高强度间歇运动对2型糖尿病干预效果的Meta分析

陈炳霖，郭佳宝

1.绍兴文理学院附属医院，浙江绍兴市312000；2.徐州医科大学，江苏徐州市221004；3.上海体育学院，上海市200438

2型糖尿病(type 2 diabetes mellitus,T2DM)是当前威胁人类健康最严重的慢性病之一。调查显示，我国T2DM成人患病率达11.6%，且仍呈上升趋势，已成为世界糖尿病第一大国[1]。中国政府每年投入近250亿美元用于糖尿病管理，占医疗总支出的13%，导致沉重的社会医疗负担[2]。

大量研究证明，规律运动对预防和改善T2DM具有积极影响[3]。长时间有氧运动作为T2DM干预的有效手段已经得到广泛认可[4-5]。但现实中绝大部分患者并未充分利用这一手段进行自我干预，分析影响患者参与运动的原因在于缺少时间进行长时间锻炼[6-7]；此外，多数T2DM患者并非运动爱好者[8]，缺乏坚持锻炼的兴趣。

高强度间歇运动(high intensity interval training,HIIT)是一种新型运动处方，由多次高强度训练和低强度训练间歇交替进行，达到相同运动效果所需的运动时间大大缩短，因此比长时间有氧运动更具时间优势[9]。美国体力活动指南指出，获得同样的健康益处，高强度运动所需花费的时间是中等强度运动的一半[10]，在改善心血管并发症方面的效果甚至优于有氧运动[11]。鉴于降低T2DM患者血糖和心血管并发症一直是运动干预的主要目标，因此相比传统有氧运动干预，HIIT似乎是更适合的运动方式[12]。

HIIT干预糖尿病的研究在国内还刚起步，检索仅发现一篇关于HIIT干预糖尿病前期人群的研究[13]。虽然该领域研究在国际上已初具规模，但尚无相关的系统评价发表。本文对国内外关于HIIT干预T2DM患者血糖控制的文献进行定量分析，以明确HIIT对T2DM患者血糖控制、血脂情况以及部分体成分的影响。

本研究方案已在PROSPERO平台注册(https://www.crd.york.ac.uk/PROSPERO/)。

1 资料与方法

1.1 纳入标准

研究种类：随机对照试验(randomized controlled trials,RCTs)。研究对象：年龄≥18岁，符合世界卫生组织或美国糖尿病协会(American Diabetes Association,ADA)诊断标准[14]的T2DM患者。干预措施：实验组采用HIIT，对照组采用常规治疗或其他干预性治疗。结局指标：主要指标是评价血糖水平的相关指标，如空腹血糖(fasting blood-glucose,FBG)、糖化血红蛋白(glycosylated hemoglobin,GHb)、空腹血胰岛素(fasting insulin,FINS)、胰岛素抵抗(insulin resistance,HOMA-IR)等；次要指标为血脂相关指标，包括总胆固醇(total cholesterol,TC)、高密度脂蛋白(high-density lipoprotein,HDL)、低密度脂蛋白(low-density lipoprotein,LDL)、甘油三酯(triglyceride,TG)等；其他包括患者体成分及体形态方面指标，如体质量指数(body mass index,BMI)、体脂量、体质量、腰围等。

1.2 检索策略

外文数据库包括Cochrane Library、PubMed、EMBASE、EBSCO、Web of Science，中文数据库包括中国生物医学数据库、中国知网数据库；同时追索纳入文献的参考文献。检索日期均从建库至2017年9月1日。

中文检索词包括“糖尿病”和“高强度间歇训练”及其相关词；英文检索词包括“high intensity interval training”和“diabetes”及其相关词。以Web of Science数据库为例，选择TS=("high intensity interval training'OR HIIT OR"high-intensity interval training"OR"high intensity interval exercise"OR"high-intensity interval exercise"OR HIIE OR"high intensity intermittent exercise"OR"high-intensity intermittent exercise"OR"intermittent high intensity training"OR"sprint interval training"OR SIT)AND(diabetes OR glycuresis OR diabetic OR DM OR T2DM)。

检索无语种限制。

1.3 文献筛选和数据提取

文献筛选和数据提取工作由两名评价人员共同完成。对电子数据库所获取的数据进行去重；通过阅读标题和摘要初筛；无法确认的文献，下载全文阅读，再次筛选；对确定纳入文献进行数据提取，包括作者、年份、研究对象基本情况、干预措施、治疗方案、结局指标及风险项目评估等。如两名评价人员在文献筛选和数据提取过程中出现争议，且反复核对无法解决时，邀请第三位评价人员参与，达成统一。

1.4 偏倚风险评估

由两名独立评价人员使用Cochrane协作网推荐的偏倚风险评估量表[15]，对最终纳入的文献进行风险评价，评价内容包括随机化、分配隐藏、受试者施盲、评估者施盲、数据报告完整性、选择性报告以及其他风险。结果以低风险、不清楚和高风险表示。如两名评价人员在质量评价过程中出现争议，且反复讨论无法解决时，邀请第三位评价人员参与，达成统一。

1.5 证据等级分级

采用GRADE系统推荐分级方法对结局指标的质量进行评价[16]。证据质量分为高、中、低、极低4种。虽然基于RCT得出的证据被默认为高质量，但可能会因为以下因素而降低：研究的局限性、研究结果的不一致、间接证据、结果不精确、报告存在偏倚。

1.6 统计学分析

采用RevMan 5.3软件进行Meta分析；证据等级分析使用GRADE profiler 3.6软件完成。研究纳入数据均为连续性数据，采用均数差(mean difference,MD)及95%CI表示。若采用不同测量工具得到的结果，则采用标准化均数差(standard mean difference,SMD)进行分析。根据χ2检验及I2检验判断各研究间的异质性，若P≥0.1、I2＜50%，则采用固定效应模型，反之则采用随机效应模型；若异质性较大则进行亚组分析或敏感性分析。敏感性分析方法为每次去除1篇纳入研究，观察合并结果是否发生显著改变。若纳入文献无法进行定量合并，则进行一般性描述分析。

2 结果

2.1 纳入文献

共检索到595篇文献，经去重、阅读题目摘要和全文后，10篇文献符合纳入标准，其中2篇无法联系作者取得相关数据，最终纳入8项RCTs[17-24]，均为英文文献，共275例患者。文献筛选流程见图1。其中2篇是HIIT与常规治疗对比[17,20]，4篇是HIIT与持续性中等强度训练(moderate intensity continuous training,MICT)对比[19,22-24]，另外2篇是HIIT和MICT与常规治疗对比[18,21]。纳入研究具体情况见表1。

2.2 偏倚风险

8项纳入研究均有高风险选项，故结果均为高风险，见图2、图3。各项结果如下：①随机化，8项研究均进行随机分组，其中3项[18,21-22]未描述随机分配方法；②分配隐藏，2项[17-18]进行分配隐藏，其中1项[17]描述具体分配方法；③施盲，8项研究均未对受试者施盲，3项对评估者施盲[17,20,24]；④不完整的数据报道，3项研究[17-18.24]未出现案例脱落，1项[19]未提及起始受试者人数；⑤报告偏倚，2篇文献能找到试验计划书[17-18]；⑥其他偏倚，未有足够信息判断其他偏倚风险。

2.3 证据等级分级

以血糖、体脂和体成分为结局指标，BMI为极低质量，其他指标均为低质量。见表2。

图1 文献筛选流程图

图2 纳入研究产生偏倚风险的项目

图3 纳入研究偏倚风险判断

表1 纳入研究一般特征

表2 HIIT干预T2DM效果的GRADE证据分级

2.4 对血糖相关指标的影响

2.4.1 FBG

7篇文献[17-21,23-24]报道HIIT对FBG的影响，共纳入190例，其中HIIT组87例，对照组103例。结果存在异质性(I2=84%,p＜0.001)，选择随机效应模型进行分析；由于数据单位不一致，采用SMD进行合并。结果显示，两组干预方式之间无显著性差异(SMD=-0.56,95%CI-1.37～0.25,P=0.18)。见图 4。逐篇去除文献进行敏感性分析，结果未发生改变。

2.4.2 GHb

6篇文献[17,20-24]报道HIIT对GHb的影响，共纳入157例，其中HIIT组75例，对照组82例。结果存在异质性(I2=73%,P=0.002)，选择随机效应模型进行分析；由于数据单位不一致，采用SMD进行合并。结果显示，HIIT在改善GHb更具优势(SMD=-0.72,95%CI-1.39～-0.04,P=0.04)。见图5。敏感性分析表明结果不稳定，去除Cassidy、Alvarez和Terada三篇文献后，两组间无显著性差异。

2.4.3 FINS

3篇文献[17-19]报道HIIT对FINS的影响，共纳入93例，其中HIIT组44例，对照组49例。结果存在异质性(I2=80%,P=0.007)，选择随机效应模型进行分析；由于数据单位不一致，采用SMD进行合并。结果显示出两组间无显著性差异(SMD=-0.65,95%CI-1.63～0.34,P=0.20)。见图6。逐篇去除文献进行敏感性分析，结果未发生改变。

2.4.4 HOMA-IR

4篇文献[17,19,21-22]报道HIIT对HOMA-IR的影响，共纳入141例，其中HIIT组66例，对照组75例。结果无异质性(I2=0,P=0.51)，选择固定效应模型进行分析。结果显示，两组间无显著性差异(MD=-0.02,95%CI-0.33～0.29,P=0.91)。见图7。

2.5 对血脂的影响

2.5.1 TC

6篇文献[17-18,20-21,23-24]报道HIIT对TC的影响，共纳入152例，其中HIIT组67例，对照组85例。结果存在异质性(I2=59%,P=0.03)，选择随机效应模型进行分析；由于数据单位不一致，采用SMD进行合并。结果显示，两组间无显著性差异(SMD=-0.32,95%CI-0.86～0.21,P=0.24)。见图8。通过逐篇去除文献进行敏感性分析，结果未发生改变。

2.5.2 HDL

5篇文献[18,20-21,23-24]报道HIIT对HDL的影响，共纳入129例，其中HIIT组55例，对照组74例。结果存在异质性(I2=86%,p＜0.001)，选择随机效应模型进行分析；由于数据单位不一致，采用SMD进行合并。结果显示两组间无显著性差异(SMD=0.78,95%CI-0.34～1.90,P=0.17)。见图9。通过逐篇去除文献进行敏感性分析，结果未发生改变。

2.5.3 LDL

5篇文献[18,20-21,23-24]报道HIIT对LDL的影响，共纳入129例，其中HIIT组55例，对照组74例。结果显示存在异质性(I2=87%,p＜0.001)，选择随机效应模型进行分析；由于数据单位不一致，采用SMD进行合并。结果显示两组间无显著性差异(SMD=-0.51,95%CI-1.60～0.58,P=0.36)。见图10。通过逐篇去除文献进行敏感性分析，结果未发生改变。

2.5.4 TG

6篇文献[17-18,20-21,23-24]报道HIIT对TG的影响，共纳入152例，其中HIIT组67例，对照组85例。结果存在异质性(I2=84%,p＜0.001)，选择随机效应模型进行分析；由于数据单位不一致，采用SMD进行合并。结果显示两组间无显著性差异(SMD=-0.52,95%CI-1.42～0.38,P=0.25)。见图11。通过逐篇去除文献进行敏感性分析，结果未发生改变。

图4 HIIT对FBG的影响

图5 HIIT对GHb的影响

图6 HIIT对FINS的影响

图7 HIIT对HOMA-IR的影响

图8 HIIT对TC的影响

图9 HIIT对HDL的影响

图10 HIIT对LDL的影响

图11 HIIT对TG的影响

2.6 体成分

2.6.1 体质量

6篇文献[17-18,20-21,23-24]报道干预前后体质量变化，共纳入152例，其中HIIT组67例，对照组85例。结果存在异质性(I2=55%,P=0.05)，选择随机效应模型进行分析。结果显示两组间无显著性差异(MD=-0.46,95%CI-1.69～0.76,P=0.46)。见图12。通过逐篇去除文献进行敏感性分析，结果未发生改变。

2.6.2 BMI

5篇文献[20-24]评估受试者BMI，共纳入134例，其中HIIT组63例，对照组71例。结果存在异质性(I2=64%,P=0.02)，选择随机效应模型进行分析。结果显示HIIT在降低BMI方面优于对照组(MD=-0.60,95%CI-1.03～-0.18,P=0.005)。见图13。通过逐篇去除文献进行敏感性分析，当去除Mitranun的研究后，合并结果变为两组间无显著性差异。

2.6.3 体脂量

5篇文献[20-24]评估受试者体脂量，共纳入123例，其中HIIT组60例，对照组63例。结果无异质性(I2=25%,P=0.26)，选择固定效应模型进行分析；由于数据单位不一致，采用SMD进行合并。结果显示两组间无显著性差异(SMD=-0.24,95%CI-0.61～0.12,P=0.19)。见图14。

2.6.4 腰围

4篇文献[20,22-24]报道干预前后腰围变化，共纳入91例，其中HIIT组49例，对照组42例。结果存在异质性(I2=87%,p＜0.001)，选择随机效应模型进行分析。结果显示两组无显著性差异(MD=-1.11,95%CI-3.58～1.36,P=0.38)。见图15。通过逐篇去除文献进行敏感性分析，结果未发生改变。

图12 HIIT对体质量的影响

图13 HIIT对BMI的影响

图14 HIIT对体脂量的影响

图15 HIIT对腰围的影响

2.7 安全性

3篇文献[17,19,22]对HIIT的不良反应进行描述，均报道没有不良反应或副作用发生。

3 讨论

糖尿病是一组由于胰岛素分泌不足或胰岛功能改变导致的疾病，通常表现为血糖、血脂升高，以及体质量明显增加[8,25]；T2DM患者发生心血管疾病的风险也显著增加[26]，风险因素包括糖代谢、血脂、BMI、腰围、体脂等。ADA指出，坚持规律的运动能有效改善T2DM症状[27]。

HIIT作为新兴的运动干预方式越来越受到重视。研究发现[28-29]，HIIT可以通过上调过氧化物酶体增殖物激活受体γ辅激活因子1α、葡萄糖转运蛋白4和氧化应激通路基因表达，促进线粒体生物发生和葡萄糖转运，从而改善代谢性疾病患者的口服糖耐量水平。HIIT还可以有效改善内皮依赖性舒张功能以及血管舒张功能[30-32]。提示HIIT能很好改善患者血糖控制，并促进心血管功能发生适应性变化。

本研究显示，HIIT对改善T2DM患者GHb和BMI，相比常规干预有优势。GHb是目前公认反映T2DM患者血糖控制的最佳指标[33]；GHb若长期处于高水平，更容易诱发心血管疾病，因此也是反应糖尿病心血管并发症的重要指标[34-35]。HIIT能有效降低GHb，对预防T2DM患者心血管疾病的发生发展具有积极意义。值得注意的是，该结果有较大异质性，去除某些研究后，这种优势消失，提示存在较重要的潜在偏倚因素，可能是研究间的干预方案差异所致。Alvarez等[20]研究中使用储备心率作为运动强度的监控指标，而另外3项研究则分别应用运动强度与运动自觉量表、峰值摄氧量和吸氧量储备百分比作为监控指标，由于监控指标不同，干预过程中易导致偏倚出现。

在血脂相关指标、FBG、HOMA-IR、体质量、体脂量和腰围等方面，本研究未显示HIIT相对其他干预方式有显著性差异，可能与目前相关研究数量较少，研究质量较低有关。由于对照组干预方式主要是MICT，它对T2DM患者血糖、血脂调节以及体成分调控方面可能与HIIT效应类似[36-38]。由于纳入研究的数量以及对照组的设置等原因，未能对对照组按干预方式的不同进行亚组分析。按照GRADE方法进行质量评价，本研究选用的12个结局指标多数为低质量，BMI为极低质量。原因为每个结局纳入研究的样本量均较少；缺少足够的信息判断是否存在发表偏倚。

本研究存在以下局限：①纳入文献均为低质量研究，部分合并结果基于较大异质性和较高敏感性研究得到的，导致证据等级较低；②对照组干预方式为常规治疗或MICT，因纳入文献数量少，未能进行亚组分析，未能得出HIIT与MICT在糖尿病干预中的确切关系；③各研究的干预强度参数、部分结局指标单位不一致，可能造成结果偏倚；④仅3篇文献进行安全性报道，且均为描述性报道，未进行安全性评价。

总之，本研究显示，HIIT在改善T2DM患者血糖水平等方面，相比常规干预方式并未表现出显著优势；目前关于HIIT治疗T2DM的RCTs质量均较低，合并结果呈较大异质性和较高敏感性，尚不能得出准确的循证医学推荐意见。

我们建议未来该领域的RCTs应严格按照临床CONSORT准则进行设计和实施，提高文献质量。在设计结局指标时，可参考本研究纳入的结局指标，这些指标在目前研究中应用较为集中，结局指标的一致性能为后续循证医学研究提供便利。运动干预慢性病，安全性研究非常重要，建议后续研究应该有更加详细的报道。

目前该领域研究多集中于欧洲国家，国内相关研究尚在起步阶段，期待未来国内能有大样本、高质量的RCTs，为HIIT干预T2DM的疗效提供更为确切的循证医学证据。

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