不同方式運動對頸動脈粥樣硬化防治作用的Meta分析

王帝之 ，張培珍

（1.北京體育大學 運動醫(yī)學與康復學院，北京 100084；2.清華大學 體育部，北京 100084）

世界衛(wèi)生組織發(fā)布的《2018年非傳染性疾病國家概況》顯示，我國非傳染性疾病死亡率估計占所有死亡的89%，其中心血管疾病占非傳染性疾病死因構(gòu)成比的43%。在全球范圍內(nèi)，死于心血管疾病的人數(shù)仍在增加，針對這一現(xiàn)象，聯(lián)合國設(shè)定了目標，計劃到2025年通過多種舉措使30～70歲人群中因心血管疾病而過早死亡的死亡率減少25%（Roth et al.，2015）。

心血管疾病的病理基礎(chǔ)是動脈粥樣硬化，其發(fā)病機制和治療手段是國內(nèi)外學者共同關(guān)注的熱點，而如何利用合適的手段對動脈粥樣硬化進行預(yù)防和干預(yù)，從而控制病情及降低其發(fā)病率還處于探索階段。研究表明，補充抗氧化、抗炎癥和降血脂藥物是動脈粥樣硬化患者的常規(guī)治療手段，隨著對疾病機理研究的深入，人們發(fā)現(xiàn)運動結(jié)合藥物治療對動脈粥樣硬化疾病的預(yù)防、斑塊的穩(wěn)定甚至逆轉(zhuǎn)具有更佳的效果（Gabriel et al.，1999）。運動干預(yù)對人體產(chǎn)生抗氧化和抗炎癥等作用（Shimada et al.，2011），通過運動增強的骨骼肌也作為內(nèi)分泌器官分泌抗炎物質(zhì)（Pedersen，2009），因此，運動干預(yù)結(jié)合藥物治療對動脈粥樣硬化的效果成為了新的研究熱點。Madssen等（2014）研究表明，有氧運動和藥物治療聯(lián)合干預(yù)12周，可誘導血管內(nèi)超聲（intravascular ultrasound，IVUS）定義的冠狀動脈病灶中的壞死核心和斑塊負荷的中度逆轉(zhuǎn)，但是間歇運動和中等強度有氧運動的患者冠狀動脈斑塊結(jié)構(gòu)或形態(tài)的改變沒有明顯差異。Olson等（2006）的研究顯示，為期12周、每周2次的抗阻運動也可以降低心血管疾病的風險。

雖然已經(jīng)有不少隨機對照試驗研究運動干預(yù)對動脈粥樣硬化的療效，但是受限于檢測技術(shù)、樣本量等原因，加上研究目標和使用的結(jié)局評價指標不同，研究結(jié)果并不一致，什么類型的運動處方能夠更好地預(yù)防、穩(wěn)定和逆轉(zhuǎn)頸動脈粥樣硬化尚無定論。因此，本文采用Meta分析，總結(jié)不同方式運動對頸動脈粥樣硬化的改善效果，旨在為運動處方和健康管理政策的制定提供循證醫(yī)學證據(jù)。

1 研究方法

1.1 文獻納入和排除標準

納入標準：所有納入的研究均為隨機對照試驗（randomized controlled trial，RCT），檢索期限為2000年 1月—2019年2月，在進行實驗之前，實驗組和對照組無顯著性差異；對照組進行常規(guī)藥物治療，均不進行運動干預(yù)，實驗組與對照組相比，僅增加運動干預(yù)；運動干預(yù)時間≥8周，每周至少運動60 min。結(jié)局指標：1）頸動脈內(nèi)膜中層厚度（carotid intima-media thickness，cIMT）；2）血流介導的血管舒張功能（flow-mediated dilation，F(xiàn)MD）；3）頸動脈脈搏波傳導速度（carotid pulse wave velocity，cPWV）。

排除標準為：1）結(jié)局指標不符合要求，包括動物實驗；2）運動干預(yù)的同時配合飲食控制及其他生活方式改變；3）非隨機對照試驗；4）沒有對照組；5）無持續(xù)的運動干預(yù)；6）重復發(fā)表的文獻；7）運動干預(yù)方式為運動感知訓練。

1.2 文獻檢索策略

以“運動、動脈粥樣硬化、頸動脈粥樣硬化、頸動脈內(nèi)膜中層厚度、血流介導的血管舒張功能和頸動脈脈搏波傳導速度”為主題，在中國學術(shù)期刊全文數(shù)據(jù)庫（CNKI）、萬方等數(shù)據(jù)庫進行檢索；以“exercise prescription（or exercise or exercise intervention）and atherosclerosis（or atherosclerotic vascular disease）、exercise prescription（or exercise or exercise intervention）and carotid atherosclerosis（or carotid atherosclerosis plaques）”為英文檢索策略，在PubM-ed、EBSCO host、Cochrane library、Elsevier、Web of Science等數(shù)據(jù)庫檢索，檢索期限為2000年1月—2019年2月，收集運動干預(yù)對動脈粥樣硬化患者的隨機對照試驗（RCT）。此外，追溯納入研究的參考文獻，以補充獲取相關(guān)文獻。

1.3 資料提取

對滿足納入標準的文獻進行閱讀、評價和資料提取，閱讀題目和摘要排除明顯不合格的文獻。文獻的提取內(nèi)容包括：第一作者、發(fā)表年限、國家（地區(qū)）、研究對象類型、樣本量、年齡、性別、干預(yù)措施（時間、頻率、方式）以及結(jié)局指標，如果納入文獻中不含有Meta分析的結(jié)局指標則剔除該文獻。

1.4 納入研究質(zhì)量評價

使用Cochrane風險評估工具對納入的文獻進行方法學質(zhì)量評價，主要從選擇性偏倚、實施偏倚、檢測偏倚、隨訪偏倚、報告偏倚、其他偏倚6個方面進行。并根據(jù)3個等級（低風險、高風險和不清楚）進行質(zhì)量評分，將納入文獻質(zhì)量從高到低分為3個等級：高質(zhì)量（5分及以上）、中等質(zhì)量（3～4分）、低質(zhì)量（2分及以下）。

1.5 統(tǒng)計學分析

使用Review Manage 5.3制作Meta分析的文獻篩選圖和Cochrane偏倚風險評估示意圖，使用Stata 15.0軟件進行統(tǒng)計學處理，實驗數(shù)據(jù)為連續(xù)型變量，采用加權(quán)平均差（weighted mean difference，WMD）和95% 置信區(qū)間（95%CI）為效應(yīng)尺度進行合并效應(yīng)量。當P＜0.05時，實驗組和對照組之間存在顯著性差異，證明Meta分析的結(jié)果有統(tǒng)計學意義，異質(zhì)性檢驗采用Homogeneity test（Q檢驗，檢驗水準為a=0.1），進行異質(zhì)性檢驗后，I2≤40%，選擇固定效應(yīng)模型進行Meta分析，I2＞40%，選擇隨機效應(yīng)模型進行Meta分析，并針對其異質(zhì)性來源進行亞組分析、敏感性分析和單因素Meta回歸分析，采用Egger’s檢驗來檢測納入研究是否存在發(fā)表偏倚。

2 結(jié)果

2.1 文獻檢索結(jié)果

通過各個數(shù)據(jù)庫檢索，獲得文獻2 883篇，并手工檢索補充文獻5篇，共2 888篇。導入文獻管理軟件End-Note X9去除重復文獻后，共收錄2 422篇文獻，通過閱讀文獻的題目和摘要初篩后，排除不相關(guān)的文獻2 221篇，剩余201篇文獻，進一步閱讀全文后，排除171篇文獻，最終納入定性和Meta分析的共有30篇RCT文獻（圖1）。

2.2 納入文獻的基本特征及質(zhì)量評價

本研究納入Meta分析的30篇文獻基本特征見表1，由于范洪等（2008）的研究實驗組T1和實驗組T2共用18名受試者，只是干預(yù)時間不同，所以共1 869例受試者納入Meta分析，實驗組993人，對照組894人。其中，有23篇文章采用有氧運動干預(yù)，5篇文章采用高強度間歇運動干預(yù)，4篇文章采用抗阻運動干預(yù)，3篇文章采用有氧運動結(jié)合抗阻運動干預(yù)，所有納入文獻的對照組均不進行運動干預(yù)。使用Cochrane偏倚風險評估工具對上述文獻進行質(zhì)量評價，評價結(jié)果如圖2所示。

2.3 Meta分析結(jié)果

納入的研究中，cIMT、FMD和cPWV的測量方法和表示單位相同，因而采用WMD作為Meta分析的合并效應(yīng)尺度。

2.3.1 cIMT效應(yīng)量Meta分析

共有18篇文獻進行了運動對cIMT干預(yù)效果的評估，圖3為實驗組和對照組cIMT效應(yīng)量數(shù)據(jù)合并Meta分析的結(jié)果，cIMT增厚是心血管健康的危險因素，運動干預(yù)后CIMT 非常顯著性降低（WMD=-0.030，95%CI：-0.047～-0.014，P＜0.001），與對照組相比有統(tǒng)計學意義。各組間進行異質(zhì)性檢驗（Hatala et al.，2005），Q=120.28，df=21，I2=82.5%（P＜0.001），I2＞70%，表示存在較高的異質(zhì)性（李春曉等，2014），應(yīng)選擇隨機效應(yīng)模型進行Meta分析，并且需要探討異質(zhì)性的來源。

圖1 文獻篩選流程圖Figure 1.Flow Diagram of Literature Selection

圖2 Cochrane偏倚風險評估示意圖Figure 2.Analysis of the Risk of Bias in Accordance with the Cochrane Collaboration Guidelines

表1 納入Meta分析文獻的基本特征Table 1 Characteristics of the Studies Included in the Meta-analysis

（續(xù)表）

納入的18篇文獻中，有高強度間歇運動3項，有氧運動結(jié)合抗阻運動3項，有氧運動14項，抗阻運動2項。根據(jù)4種不同的運動方式進行亞組分析發(fā)現(xiàn)（圖4），高強度間歇運動干預(yù)后cIMT有降低的趨勢，但差異無統(tǒng)計學意義（WMD=-0.035，95%CI：-0.086～0.016，P＞0.05），組間異質(zhì)性檢驗Q=15.56，df=2，I2=87.1%（P＜0.001）；有氧運動結(jié)合抗阻運動干預(yù)后cIMT有降低的趨勢，但差異無統(tǒng)計 學 意 義（WMD=-0.007，95%CI：-0.019～0.004，P＞0.05），組間異質(zhì)性檢驗Q=0.26，df=2，I2=0.0%（P＞0.05）；有氧運動干預(yù)后cIMT非常顯著降低，有統(tǒng)計學意義（WMD=-0.043，95%CI：-0.069～-0.017，P＜0.01），組間異質(zhì)性檢驗Q=68.48，df=13，I2=81.0%（P＜0.001）；抗阻運動干預(yù)后cIMT有降低的趨勢，但差異無統(tǒng)計學意義（WMD=-0.019，95%CI：-0.098～0.059，P＞0.05），組間異質(zhì)性檢驗Q=25.56，df=1，I2=96.1%（P＜0.001）。

為了探究異質(zhì)性的來源，在整體研究中使用敏感性分析逐個剔除納入的研究，評估每一個研究對cIMT效應(yīng)量的影響，研究結(jié)果表明（圖5），各個研究之間異質(zhì)性的差別不大，剔除某一篇文章對cIMT效應(yīng)量的影響不大，Meta分析的結(jié)果較為穩(wěn)定（Gu et al.，2014；Silva et al.，2017）。

為了進一步探討異質(zhì)性的來源，從干預(yù)時間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量、飲食干預(yù)和藥物因素方面進行Meta回歸分析。為避免出現(xiàn)假陽性結(jié)果，每個協(xié)變量需要至少10項研究（張?zhí)灬缘龋?009），因此，使用單因素Meta回歸分析對異質(zhì)性進行探討。結(jié)果如表2所示，干預(yù)時間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量和飲食干預(yù)對異質(zhì)性沒有顯著影響，存在藥物因素影響的文章有4篇（陳美娟 等，2017；寧觀佳 等，2016；王文軍 等，2018；趙靜 等，2014），藥物因素的P＜0.05，提示，藥物因素是運動干預(yù)cIMT效應(yīng)量較為明顯的異質(zhì)性來源，且具有統(tǒng)計學意義。

圖3 cIMT效應(yīng)量Meta分析森林圖Figure 3.Effect Size Forest Plot for cIMT

圖4 不同方式運動對cIMT效應(yīng)量的亞組分析Figure 4.Subgroup Analysis of cIMT Effect Size under Different Modes of Exercise

圖5 不同方式運動對cIMT效應(yīng)量的敏感性分析Figure 5.Sensitivity Analysis of cIMT Effect Size under Different Modes of Exercise

表2 影響cIMT效應(yīng)量的異質(zhì)性因素Meta回歸分析結(jié)果Table 2 Meta-regression Analysis Results of Heterogeneity Factors Affecting cIMT Effect Size

2.3.2 FMD效應(yīng)量Meta分析

共有12篇文獻進行了運動對FMD干預(yù)效果的評估，根據(jù)不同的運動方式將文獻分為4類：有氧運動10項、有氧運動結(jié)合抗阻運動1項、高強度間歇運動1項、抗阻運動1項。

圖6為實驗組和對照組FMD效應(yīng)量數(shù)據(jù)合并Meta分析的結(jié)果，F(xiàn)MD增強是心血管健康的有益因素，運動干預(yù)后FMD非常顯著性增加（WMD=1.996，95%CI：1.037～2.956，P＜0.001），且與對照組相比有統(tǒng)計學意義。異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示，Q=155.58，df=12，I2=92.3%（P＜0.001），I2＞70%，說明存在較高的異質(zhì)性，應(yīng)選擇隨機效應(yīng)模型進行Meta分析，并探討異質(zhì)性的來源。

根據(jù)不同運動方式進行亞組分析發(fā)現(xiàn)（圖7），有氧運動干預(yù)后FMD非常顯著增加，有統(tǒng)計學意義（WMD=1.930，95%CI：1.097～2.763，P＜0.01），組間異質(zhì)性檢驗Q=57.60，df=9，I2=84.4%（P＜0.001）。

為了探究異質(zhì)性的來源，使用敏感性分析在整體研究中逐個剔除納入的研究，評估每一個研究對FMD效應(yīng)量的影響，研究結(jié)果表明，各個研究之間異質(zhì)性的差別不大，剔除某一篇文章對FMD效應(yīng)量的影響不大，Meta分析的結(jié)果較為穩(wěn)定（圖8）。

圖6 FMD效應(yīng)量Meta分析森林圖Figure 6.Effect Size Forest Plot for FMD

為了進一步探討異質(zhì)性來源，將從干預(yù)時間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量、飲食干預(yù)、藥物因素和發(fā)表年份幾個方面進行單因素Meta回歸分析。結(jié)果如表3所示，干預(yù)時間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量、飲食干預(yù)和藥物因素對研究間的異質(zhì)性沒有顯著影響，而發(fā)表年份是較為明顯的異質(zhì)性來源且具有統(tǒng)計學意義。

2.3.3 cPWV效應(yīng)量Meta分析

共有8篇文獻進行了運動對cPWV干預(yù)效果的評估，根據(jù)不同的運動方式將文獻分為3類：高強度間歇性運動3項、有氧運動6項、抗阻運動2項。

圖9為實驗組和對照組cPWV效應(yīng)量數(shù)據(jù)合并Meta分析的結(jié)果，cPWV增加是心血管健康的危險因素，cPWV數(shù)值越高表明心血管疾病發(fā)生的風險越大，運動干預(yù)后cPWV非常顯著性降低（WMD=-1.019，95%CI：-1.335～-0.702，P＜0.01），且與對照組相比有統(tǒng)計學意義。異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示，Q=48.52，df=10，I2=79.4%（P＜0.001），I2＞70%，說明存在較高的異質(zhì)性，應(yīng)選擇隨機效應(yīng)模型進行Meta分析，并探討異質(zhì)性的來源。

根據(jù)不同運動方式進行亞組分析發(fā)現(xiàn)（圖10），高強度間歇運動干預(yù)后cPWV顯著降低，有統(tǒng)計學意義（WMD=-1.242，95%CI：-2.410～-0.074，P＜0.05），組間異質(zhì)性檢驗Q=13.95，df=2，I2=85.7%（P＜0.01）；有氧運動干預(yù)后cPWV非常顯著性降低，有統(tǒng)計學意義（WMD=-1.066，95%CI：-1.595～-0.538，P＜0.01），組間異質(zhì)性檢驗Q=30.96，df=5，I2=83.8%（P＜0.001）；抗阻運動干預(yù)后cPWV非常顯著性降低，有統(tǒng)計學意義（WMD=-0.792，95%CI：-1.223～-0.361，P＜0.01），組間異質(zhì)性檢驗Q=2.57，df=1，I2=61.1%（P＞0.05）。

圖7 不同方式運動對FMD效應(yīng)量的亞組分析Figure 7.Subgroup Analysis of FMD Effect Size under Different Modes of Exercise

圖8 不同方式運動對FMD效應(yīng)量的敏感性分析Figure 8.Sensitivity Analysis of FMD Effect Size under Different Modes of Exercise

為了探究異質(zhì)性的來源，使用敏感性分析逐個剔除納入的研究，評估每一個研究對cPWV效應(yīng)量的影響，研究結(jié)果表明，各個研究之間異質(zhì)性差別不大，剔除某一篇文章對cPWV效應(yīng)量的影響不大，Meta分析的結(jié)果較為穩(wěn)定（圖11）。

表3 影響FMD效應(yīng)量的異質(zhì)性因素Meta回歸分析結(jié)果Table 3 Meta-regression Analysis Results of Heterogeneity Factors Affecting FMD Effect Size

圖9 cPWV效應(yīng)量Meta分析森林圖Figure 9.Effect Size Forest Plot for cPWV

圖10 不同方式運動對cPWV效應(yīng)量的亞組分析Figure 10.Subgroup Analysis of cPWV Effect Size under Different Modes of Exercise

為了進一步探討異質(zhì)性來源，將從干預(yù)時間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量和患者性別等方面進行單因素Meta回歸分析，由于8篇關(guān)于運動對cPWV干預(yù)效果的研究均未涉及飲食干預(yù)和藥物因素，因此，上述因素未納入單因素Meta回歸中。結(jié)果如表4所示，干預(yù)時間、健康狀況、樣本含量、文章質(zhì)量和受試者只有女性對研究間的異質(zhì)性沒有顯著影響，而受試者只有男性是較為明顯的異質(zhì)性來源且具有統(tǒng)計學意義。

圖11 不同方式運動對cPWV效應(yīng)量的敏感性分析Figure 11.Sensitivity Analysis of cPWV Effect Size under Different Modes of Exercise

表4 影響cPWV效應(yīng)量的異質(zhì)性因素Meta回歸分析結(jié)果Table 4 Meta-regression Analysis Results of Heterogeneity Factors Affecting cPWV Effect Size

2.3.4 發(fā)表偏倚分析

從運動對cIMT、FMD和cPWV的干預(yù)效果三方面，采用Egger’s檢驗研究文獻的發(fā)表偏倚，截距線段橫跨0點時發(fā)表偏倚較低（王丹等，2008）。運動對cIMT干預(yù)的檢驗結(jié)果：t=-2.96，P=0.008，95%CI：（-4.267～-0.741），不包含0，說明運動對cIMT干預(yù)效果存在發(fā)表偏倚，且具有統(tǒng)計學意義；運動對FMD干預(yù)的檢驗結(jié)果：t=-0.05，P=0.961＞0.05，95%CI：（-4.651～4.443），包含0，說明運動對FMD干預(yù)效果無明顯的發(fā)表偏倚，Meta分析結(jié)果比較穩(wěn)定；運動對 cPWV 干 預(yù)的檢驗結(jié)果 ：t=-0.49，P=0.638，95%CI：（-3.752～2.421），包含0，說明運動對cPWV干預(yù)效果無明顯的發(fā)表偏倚，Meta分析結(jié)果比較穩(wěn)定（圖12～14）。

3 討論

大量研究顯示，運動可以預(yù)防、控制甚至逆轉(zhuǎn)人體動脈粥樣硬化的進程。本文通過Meta分析，從循證醫(yī)學角度探討了運動對頸動脈粥樣硬化的改善作用。評估運動對頸動脈干預(yù)效果的結(jié)局指標很多，血脂改善（Miyaki et al.，2012）和抗炎作用（McNeilly et al.，2011）的指標由于不能精確地反映運動對心血管系統(tǒng)的影響，而被排除，其他指標如增益指數(shù)（augmentation index，AI）（Beck et al.，2013）、頸動脈順應(yīng)性（arterial compliance）（Cortez-Cooper et al.，2008）、β-硬度指數(shù)（β-stiffness index）（Sugawara et al.，2006）以及血漿致動脈粥樣硬化指數(shù)（atherogenic index of plasma，AIP）（Venojarvi et al.，2013）等指標，均是采用血壓和血脂等數(shù)值通過公式計算出的間接指標，雖然在一定程度上反映了頸動脈的順應(yīng)性和僵硬度，但是cIMT、FMD和cPWV能更加直觀地反映頸動脈內(nèi)膜的形態(tài)（cIMT）和功能（FMD和cPWV）的變化。

圖12 運動干預(yù)對cIMT影響的偏倚分析Figure 12. Bias Analysis of the Impact of Exercise Intervention on cIMT

圖13 運動干預(yù)對FMD影響的偏倚分析Figure 13. Bias Analysis of the Impact of Exercise Intervention on FMD

Meta分析結(jié)果顯示，運動干預(yù)可明顯降低人體頸動脈內(nèi)膜中層厚度（WMD=-0.030，95%CI：-0.047～-0.014，P＜0.001），增加血流介導的血管舒張功能（WMD=1.996，95%CI：1.037～2.956，P＜0.001），降低頸動脈脈搏波傳導速度（WMD=-1.019，95%CI：-1.335～-0.702，P＜0.001），運動干預(yù)后cIMT相較于干預(yù)前下降了9.32%，cPWV相較于干預(yù)前下降了8.26%，F(xiàn)MD相較于干預(yù)前升高了34.66%，從而明顯降低了人體心血管系統(tǒng)的危險因素。根據(jù)不同運動方式進行分組發(fā)現(xiàn)，有氧運動對降低cIMT和cPWV，增加FMD的效果最優(yōu)；高強度間歇運動對降低cPWV具有良好的效果，但對cIMT無明顯效果；抗阻運動對降低cPWV干預(yù)效果顯著，但對cIMT無明顯效果；有氧運動結(jié)合抗阻運動對降低cIMT無明顯效果。由于納入Meta分析的高強度間歇運動、抗阻運動和有氧運動結(jié)合抗阻運動的研究不夠多，因而未能分析這3種運動對FMD的干預(yù)效果。在運動干預(yù)對cIMT、FMD和cPWV改善效果的異質(zhì)性來源探討中，未發(fā)現(xiàn)干預(yù)時間、樣本含量、健康狀況、文章質(zhì)量和飲食干預(yù)對異質(zhì)性有顯著的影響，但是從藥物因素、發(fā)表年份和受試者性別角度探討異質(zhì)性時，發(fā)現(xiàn)藥物因素是運動干預(yù)對cIMT改善效果的較為明顯的異質(zhì)性來源，2006年發(fā)表文獻是運動干預(yù)對FMD改善效果的較為明顯的異質(zhì)性來源，受試者只有男性是運動干預(yù)對cPWV改善效果的較為明顯的異質(zhì)性來源，且均具有統(tǒng)計學意義。本研究的Egger’s分析顯示，運動干預(yù)對cIMT的改善效果存在發(fā)表偏倚，對FMD和cPWV的改善效果不存在明顯的發(fā)表偏倚，Meta分析結(jié)果較穩(wěn)定。

圖14 運動干預(yù)對cPWV影響的偏倚分析Figure 14. Bias Analysis of the Impact of ExerciseIntervention on cPWV

本文研究結(jié)果表明，有氧運動對頸動脈粥樣硬化的干預(yù)效果較穩(wěn)定，可用于指導患者改善病情，降低心血管疾病的發(fā)病風險，從而通過健康的生活方式提高生活質(zhì)量。為了更加有效地預(yù)防和改善頸動脈粥樣硬化，本研究繼續(xù)追蹤原研究文獻，并根據(jù)不同干預(yù)指標效應(yīng)量的差異為患者提供不同的運動處方。如果患者的cIMT較厚，建議采用有氧運動干預(yù)，干預(yù)的最低標準為干預(yù)周期8周，每周累計運動時間60 min，運動強度為50%～70%HRpeak；如果患者FMD較低，建議采用有氧運動干預(yù)，干預(yù)的最低標準為干預(yù)周期10周，每周累計運動時間60 min，運動強度為3.6～6.0 MET；如果患者cPWV較高，可以采用有氧運動、高強度間歇運動和抗阻運動進行干預(yù)，但是有氧運動的干預(yù)效果更穩(wěn)定，干預(yù)的最低標準為干預(yù)周期8周，每周累計運動時間135 min，運動強度為心率在120～130次/min之間。

本文結(jié)果顯示，運動可以有效預(yù)防和改善頸動脈粥樣硬化。運動干預(yù)的生理機制：1）運動改善了人體由于靜坐少動的生活習慣而產(chǎn)生的代謝紊亂（Booth et al.，2008），降低了引發(fā)疾病的危險因素水平，從而預(yù)防和改善動脈粥樣硬化；2）運動使機體產(chǎn)生自我抗氧化應(yīng)激作用（Shimada et al.，2011）和抗炎作用（Sloan et al.，2007），減少了機體動脈粥樣硬化進一步惡化的促進因素，從而穩(wěn)定和改善動脈粥樣硬化。

此篇Meta分析嚴格按照PRISMA聲明清單（曾憲濤等，2012）進行，但還存在一定的局限性：1）本文僅納入了公開發(fā)表的文獻，未公開發(fā)表的文獻未能納入，一定程度上可能會影響資料的全面性；2）在亞組分析中，個別亞組（抗阻運動、抗阻運動結(jié)合有氧運動等）納入文獻較少，期待未來有更多的相關(guān)研究來進一步擴充這部分的Meta分析結(jié)果，為頸動脈粥樣硬化患者提供多樣化的循證醫(yī)學建議。

4 結(jié)論

運動鍛煉可明顯降低人體頸動脈內(nèi)膜中層厚度和頸動脈脈搏波傳導速度，增加血流介導的血管舒張功能，對頸動脈粥樣硬化有良好的預(yù)防和改善作用。有氧運動、高強度間歇運動均能改善頸動脈粥樣硬化，且有氧運動的改善效果更為全面。