦在完成特定工作任務(wù)過程中的激活程度越高［52］，而大腦皮質(zhì)腦區(qū)的激活程度可能是有氧能力和認(rèn)知功能之間重要的中介變量。

此外，部分學(xué)者還發(fā)現(xiàn)大腦海馬區(qū)神經(jīng)營養(yǎng)因子在運動調(diào)節(jié)認(rèn)知過程中同樣扮演著重要角色。Hyman等［53］發(fā)現(xiàn)腦源性營養(yǎng)因子（BDNF）大量存在于海馬區(qū)和大腦皮層等地方，負(fù)責(zé)高級認(rèn)知功能，在運動提高認(rèn)知能力的過程中起到促進(jìn)作用。BDNF的表達(dá)可以顯著促進(jìn)神經(jīng)細(xì)胞的存活、分化、轉(zhuǎn)移和成熟，并能調(diào)控神經(jīng)加工過程。Mueller等［54］發(fā)現(xiàn)當(dāng)大鼠被敲除BDNF后，顆粒下層的神經(jīng)細(xì)胞明顯減少，增殖中的神經(jīng)細(xì)胞出現(xiàn)死亡的狀態(tài)，認(rèn)知能力明顯衰退。因此，運動可能是通過促進(jìn)BDNF的合成與釋放，影響神經(jīng)膠質(zhì)細(xì)胞的激活程度促進(jìn)神經(jīng)元的功能，進(jìn)而提高認(rèn)知功能。Erickson等［55］發(fā)現(xiàn)，有氧運動后實驗組受試者BDNF提高11%、海馬容積提高2%。抗阻運動也可以通過選擇性激活磷脂酰肌醇13激酶/細(xì)胞分裂素活化蛋白激酶（P13/MAPK）等信號通路，增加BDNF的合成。

3.2 運動對M CI老年人認(rèn)知功能干預(yù)效果的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

運動干預(yù)MCI老年人認(rèn)知功能的整體異質(zhì)性I2=77.1%，說明由效應(yīng)量的真實差異造成的變異占總變異的77.1%，可認(rèn)為各單項研究效應(yīng)量離散程度較大，應(yīng)該引入調(diào)節(jié)變量對異質(zhì)性進(jìn)行深入研究。當(dāng)兩個變量（變量X和變量Y）之間受到另一個變量M的影響時，M變量就是調(diào)節(jié)變量［56］。

1）干預(yù)內(nèi)容方面。檢驗發(fā)現(xiàn)，身心運動、有氧運動、抗阻運動和多成分運動效應(yīng)量均顯著，說明干預(yù)均有效。同時發(fā)現(xiàn)，有氧運動和抗阻運動產(chǎn)生了更大的效應(yīng)量，干預(yù)效果更佳。分析認(rèn)為，有氧運動能提高M(jìn)CI老年人的心血管功能，增加腦組織灌注量和BDNF，誘發(fā)海馬體神經(jīng)通路重塑，這些在改善MCI老年人認(rèn)知功能中具有重要作用［57］。而抗阻運動通過外周血管擠壓增加肌肉泵的作用，同樣可以提高每搏心輸出量，從而增加腦灌注和BDNF［58］。這一研究結(jié)果與Lee等［59］研究結(jié)論基本一致，進(jìn)一步確認(rèn)了有氧運動和抗阻運動在改善MCI老年人認(rèn)知功能方面的顯著效果。值得注意的是，有研究認(rèn)為，有氧運動聯(lián)合抗阻運動，可能比單一的有氧運動或抗阻運動對MCI老年人認(rèn)知功能的干預(yù)效果更佳［35］。但由于相關(guān)的臨床研究并不多，未來仍需要進(jìn)一步對此進(jìn)行評估。

2）干預(yù)周期、頻率和時間方面。從干預(yù)周期看，5～7個月產(chǎn)生了最大效應(yīng)量。分析得知：運動周期過短，可能會由于老年人神經(jīng)退行性改變等原因，達(dá)不到理想的干預(yù)效果［60］。長期運動在一定程度上雖能預(yù)測腦可塑性變化，但其變化并不一定能轉(zhuǎn)化為認(rèn)知效益［61］。換句話說，長期運動干預(yù)并不意味著老年人認(rèn)知功能可以得到持續(xù)改善［62］。從干預(yù)頻率看，每周4次以上效應(yīng)量最顯著，干預(yù)效果最佳。李仁檜等［63］發(fā)現(xiàn)，每周運動3～5次的老年人整體認(rèn)知功能測評分?jǐn)?shù)明顯高于每周運動1次的老年人。Larson等［64］追蹤了1 740名老年人，發(fā)現(xiàn)每周運動4次以上的老年人認(rèn)知障礙患病率明顯低于每周少于3次運動的老年人。這些說明運動的頻率越高，所獲得的認(rèn)知效益可能越好。其原因可能與高頻運動減少了老年人整體的久坐時間以及持續(xù)誘導(dǎo)神經(jīng)生物因子，從而改善了神經(jīng)認(rèn)知健康有關(guān)。不過運動誘發(fā)的神經(jīng)生物學(xué)機(jī)制和劑量參數(shù)之間的關(guān)系，尚需在未來研究中加以闡明。從干預(yù)時間看，35～50 min效應(yīng)量最顯著。這與美國運動醫(yī)學(xué)學(xué)會（American College of Sport Medicine）推薦的單次鍛煉時間基本一致［65］。單次運動時間過長可能會產(chǎn)生疲勞，影響老年人運動的效益和參加運動的積極性，而運動時間過短，又可能會缺乏足夠的運動刺激達(dá)不到理想的干預(yù)效果，因此選擇35～50 min是較為合適的。

需要指出的是，本研究納入文獻(xiàn)中，有48%文獻(xiàn)提及了干預(yù)強(qiáng)度［14，15-17，22，25-26，32,34-35，37-38］。但一方面部分文獻(xiàn)強(qiáng)度設(shè)置不明確，例如：“根據(jù)受試者情況確定強(qiáng)度”“采用不同顏色彈力帶代表不同強(qiáng)度”等；另一方面，強(qiáng)度的設(shè)置缺乏統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，例如：“最大心率百分比”“儲備心率百分比”“1RM百分比”（1RM，代表一個人一次可以舉起的最大質(zhì)量），這些因素導(dǎo)致納入文獻(xiàn)的干預(yù)強(qiáng)度數(shù)據(jù)無法有效提取。盡管如此，根據(jù)運動-認(rèn)知交互理論［66］，運動作為應(yīng)激源，運動強(qiáng)度與認(rèn)知功能之間的相互作用是一個倒U型關(guān)系，即中等負(fù)荷水平對認(rèn)知功能的改善效果最明顯，因此可將此強(qiáng)度作為臨床干預(yù)依據(jù)。

3）文獻(xiàn)質(zhì)量、樣本量和發(fā)表年限方面。從文獻(xiàn)質(zhì)量看，雖然納入的25篇文獻(xiàn)均進(jìn)行了隨機(jī)分配，但只有4篇文獻(xiàn)實施了分配方案隱藏，因此在療效觀察和結(jié)果處理過程中仍然可能存在偏倚風(fēng)險。為提高研究的質(zhì)量，建議今后在干預(yù)研究中依據(jù)CONSORT聲明（Consolidated Standards of Reporting Trials）進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化的臨床實驗設(shè)計，以降低實驗可能發(fā)生的偏倚程度，并結(jié)合TIDieR表（Template for Intervention Description and Replication）進(jìn)一步提高干預(yù)措施的可重復(fù)性［67］。從樣本量看，30例以下樣本效應(yīng)量最顯著，這與康玉杰等［68］元分析中發(fā)現(xiàn)的較少受試者實驗中易出現(xiàn)好的結(jié)果相吻合。但若樣本量過小，無論治療效果是否存有效，均不能排除因隨機(jī)誤差因素造成的潛在性錯誤。反之，樣本量過大，也會造成資源浪費，甚至觸及醫(yī)學(xué)倫理問題。因此，最優(yōu)樣本量的選擇既要考慮療效具有臨床意義和統(tǒng)計學(xué)顯著性差異，又要注意經(jīng)費預(yù)算等方面因素。發(fā)表年限對運動和MCI老年人認(rèn)知功能之間關(guān)系無明顯影響，這可能與近二十年隨機(jī)對照實驗方法學(xué)質(zhì)量相對比較穩(wěn)定有關(guān)［69］。

本研究嚴(yán)格按照PRISMA聲明清單進(jìn)行，但仍存在一定的不足與局限。1）本研究文獻(xiàn)的檢索范圍沒有包括未發(fā)表的文獻(xiàn)，還有部分文獻(xiàn)由于結(jié)局指標(biāo)數(shù)據(jù)不全未能納入，一定程度上可能會影響資料的全面性。2）本研究雖為兩名研究人員采用獨立雙盲方式對納入文獻(xiàn)進(jìn)行質(zhì)量評價，但僅采用“Cochrane風(fēng)險偏倚工具”進(jìn)行評判，因主觀判斷誤差的存在，可能會造成一定的評判偏差。因此，將來應(yīng)考慮加入其他判定手段，最大程度降低主觀評判誤差。

4 結(jié)論

1）運動干預(yù)能有效延緩MCI老年人認(rèn)知功能衰退，干預(yù)效果受到多種變量的調(diào)節(jié)作用。

2）有氧運動或抗阻運動，單次鍛煉35～50 min，每周鍛煉4次以上，持續(xù)鍛煉5～7個月的干預(yù)效果最佳。

3）文獻(xiàn)質(zhì)量和樣本量會影響實驗干預(yù)效果，建議后續(xù)研究重視樣本量的科學(xué)估算，并嚴(yán)格遵循實驗規(guī)范提高研究質(zhì)量。