不同運動方式輔助干預對2型糖尿病患者糖脂代謝的影響

曹若凡，喬玉成，朱 晨

（山西師范大學 體育學院，山西 臨汾041004）

隨著社會經濟的快速發展，人們的飲食結構和體力活動水平發生了翻天覆地的變化，與此同時，與人們生活方式有關的糖尿病的發病率呈現出“井噴”的態勢［1］。有文獻報道，預計到2030年，全球糖尿病患者將比2011年增加50%，達到5.52億，其中約90%為2型糖尿病［2］，如果按照目前趨勢繼續下去，到2050年，多達三分之一的成年人將患2型糖尿病［3］，而中國的形勢更是不容樂觀。截至2019年，中國糖尿病患者總人數約為1.164億人，位居世界第一，每年花費在糖尿病相關的健康支出為2 946億美元，而每年在中國糖尿病導致的死亡人數約為83.4萬［2］。因此，2型糖尿病防治已經成為全球公共衛生的當務之急［2］。

糖尿病是血脂異常、高血壓、高血糖、中樞性肥胖和胰島素抵抗等多方面代謝紊亂簇的一部分。越來越多的證據表明，高血糖和血脂異常會顯著增加罹患心血管疾病和其他疾病的風險［4］。運動訓練在一定程度上被認為是預防和治療這種疾病的有效手段，有氧運動和抗阻運動已被證明對糖尿病患者的血糖控制、胰島素敏感性和血脂水平有益［5-7］。美國糖尿病協會（American Diabetes Association，ADA）和國際糖尿病聯合會（International Diabetes Federation，IDF）將規律性的有氧運動和抗阻運動列為T2DM（不宜運動者除外）的常規治療方案，并提出糖尿病患者每周至少進行150min中等強度的有氧運動，同時每周至少進行兩次阻力訓練的治療方案［2，8］。然而，由于各研究采用的運動方式不同，導致學界對運動輔助治療糖尿病的效果眾說紛紜，也讓許多糖尿病患者在選擇運動方式時無所適從。基于此，本文將采用Meta的方法對國內外關于不同運動方式干預對2型糖尿病患者糖脂代謝影響研究的文獻進行偏倚性和異質性檢驗，對其結果進行效應分析，以期為2型糖尿病患者選擇合適的運動方式提供參考。

1 研究對象與方法

1.1 研究文獻的納入和排除標準

納入標準：

1）研究類型:隨機對照試驗（Randomized Controlled Trial，RCT），文獻發表在SCI期刊或者CSSCI期刊上，年限從1999年1月～2019年3月，共計約20年。實驗前實驗組與對照組沒有顯著差異；2）受試對象:患者符合WHO認定的T2DM標準，年齡≥40歲且沒有精神類疾病及與糖尿病相關的心臟病、心血管疾病等嚴重并發癥；3）干預措施:實驗組至少施加一項運動，運動方式應屬于有氧、抗阻、聯合運動中的一種，對照組不做特殊處理，保持常規治療；4）結局指標:含有反映T2DM患者病情變化的生化指標：糖化血紅蛋白（HbAlc%）、空腹血糖（FPG）、總膽固醇（TC）、低密度脂蛋白膽固醇（LDL-C）、高密度脂蛋白膽固醇（HDL-C）、BMI。

排除標準：

1）描述性、調查性、綜述性和Meta類文獻；2）自身對照類實驗；3）無法提取結局指標的文獻；4）實驗結果未用平均數±標準差（M±SD）表示的文獻；5）實驗分組中只有單一性別的文獻。

1.2 文獻檢索

本文通過檢索PmbMed、Web Of Science、Elsevier、Springer Link、中國知網、谷歌學術等數據庫。檢索策略依據循證醫學檢索的PICOS原則，即P（patient，研究對象），I（Intervention，干預方法/措施），C（control，對照措施），O（outcome，結局指標）S（study design，研究設計），來幫助完善研究設計，確立主題詞［9］。英文檢索詞是Type 2 diabetes、Exercise、Physical activity、lucolipid Metabolism、Aerobics、A randomized controlledtrial、RCT等，中文檢索詞為體力活動、運動、2型糖尿病、糖脂代謝等從各數據庫中收集所有運動干預影響中老年T2DM患者糖脂代謝的文獻，文獻發表時間為1999年1月～2019年6月。以PmbMed為例，具體檢索方法如下。

#1.Exercise*［MeSh Terms］OR Exercises*［MeSh Terms］OR Physical Activity*［MeSh Terms］OR Activities，Physical*［MeSh Terms］OR Activity，Physical*［MeSh Terms］OR Physical Activities*［MeSh Terms］OR Exercise，Physical*［MeSh Terms］OR Exercises，Physical*［MeSh Terms］OR Physical Exercise*［MeSh Terms］OR Acute Exercise*［MeSh Terms］OR Exercise，Isometric* ［MeSh Terms］OR Exercise，Aerobic*［MeSh Terms］OR Exercise Training*［MeSh Terms］OR Training，Exercise*［MeSh Terms］OR Trainings，Exercise*［MeSh Terms］

#2.Diabetes Mellitus，Type 2*［MeSh Terms］OR Diabetes Mellitus，Noninsulin-Dependent*［MeSh Terms］OR Diabetes Mellitus，Ketosis-Resistant*［MeSh Terms］OR Diabetes Mellitus，Non Insulin Dependent*［MeSh Terms］OR Non-Insulin-Dependent Diabetes Mellitus* ［MeSh Terms］OR NIDDM*［MeSh Terms］OR Diabetes Mellitus，Noninsulin Dependent*［MeSh Terms］OR Type 2 Diabetes Mellitus*［MeSh Terms］OR Diabetes，Type 2*［MeSh Terms］OR Diabetes Mellitus，Adult-Onset*［MeSh Terms］OR Adult-Onset Diabetes Mellitus*［MeSh Terms］OR Diabetes Mellitus，Adult Onset*［MeSh Terms］

#3.Blood Glucose*［MeSh Terms］OR Blood Sugar*［MeSh Terms］OR Sugar，Blood*［MeSh Terms］OR Glucose，Blood*［MeSh Terms］

#4.Lipid Metabolism* ［MeSh Terms］OR Metabolism，Lipid*［MeSh Terms］OR Fats，Intra-Abdominal*［MeSh Terms］OR Intra-Abdominal Adipose Tissue* ［MeSh Terms］OR Retroperitoneal Fat*［MeSh Terms］OR Fat，Abdominal Visceral*［MeSh Terms］

#5.Glycometabolism* ［MeSh Terms］ OR glycosylated hemoglobin*［MeSh Terms］OR

#6.#1 AND#2 AND#3

#7.#1 AND#2 AND#4

#8.#1 AND#2 AND#5

1.3 文獻篩選和資料提取

篩選文獻時由兩名研究員獨立按照上述文獻的納入和排除標準進行文獻資料的提取，提取完成后進行比較討論，出現分歧時，參考第三名研究員意見。提取資料包括：作者、論文發表時間、研究分組、樣本量、干預方案、干預周期、干預頻率、和結局指標等。若論文中缺少相關數據，盡可能給作者發郵件獲取相關資料。如果得不到，則放棄此文獻。

1.4 質量評價

依照Cochrane協作網的《Cochrane干預措施系統評價手冊》（Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions，簡稱手冊）（5.1.0版）推薦的風險偏倚評估工具從7個方面對納入文獻進行方法質量學評估，具體如下：1）是否隨機序列產生；2）分配方案隱藏；3）對受試者及工作人員是否采用盲法；4）結局盲法的評估；5）不完全結局材料（沒有丟失結局數據，丟失時是否采用意向性分析）；6）選擇性結局報告；7）其他偏倚來源。偏倚風險評價依據Cochrane手冊標準：分別為“Low risk”：即偏倚的可能性較小，完全符合上述標準；“Unclear”（偏倚情況不確定或缺乏相關信息），沒有足夠的信息判斷隨機序列的產生存在高風險或低風險；“High risk”，即發生偏倚的可能性為高度，不滿足上述標準。

1.5 統計學分析

運用Cochrane協作網提供Revman5.3軟件的隨機效應模型對所納入文獻的結局指標進行效應量合并、異質性檢驗、敏感性分析、繪制偏倚圖及森林圖分析。所納文獻的結局指標屬于連續性結局變量，根據不同效應指標單位的差別，使用標準化均數差（SMD）或（WMD）進行統計，同時計算95%置信區間。采用p值及I2進行異質性檢驗，若p＞0.10，各研究間不存在異質性，若p＜0.10，研究間存在異質性。使用I2統計量進行各研究之間異質性的檢驗，當50%＞I2≥0時，表示異質性較小或者沒有異質性，此時可采用固定效應模型；當I2≥50%時，表示研究之間存在明顯的異質性，需要進一步對研究進行亞組分析、Meta回歸分析以及敏感性分析來確定異質性的來源，如果來源無法確定，采用隨機效應模型分析，并從方法學，統計學等方面分析異質性的來源。

2 結果與分析

2.1 文獻檢索結果

通過對各個數據庫的搜索結果進行統計，共得到相關文獻28 399篇，聯系作者獲得文獻2篇，文獻追溯獲得文獻6篇。所得文獻排除重復文獻及綜述類文獻5 144篇，余下23 255篇通過標題、摘要進行篩選獲得864篇文獻。再對以上文獻進行實驗類篩選獲得212篇相關文獻，之后再去除全文缺失以或實驗指標缺失或實驗指標無法分析的文獻，共獲得30篇文獻進入全文分析，去除9篇自身對照型實驗，6篇單一性別實驗，最終納入15篇文獻進入Meta分析（圖1）。

圖1 文獻篩選流程圖

2.2 納入文獻的基本特征

本次系統評價共納入文獻14篇，基本信息見表1。樣本來自10個國家，共納入受試者1 655人，其中實驗組1 009人，對照組646人。實驗組在藥物治療的基礎上又增加了有氧運動、抗阻運動或聯合運動3種運動方式干預。在有氧運動方案中，除Shantakumari的研究采用瑜伽運動外，其余可分為持續有氧與間歇有氧運動。所有納入的研究中都包含有完整的運動處方方案，包括運動方式、強度、頻率、時間以及注意事項。另外，不同運動類型的實驗分組中，Karstoft，Kristian、Yavari、Balducci、Stoa、Eva Maria等實驗方案詳細說明了能量消耗，對運動處方中的強度，頻率等進行調整與確定，保證各實驗組總的能量消耗保持一致，盡可能的減少實驗誤差。

2.3 納入研究的方法學質量和偏倚性評估

本研究依據Cochrane評價手冊推薦的質量評價標準對納入的14篇文獻進行評估。所有無線均為隨機對照實驗，其中有4篇文獻詳細描述了隨機方法［14，18-19，21］，6篇文獻對分配隱藏方案進 行 了 描 述［11，15，17，18-19，21］，4篇 文 獻 采 用 了 單 盲［18-19，21，23］，6篇 文獻 采 用 結 局 評 估 者 盲 法［15-16，18-19，21］，其 余 盲 法 情 況 不 清 楚 或 未采用盲法；3篇采用了ITT分析 （意向性分析）［16，18，21］，14篇文獻數據均報告完整。由表2及圖2可以看出，納入分析的文獻存在一定的偏倚性，6篇文獻質量較高［16-19，21，23］其余8篇文獻質量中等。

表1 納入文獻基本情況表

表2 納入研究的方法學質量

圖2 整體偏倚評價

2.4 Met a分析

2.4.1 不同運動方式干預對2型糖尿病患者BMI的影響

本研究納入的14篇文獻中有13篇文獻（15份研究）描述了不同運動方式干預對2型糖尿病患者BMI的影響，共納入受試者1 535名（圖3）。Meta分析顯示：有氧運動組與對照組合并分析異質性為（p=0.02，I2=50%），屬于中度異質性。敏感性分析表明，當去除Kadoglou等［16］的研究時，異質性減小為（p=0.17，I2=28%），進一步分析認為該實驗夸大了實驗效果，故剔除此篇研究。剔除此篇研究后，95%置信區間總效應量-1.36［-1.70，-1.02］，p＜0.00001；抗阻運動組與對照組合并無明顯異質性（p=0.81，I2=0%），95%置信區間總效應量-0.72［-2.13，0.68］，p=0.31＞0.05，無統計學意義；聯合運動組與對照組合并分析異質性為（p=0.25，I2=26%），對相關研究使用剪補法進行敏感性分析，當去除Yavari等［15］的研究時，異質性減小至無（p=0.40，I2=0%），95%置信區間總效應量-1.00［-1.44，-0.56］，p＜0.00001。綜合MD與p值來看，說明有氧運動可以顯著降低2型糖尿病患者的BMI。

圖3 BMI效應量Meta分析森林圖

2.4.2 不同運動方式干預對2型糖尿病患者HbA1c%的影響

本研究納入的14篇文獻中有13篇文獻（15份研究）描述了不同運動方式干預對2型糖尿病患者HbA1c%的影響，共納入受試者1 555名（圖4）。Meta分析顯示：有氧運動組與對照組合并分析異質性為（p=0.006，I2=78%），可知屬于高度異質性，對其進行敏感性分析，使用剪補法進行一一排除時，I2未發生明顯變化，故采用隨機效應模型，95%置信區間總效應量-0.34［-0.58，-1.0］，p=0.006＜0.05；抗阻運動組與對照組合并分析異質性為（p=0.08，I2=56%），可知屬于高度異質性，對其進行敏感性分析，使用剪補法進行一一排除時，當去除de Oliveira［17］的文獻時，異質性減小為（p=0.29，I2=19），95%置信區間總效應量-0.43［-0.67，-0.18］，p=0.0008＜0.05；聯合運動組與對照組合并分析異質性為（p＜0.00001，I2=89%），可知屬于高度異質性，敏感性分析結果無明顯變化，95%置信區間總效應量-0.76［-1.37，-0.16］，p=0.01＜0.05。表明有氧運動和抗阻運動可以顯著降低2型糖尿病患者的HbA1c%。

圖4 HbA1c%效應量Meta分析森林圖

2.4.3 不同運動方式干預對2型糖尿病患者FPG的影響

本研究納入的14篇文獻中有9篇文獻（10份研究）描述了不同運動方式干預對2型糖尿病患者FPG的影響，共納入受試者1 036名（圖5）。由于不同文獻在統計分析空腹血糖的數據時，使用了不同的單位進行表示，所以在分析過程中，使用SMD效應模型進行分析。Meta分析顯示：有氧運動組與對照組合并分析異質性為（p=0.44，I2=0%），95%置信區間總效應量-0.59［-0.82，-0.37］，P＜0.00001；抗阻運動組與對照組合并異質性為（p=0.29，I2=11%），95%置信區間總效應量-0.85［-1.41，-0.29］，p=0.001＜0.05；聯合運動組與對照組合并分析異質性為（p＜0.00001，I2=90%），可知屬于高度異質性，敏感性分析結果顯示：當剔除Balducci等［21］的研究后，異質性變為（p=0.35，I2=5%），故決定剔除此項研究后進行分析，95%置信區間總效應量-1.20［-1.56，-0.84］，p＜0.00001。表明有氧運動和抗阻運動可以顯著降低2型糖尿病患者的FPG。

圖5 FPG效應量Meta分析森林圖

2.4.4 不同運動方式干預對2型糖尿病患者TG的影響

本研究納入的14篇文獻中有14篇文獻（16份研究）描述了不同運動方式干預對2型糖尿病患者TG的影響，共納入受試者1 655名（圖6）。Meta分析顯示：有氧運動組與對照組合并分析異質性為（p＜0.00001，I2=83%），可知屬于高度異質性，敏感性分析表明：使用剪補法對文獻進行一一排除測試，結果無明顯變化，故使用隨機效應模型。95%置信區間總效應量-0.35［-0.72，0.03］，P=0.07；抗阻運動組與對照組合并無明顯異質性 （p=0.20，I2=36%），95%置信區間總效應量-0.16［-0.50，0.18］，p=0.35；聯合運動組與對照組合并分析異質性為（p=0.10，I2=47%），95%置信區間總效應量-0.16［-0.40，0.07］，p=0.18。Meta分析結果提示，3種運動方式均沒有統計學意義（p＞0.05），表明有氧與抗阻運動對2型糖尿病患者TG無顯著影響。

圖6 TG效應量Meta分析森林圖

2.4.5 不同運動方式干預對2型糖尿病患者TC的影響

本研究納入的14篇文獻中有13篇文獻（15份研究）描述了不同運動方式干預對2型糖尿病患者TG的影響，共納入受試者1 607名（圖7）。由于不同文獻在統計分析空腹血糖的數據時，使用了不同的單位進行表示，所以在Meta過程中，使用SMD效應模型進行分析。Meta分析顯示：有氧運動組與對照組合并分析異質性為（p＜0.00001，I2=84%），屬于高度異質性，使用剪補法進行敏感性分析結果無顯示變化，95%置信區間總效應量-0.99［-1.43，-0.56］，p＜0.00001；抗阻運動組與對照組合并異質性為（p=0.63，I2=0%），95%置信區間總效應量-0.37［-0.73，-0.01］，p=0.04；聯合運動組與對照組合并分析異質性為（p＜0.00001，I2=96%），可知屬于高度異質性，敏感性分析結果異質性無明顯變化，95%置信區間總效應量-1.37［-2.52，-0.22］，p=0.02＜0.05。表明有氧運動和抗阻運動能顯著降低2型糖尿病患者的TC。

圖7 TC效應量Meta分析森林圖

2.4.6 不同運動方式干預對2型糖尿病患者HDLC的影響

本研究納入的14篇文獻中有14篇文獻（16份研究）描述了不同運動方式干預對2型糖尿病患者HDL-C的影響，共納入受試者1 655名（圖8）。由于不同文獻在統計分析空腹血糖的數據時，使用了不同的單位進行表示，所以在Meta過程中，使用SMD效應模型進行分析。Meta分析顯示：有氧運動組與對照組合并分析異質性為（p=0.0008，I2=63%），敏感性分析后異質性變化極小，95%置信區間總效應量0.26［0.01，0.50］，p=0.04；抗阻運動組與對照組合并異質性為（p=0.21，I2=34%），95%置信區間總效應量0.06［-0.27，0.40］，p=0.71＞0.05；聯合運動組與對照組合并分析異質性為（p=0.002，I2=73%），可知屬于高度異質性，敏感性分析結果顯示：當剔除Balducci等［21］的研究后，異質性變為（p=0.82，I2=0%），故決定剔除此項研究后進行分析，95%置信區間總效應量0.23［0.10，0.36］，p=0.0007。說明有氧運動可以顯著提高2型糖尿病患者的HDL-C。

圖8 HDL-C效應量Meta分析森林圖

2.4.7 不同運動方式干預對2型糖尿病患者LDLC的影響

本研究納入的14篇文獻中有14篇文獻（16份研究）描述了不同運動方式干預對2型糖尿病患者LDL-C的影響，共納入受試者1 655名（圖9）。由于不同文獻在統計分析LDL-C的數據時，使用了不同的單位進行表示，所以在Meta分析過程中，使用SMD效應模型進行分析。Meta分析顯示：有氧運動組與對照組合并分析異質性為（p＜0.00001，I2=85%），經敏感性分析發現異質性值變化極小，所以采用隨機效應模型，95%置信區間總效應量-0.65［-1.05，-0.24］，p=0.002；抗阻運動組與對照組合并異質性為（p=0.50，I2=0%），95%置信區間總效應量-0.35［-0.60，-0.10］，p=0.006；聯合運動組與對照組合并分析異質性為（p＜0.00001，I2=95%），可知屬于高度異質性，敏感性分析結果顯示：當對文獻使用逐一剔除法一一檢測，異質性變化不明顯，故使用隨機效應模型，95%置信區間總效應量-0.93［-1.74，-0.12］，p＜0.00001。綜合MD與p值來看，有氧運動和抗阻運動可以顯著降低2型糖尿病患者的LDL-C。

圖9 LDL-C效應量Meta分析森林圖

2.4.8 不同運動方式對2型糖尿病患者糖脂代謝干預效果的比較

不同運動方式對2型糖尿病患者糖脂代謝的干預效果如表3所示。

表3 不同運動方式組間比較效應表

由表3可以看出，在降低BMI方面，有氧運動組與聯合訓練組合并數據有顯著性差異（p＜0.05）；在改善糖代謝方面，綜合訓練組與有氧組以及抗阻組對HbA1c%的合并效應量分析結果顯示，兩組數據均有顯著性差異（p＜0.05），且有氧組與聯合訓練組的針對FPG的合并數據結果顯示有二者有顯著性差異；在改善脂代謝方面，有氧訓練組與聯合訓練組在干預2型糖尿病患者TC、HDL-C、LDL-C合并數據結果均表明兩者之間有顯著性差異，另外有氧組與抗阻組干預LDL-C有顯著性差異。

3 討論

3.1 不同的運動方式對2型糖尿病患者BM I影響的Meta效果分析

2型糖尿病患者通常為肥胖者，并有異常數量的腹腔內和皮下脂肪。脂肪累積尤其是腹腔內脂肪的累積，會增加罹患新陳代謝和心血管疾病的風險［24］。有研究證實，50～80%的糖尿病患者死于心血管疾病且患冠狀動脈疾病的概率比常人高2～4倍。2型糖尿病患者的心血管疾病的發生與發展都與BMI有著密切聯系，研究發現，超重和肥胖在T2D和心腦血管疾病的發生和發展中起著至關重要的作用，另外BMI每增加一個單位，中風的風險就會增加5%［25］。本次研究發現有氧運動與聯合運動均能降低T2D患者的BMI指數，這與以往的Meta研究結果一致［26］，并且研究發現在降低BMI方面，單純有氧運動對降低BMI的效果優于聯合運動（p＜0.001）（表3），造成這種的差異的原因可能是在兩組訓練總活動量基本一致的前提下，由于有氧運動比阻力訓練利用代謝作用減肥具有更大的能量消耗潛力，更有可能減少內臟脂肪，內臟脂肪是游離脂肪酸（FFAs）的重要來源，游離脂肪酸優先于葡萄糖被氧化，從而導致高血糖，因此內臟脂肪減少可以顯著改善代謝率［27］，產生有益的結果［28］。這也與本次研究中抗阻運動對降低BMI沒有表現出效果（p＞0.05）的結果相吻合，所以導致聯合運動組在降低BMI的效果上不如有氧運動組。也有一些研究表明聯合運動比單獨的有氧與抗阻運動效果都要好，這可能與鍛煉方式以及持續時間的不同有關。與西方人群相比，中國人有著不同的體型和脂肪分布，因此，在BMI相同的情況下，中國T2D患者的心血管疾病的患病風險更高。研究表明，抗阻運動雖然無法有效的降低體重，但是可以提高機體的瘦體重占比，Custaneda［29］等人的和Dunstan［30］等人的研究證實了這一點。這一現象可以用一種假說來解釋，即阻力訓練會使骨骼肌纖維收縮，從而導致肌纖維變粗，增加的瘦體重提供了額外的糖原儲存能力，從而改善糖尿病患者的胰島素敏感性和提高靜息代謝率（RMR）［31］。另有研究證實，運動降低BMI不是對所有T2D患者都有效，整理歸納TAN［32］和Short［33］的研究發現當糖尿病病程超過一定的年限時（≥20），人體的脂肪組織等對運動的敏感性下降導致了運動療法降低BMI的效果大幅下降甚至消失。所以在進行運動輔助治療時，針對病程較長的患者要考慮增加運動持續時間。

3.2 不同的運動方式對2型糖尿病患者糖代謝的影響的Met a效果分析

糖化血紅蛋白是血糖控制的重要指標，良好的血糖控制在或低于7%可以減少高達76%的長期并發癥［34］。本次研究證實3種運動方式均可以降低HbA1c%水平，Boule［35］等人對12項有氧運動研究和2項阻力訓練研究（1982～2000）的薈萃分析表明，運動可使HbA1c%值降低約0.66%，足以改善血糖控制。Kelly［36］和Kelly報道了HbA1c%降低0.8%的統計學意義。Goldhaber-Fiebert等人研究發現聯合運動組降低HbA1c%的水平高于單獨運動組，這一變化與本次研究中聯合運動組的HbA1c%水平變化相似，從組間比較結果來看（表3）：聯合運動組降低HbA1c%的效果要好于有氧組與抗阻組，證實了聯合運動對血糖控制的協同作用［37］。這一結果與Sigal［38］等人的試驗和Zanuso［39］等人的綜述相似，報告說，與單獨的有氧或阻力訓練相比，聯合運動訓練導致了HbA1c%值的額外變化，原因可能是綜合訓練組同時使患者的肌肉力量與最大攝氧量得到了提高，同時還增強了胰島素的敏感性［40］。無論如何，這種更快的HbA1c%改善對血糖控制較差的患者有更大的益處。但是并不是所有的研究都支持此次Meta分析的結果，其中一篇Meta分析的研究表明無論項目的持續時間和強度如何，阻力訓練相對于有氧運動的效果更優［41］。另有研究表明抗阻運動對HbA1c%的改善沒有顯著降低，這可能是受實驗周期與鍛煉方式影響。除此之外，有研究［42-43］發現HbA1c%基線值較高的受試者比基線值較低的受試者有更大的改善。

研究表明，3種運動方式對FPG的降低都有顯著的效果，且根據組間比較結果可以看出聯合運動組的效果要優于抗阻運動組（表3）。有研究表明在經過運動訓練后，血糖水平是最先降低，運動訓練對葡萄糖穩態有益作用背后的許多機制尚未闡明［44］，但可以明確的一點是血糖的降低是由于胰島素敏感性的改善，有研究表明：即使是一次簡單的運動也能增加48h的胰島素敏感性［45］。隨著時間的推移，人們觀察到更多的對胰島素敏感性有益的慢性適應性變化。其中包括:骨骼肌中胰島素調節的葡萄糖轉運蛋白（GLUT4）濃度升高［46］，糖原合成酶 增加［47］，肌 肉纖維類型 改變［48］、毛 細化增強［49］等。 研究發現，長期的有氧運動可以增加毛細血管的密度［50］，可以提高葡萄糖向肌肉輸送的效率，從而實現更大的運輸［51-52］。與有氧運動相反，關于阻力訓練對肌肉毛細血管的影響的研究得出的結果相互矛盾。一些研究表明阻力訓練后毛細血管密度沒有增加［53-54］，但其他研究發現每條肌肉纖維與毛細血管接觸面積增加［55］。Harris指出，由于用于采樣和分析肌肉組織的方法和參數多種多樣，因此難以比較各個研究的結果。抗阻運動后改善的胰島素作用似乎是肌肉質量增加、蛋白質數量增加和/或活性增加的結果，這些蛋白質對胰島素信號和/或肌肉中的葡萄糖處理很重要，而且/或者可能是肌肉毛細血管增多的結果。這表明有氧運動和阻力訓練對血糖控制有益作用的機制并不相同。聯合運動綜合了兩者，結合本次研究的結果來看，效果更好。

3.3 不同的運動方式對2型糖尿病患者脂代謝的影響的Met a效果分析

本次研究發現，在運動改善脂質水平上，不同的運動方式造成的效果不同，有氧運動可以降低TC，提高HDL-C，降低LDL-C；抗阻運動可以降低TC，LDL-C；聯合運動可以降低TC，提高HDL-C，降低LDL-C。對于甘油三酯，3種運動方式均未取得有益的改善效果（p＞0.05），這一結果與Guang［56］的研究結果相同，但也有研究指出在進行運動訓練后，甘油三酯出現增高的跡象［57］，更多的研究指出運動訓練能夠有效降低TG水平［58］。3種運動方式在改善TC的結果上也略有不同，抗阻運動的改善效果差于有氧運動與聯合運動可能是由于抗阻運動在改善血脂水平上與有氧運動存在不同的機制。膽固醇是脂肪主要成分之一，研究結果表明抗阻運動不能有效的幫助患者減肥，抗阻運動一般使肌纖維增粗，從而達到增肌的效果，這也就證明了大眾經常說的“減肥”與“增肌”是不能同時存在的。一些研究表明，即使訓練引起的脂質變化與體重無關，但對2型糖尿病患者有利的TG和TC的降低最好是通過減肥來實現［59］。在運動訓練影響脂蛋白方面，不同的研究說法不一，一些研究已經證明了不同類型的運動在增加高密度脂蛋白和減少低密度脂蛋白方面的功效［60-63］，另一些研究［64-65］報道了有氧和阻力訓練后LDL-C發生減少，HDL-C變化不明顯。

除此之外，一項薈萃分析表明，有氧運動可以降低LDLC，但不能降低TC、TG或HDL-C［36］。美國運動醫學學院和美國糖尿病協會聯合聲明也表示運動可以降低LDL-C，但不能降低TC、TG和HDL-C［66］。此外，還報道了運動對脂質代謝的影響［67-68］。這些不一致的發現可能是由于實驗設計的不同，但仍提倡多種運動形式和強度的結合。

總的來說，運動訓練血脂和血糖的影響是不均勻的，本研究發現運動訓練對血脂的影響效果不如血糖，這一發現與Yoo和Lee的一項Meta分析的結果一致，文中指出運動改善糖代謝的效果優于脂代謝，并且可能是由于運動量的差異造成的，因此，需要長期運動來改善老年糖尿病患者的血脂。本研究在有氧運動對血脂的影響與之前的研究保持一致［69-70］。抗阻運動在針對TG、TC、HDL-C中沒有表現出效果，與一篇Meta的分析結果相矛盾，這可能與本研究中選取的文獻相對較少有關。Arora［71］在印度進行的一項研究表明，聯合運動對TC優于阻力訓練，這與我們的結論一致。但Yuing Farias［23］發現，抗阻運動對2型糖尿病患者的身體影響最具有長效性，即在停止運動6周后，進行過抗阻運動的受試者患者在維持血糖、HDL-C、LDL-C的方面效果更好。

3.4 本研究的局限和未來研究的方向

本研究通過綜合有氧運動、抗阻訓練、以及兩者聯合3種不同的運動方式干預2型糖尿病患者糖脂代謝的隨機對照試驗（RCT），說明了不同運動方式針對2型糖尿病患者糖脂代謝方面的異同，但仍有以下幾點缺陷：1）各研究的運動處方中運動周期、運動頻率、運動強度以及運動時間不盡相同，會變相增加研究的異質性。2）部分文獻沒有具體說明是否采用盲法以及隨訪情況等，可能導致研究的準確性有所下降。3）部分研究的樣本數量較少，對于評估干預特定指標效果會產生一定的偏差，影響研究結果。未來可在更多實驗設計嚴謹、大樣本以及方法學規范的文獻出現后，再針對此類問題進行進一步的Meta分析。另外還應結合臨床實踐，去判斷理論是否正確以及準確程度。

4 研究結論

本次研究結果支持不同運動方式對2型糖尿病患者均可產生治療作用，但不同運動方式之間存在一定差別。

1）有氧運動和抗阻運動在輔助治療2型糖尿病糖代謝紊亂方面均有一定作用，但兩者比較未發現明顯的優勢，聯合訓練效果更佳。

2）3種運動方式對改善TG水平效果較差，抗阻運動降低TC值不如有氧訓練，其原因可能與不同類型運動方式在影響患者脂代謝方面有作用機制不同有關。

3）有氧運動加抗阻運動聯合干預方法在改善高低密度脂蛋白的效果最佳。

4）有氧運動與抗阻運動聯合干預為糖尿病患者運動輔助治療的最佳選擇。