付洋洋 閆迎春 夏 帥 張 敏 李 娜

濟寧醫(yī)學院精神衛(wèi)生學院，山東濟寧 272067

非酒精性脂肪性肝病 （non-alcoholic fatty liver disease，NAFLD）是一種與遺傳、環(huán)境緊密相關的代謝應激性肝臟受損而形成的臨床綜合征，它的疾病譜主要包括非酒精性單純性脂肪肝、非酒精性脂肪性肝炎、肝纖維化及相關肝臟出現(xiàn)硬化[1]。美國等西方國家NAFLD 的患病率達20%～35%，而在國內NAFLD發(fā)病率為13%～43%，隨著人們攝入過多高脂肪高能量食物，NAFLD 發(fā)病率也增長了一倍[2-3]。運動是NAFLD 患者有效的治療方法，本研究在循證醫(yī)學的視角下，將運動對相關指標影響效果進行定量化分析，為國內NAFLD 患者的干預提供參考依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 檢索策略

檢索中國知網（China National Knowledge Infrastructure，CNKI）、維普（VIP）、萬方數(shù)據(jù)庫（WanFang Database）、中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫（Chinese Biomedical Literature Database，CBM）等中文數(shù)據(jù)庫，檢索Pub-Med、Embase、EBSCO、Cochrane Library、JBI 等外文數(shù)據(jù)庫。檢索時間自2011年至2021年12月，同時檢索納入研究的參考文獻作為補充。中文檢索詞：“運動”“訓練”“有氧運動”“抗阻運動”“非酒精性脂肪性肝病”，以知網為例：運動AND 非酒精性脂肪性肝??；訓練AND 非酒精性脂肪性肝?。挥醒踹\動AND 非酒精性脂肪性肝??；抗阻運動AND 非酒精性脂肪性肝病。英文檢索詞：“traning”“exercise”“sport”“aerobic exercise”“resistance exercise”“nonalcoholic fatty liver disease”“NAFLD”，以PubMed 為例：exercise AND nonalcoholic fatty liver disease；traning AND nonalcoholic fatty liver disease；exercise AND NAFLD；traning AND NAFLD；aerobic exercise AND nonalcoholic fatty liver disease；resistance exercise AND nonalcoholic fatty liver disease。

1.2 文獻納入與排除標準

納入標準： ①文獻設計類型為隨機對照試驗；②研究對象為NAFLD 患者，運動為主要干預方法；③運動干預方案的實施有監(jiān)控，有具體運動量描述；④結局指標包括谷丙轉氨酶（alanine aminotransferase，ALT）、谷草轉氨酶（aspartate aminotransferase，AST）、總膽固醇（total cholesterol，TC）等。排除標準：①重復發(fā)表的研究成果；②文獻結局指標不明確的研究；③研究數(shù)據(jù)報告不完整；④排除妊娠期、心血管疾病人群的研究；⑤會議論文。

1.3 文獻篩選和資料提取

由2 名課題組成員按照納入和排除標準獨立進行文獻篩選和資料提取。如遇意見不同，征求第三位成員意見確定。資料提取內容包括：納入研究的第一作者、發(fā)表年份、研究對象、研究樣本量、性別、干預手段、干預時間、結局指標等。

1.4 文獻質量評價

2 名研究人員按照Cochrane Handbook（5.1.0 版）質量評價標準對納入的文獻進行獨立評價，文獻評價不一致時則由課題組其他人員協(xié)商決定。評價內容為：分配隱藏方案、結果數(shù)據(jù)的完整性、其他偏倚來源等項目。研究完全滿足上述標準，評價等級為A 級；部分滿足上述質量標準，評價等級為B 級；研究完全不滿足上述質量標準，評價等級為C 級。

1.5 統(tǒng)計分析

采用Cochrance 協(xié)作網提供的RevMan 5.3 軟件進行meta 分析。采用χ2檢驗對納入文獻進行異質性分析，采用I2對異質性進行定量分析。計算加權均數(shù)差（weighted mean difference，MD）值及其95%可信區(qū)間（confidence interval，CI）。

2 結果

2.1 文獻檢索結果

初檢相關文獻820 篇。閱讀文獻題目、摘要和全文后，最終納入11 個隨機對照試驗研究。文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻檢索結果

2.2 納入文獻的基本資料與質量評價

納入分析的11 篇文章發(fā)表于2011—2017年，總樣本量469 例，文獻的基本資料見表1。文獻質量評價結果見表2，風險偏倚見圖2。

圖2 風險偏移圖

表1 納入文獻的基本資料

表2 文獻質量評價

2.3 meta 分析結果

運動干預組患者的ALT[MD=-5.77，95%CI（-10.53，-1.00），P=0.02]、AST[MD=-4.22，95%CI（-7.68，-0.76），P=0.02]、低密度脂蛋白膽固醇（low density lipoprotein cholesterol，LDL-C）[MD=-7.20，95%CI（-13.10，-1.30），P=0.02]、內臟脂肪組織（visceral adipose tissue，VAT）[MD=-0.51，95%CI（-0.91，-0.11），P=0.01]、皮下脂肪組織（subcutaneous adipose tissue，SAT）[MD=-0.54，95%CI（-0.76，-0.33），P＜0.01]水平低于常規(guī)治療組，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）。兩組患者的高密度脂蛋白膽固醇（high -density lipoprotein cholesterol，HDL-C）[MD=0.02，95%CI（-0.06，0.10），P=0.60]、TC[MD=-0.14，95%CI（-0.75，0.46），P=0.64]、三酰甘油（triglycerides，TG）[MD=0.04，95%CI（-0.12，0.20），P=0.62]比較，差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）。

2.3.1 運動對VAT 影響的meta 分析結果4 項研究[4，6-7，10]運動干預對VAT 影響的研究結果合并分析，Q=5.40，df=3，P=0.15，I2=44%，采用固定效應模型。分析結果：合并效應量-0.51，95%CI（-0.91，-0.11），P=0.01，運動干預組患者的VAT 水平低于常規(guī)治療組，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）（圖3）。

圖3 運動干預對NAFLD 患者VAT 水平的影響

2.3.2 運動對LDL-C 影響的meta 分析結果 4 項研究[5，8-9，12]運動干預對LDL 影響的結果合并分析，Q=1.05，df=3，P=0.79，I2=0%，采用固定效應模型。分析結果：合并效應量-7.20，95%CI（-13.10，-1.30），P=0.02。結果表明運動干預組患者的LDL-C 水平低于常規(guī)治療組，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）（圖4）。

圖4 運動干預對NAFLD 患者LDL-C 水平的影響

2.3.3 運動對ALT 影響的meta 分析結果 11 項研究[4-14]運動干預對ALT 影響的研究結果合并分析，Q=23.02，df=10，P=0.01，I2=57%，采用隨機效應模型。分析結果： 合并效應量-5.77，95%CI （-10.53，-1.00），P=0.02。運動干預組患者的ALT 水平低于常規(guī)治療組，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）（圖5）。

圖5 運動干預對NAFLD 患者ALT 水平的影響

2.3.4 運動對AST 影響的meta 分析結果 9 項研究[4-7，9-10，12-14]運動干預對AST 影響研究結果合并分析，Q=22.13，df=8，P=0.005，I2=64%，采用隨機效應模型。分析結果：合并效應量4.22，95%CI（0.76，7.68），P=0.02。運動干預組患者的AST 水平低于常規(guī)治療組，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）（圖6）。

圖6 運動干預對NAFLD 患者AST 水平的影響

2.3.5 運動對SAT 影響的meta 分析結果 3 項研究[4，6-7]運動干預對SAT 影響的研究結果合并分析，Q=2.54，df=2，P=0.28，I2=21%，采用固定效應模型。分析結果：合并效應量-0.54，95%CI（-0.76，-0.33），P＜0.01。運動干預組患者的SAT 水平低于常規(guī)治療組，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）（圖7）。

圖7 運動干預對NAFLD 患者SAT 水平的影響

2.3.6 運動對TC 影響的meta 分析結果 3 項研究[10-11，14]運動干預對TC 影響的研究結果合并分析，Q=0.71，df=2，P=0.70，I2=0%。采用固定效應模型。分析結果：合并效應量-0.14，95%CI（-0.75，0.46），P=0.64。兩組患者的TC 水平比較，差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）（圖8）。

圖8 運動干預對NAFLD 患者TC 水平的影響

2.3.7 運動對TG 影響的meta 分析結果6 項研究[4，6-7，10-11，14]運動干預對TG 影響的研究結果合并分析，Q=9.54，df=5，P=0.09，I2=48%。采用固定效應模型。分析結果：合并效應量0.04，95%CI（-0.12，0.20），P=0.62，兩組患者的TG 水平比較，差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）（圖9）。

圖9 運動干預對NAFLD 患者TG 水平的影響

2.3.8 運動對HDL-C 影響的meta 分析結果 5 項研究[4-5，8-9，12]運動干預對HDL 影響的研究結果合并分析，Q=2.90，df=4，P=0.58，I2=0%，采用固定效應模型。分析結果：合并效應量0.02，95%CI（-0.06，0.10），P=0.60。兩組患者的HDL-C 水平比較，差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）（圖10）。

圖10 運動干預對NAFLD 患者HDL-C 水平的影響

3 討論

美國胃腸病協(xié)會把運動療法推薦作為NAFLD 患者治療的重要手段[15]。多項研究表明在降低轉氨酶水平、胰島素抵抗、血脂異常等風險時，運動療法是NAFLD 患者有效的治療措施[16-19]。運動干預在改善NAFLD 患者生化指標方面都是可推薦的運動方式。對于心臟和肺功能較差的患者來說，抗阻運動可作為最佳選擇；對于肌力下降及肌肉萎縮的患者推薦抗阻力運動，進而增加患者肌力，預防跌倒。目前，對NAFLD 患者的運動強度和運動干預尚無統(tǒng)一的規(guī)范和標準，在臨床中引入最佳證據(jù)仍是臨床工作者面臨的巨大挑戰(zhàn)。

本次meta 分析結果顯示，運動干預組患者的ALT、AST、LDL-C、VAT、SAT 水平低于常規(guī)治療組，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）；兩組患者的HDL-C、TC、TG 比較，差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）。對于HDL-C 水平，國內研究者周穎等[20]、付洋洋等[21]研究顯示，有氧運動及抗阻運動都可有效改善HDL-C 水平，然而本次meta 分析未發(fā)現(xiàn)有氧運動和抗阻運動對HDL-C 水平有所改善，可能是本研究納入的樣本量不足，今后可以繼續(xù)擴大樣本量，進行多中心研究。對于TC 水平，本次meta 分析發(fā)現(xiàn)，運動干預對NAFLD 患者TC水平并未發(fā)生明顯改變，但吳婷等[22]和李陽等[23]研究報道對TC 水平有改善作用。本次meta 分析結果顯示，運動干預在改善NAFLD 患者TG 的水平等方面差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05），其主要原因可能與運動的持續(xù)時間、樣本量、運動強度、研究對象的異質性有關。故本研究認為運動干預對于改善NAFLD 患者血脂及肝功意義重大，對于醫(yī)院及社區(qū)義務工作者應該對患者進行相關健康教育及干預。

綜上所述，運動干預可作為NAFLD 患者非藥物治療的首先方式，受納入研究數(shù)量和質量的限制，上述結論尚待更多高質量研究予以驗證。對于運動的重要性，NAFLD 患者未形成正確的認知，運動作為一種非藥物性的康復手段，方便易行。因此，醫(yī)護人員可在患者體檢或復查期間建議其科學運動，并密切關注患者對運動的認知，定期隨訪，指導患者把握運動強度，保證科學性和安全性。