高強度間歇訓練和持續有氧訓練對健康及肥胖青少年身體成分與心肺適能影響的Meta 分析

周海旭

《中國青少年體育發展報告（2017）》中提出近30年中國青少年身體素質一直在不斷下滑。《體育強國建設綱要》 中明確指出提高青少年身體素質和養成健康生活方式是當前體育教育的重點內容。因此如何讓青少年通過高效的體育鍛煉提高體質，是亟需解決的問題[1]。當前青少年主流鍛煉方式為持續有氧運動 （Continuous Aerobic Training，CAT），每次運動時間小于60 min，每周運動2～4 次，但CAT需要花費更多的時間和精力才能達到一定的鍛煉效果，因此省時高效的高強度間歇訓練（High-Intensity Interval Training，HIIT） 在青少年健康促進方面得到了極大的關注[2]。HIIT 指以大于或等于無氧閾或最大乳酸穩態的負荷強度進行多次持續時間為幾秒到幾分鐘的練習，且每兩次練習之間安排使練習者不足以完全恢復的靜息或低強度練習的訓練方法[3]。HIIT 因其運動持續時間短，運動強度大的特點，相比于CAT 更具有吸引力且更容易形成鍛煉習慣。當前HIIT 被廣泛地應用于普通人群和慢性病群體改善身體健康狀況，被認為是一種新興的有效身體鍛煉方式[4]。因此傳統的CAT 與HIIT 對青少年鍛煉效果的差異成為當前學界關注的熱點，但目前國內HIIT 被應用于青少年身體鍛煉的研究還十分有限，國外相關研究則比較成熟。基于此，研究將選取國內外HIIT 和CAT 對青少年身體成分及心肺適能影響的文獻進行Meta 分析，以期厘清HIIT 和CAT 在青少年群體的最新應用成果、方式及可行性。

1 研究方法

1.1 檢索策略

按照系統綜述和Meta 分析首選報告的條目（PRISMA）規定流程進行[5]，對高強度間歇訓練對健康青少年身體成分及心肺適能干預效果的隨機對照實驗和非隨機對照實驗進行檢索，文獻檢索和篩選方案為預先制定。在中國知網（CNKI）、PubMed、Web of Science、SPORTDiscus、ScienceDirect 數 據 庫 中 檢索文獻，以高強度間歇訓練 （“high-intensity interval training”“high-intensity intermittent training”“high-intensity interval exercise”“sprint interval training”“HIIT”“HIIE”“HIT”“SIT”）、持續有氧訓練（“continuous aerobic training”“continuous aerobic exercise”“continuous endurance training” “continuous endurance exercise” “aerobic endurance training” “aerobic exercise”“endurance training”“CAT”“AET”“ET”）、 青 少年（“adolescen”“teen*”“youth”“child”“children”“paediatric”“pediatric”“adolescen*”“juvenile*”）等為檢索詞進行檢索。最后一次檢索日期為2019年11月，以追溯法保證查找文獻的查全率。根據PRISMA 聲明中第8 條文獻檢索規定，選擇SPORTDiscus 數據庫說明檢索策略使用和檢索結果[4]。

1.2 納入和排除標準

納入標準：（1）實驗設計為隨機試驗或非隨機對照實驗；（2）受試者為健康青少年，年齡為8～17 歲；（3）干預措施為HIIT 和CAT；（4）結局指標為身體成分（體重、BMI、體脂率等）和心肺適能相關指標[最大攝氧量（VO2max）、峰值攝氧量（VO2peak）、收縮壓（Systolic Blood Pressure，SBP）、舒張壓（Diastolic Blood Pressure，DBP）]；（5）納入文獻以中文或英文為撰寫語言。

排除標準：（1）干預手段不包含HIIT 和CAT；（2）結局指標中不包含心肺適能相關指標；（3）受試者患有慢性病或為特殊人群；（4）受試者年齡小于8歲或超過17 歲；（5） 組間結局指標基線值存在顯著性差異；（6）結合其他手段共同進行干預。

1.3 文獻篩選與質量評價

文獻檢索與篩選由兩名研究人員進行，根據文獻納入與排除標準，獨立完成文獻的初篩和全文篩選，將結果進行比對和討論，產生不同意見時由第3名研究人員介入，以小組討論的方式決定是否納入該文獻。納入文獻的方法學質量評價根據PRISMA聲明[6]設計的8 個偏倚風險評估項目進行文獻質量評估：（1）明確的納入標準；（2）是否采用隨機分組；（3）組間基線值無顯著性差異；（4）對結果評價實施盲法；（5）受試者均按照方案接受干預；（6）說明受試者退出或缺失情況，缺失比例小于20%；（7）計算樣本量，且受試者人數滿足樣本量需求；（8）對各分組的結果、效應量、精確度進行報告。兩名研究者對每篇納入文獻進行偏倚風險評估。

1.4 數據提取

由上述的兩名研究人員分別對納入的文獻進行全面的閱讀，提取系統評價所需指標，并對結果進行比較與分析，存在爭議時由第3 名研究人員介入討論并做出最終決定。提取文獻信息包括：作者姓名、樣本特征、分組、研究時間、各分組的樣本量、干預方案、干預周期、干預頻率以及結局指標。

1.5 統計學分析

運用Revman5.3 軟件進行異質性檢驗、 數據合并、亞組分析，繪制森林圖和漏斗圖。研究納入的結局指標為連續性變量，對提取的數據效應指標進行合并分析，使用加權標準差（Weight Mean Difference，WMD）或標準均數差（Standardized Mean Differences，SMD）表示，并計算其95%可信區間（CI）作為結果的效應尺度，根據結局指標評價標準的差異以及結局指標評價單位一致情況來選擇WMD 和SMD 進行分析。以Q 統計量和I2統計量進行異質性檢驗，森林圖中“Chi”代表Q 統計量結果，“I2”值代表I2統計量。使用Q 檢驗時，如果P＜0.10 可認為存在異質性； 使用I2統計量時，I2≤25%代表不存在異質性，25%＜I2≤50%代表輕度異質性，50%＜I2≤75%為中度異質性，I2＞75%代表高度異質性。當異質性I2≥50%時，納入文獻之間存在異質性，采用隨機效應模型合并數據，當I2≥75%時，表明納入文獻結果之間存在較大異質性，進行亞組分析和敏感性分析對異質性產生原因進行深入分析，反之若異質性I2≤50%，采用固定效應模型[6]。本文的發表偏倚通過漏斗圖檢驗，Cochrane 系統評價手冊中提出漏斗圖允許系統評價者進行目測評估，判斷一篇Meta分析是否存在小樣本研究效應，對于以均數差表示干預措施療效的連續性結局指標，漏斗圖及漏斗圖不對稱的統計檢驗是有效的[7]。敏感性分析首先通過采用固定效應模型代替隨機效應模型，觀測效應量等結果是否一致；其次，通過每次去除1 篇納入文獻，檢測單篇文獻是否顯著影響合并效應量。本文使用Revman5.3 和Excel 軟件對數據進行處理，文中所有統計學分析結果均使用雙側檢驗，除異質性Q 統計量取P＜0.1 為顯著性水平，其余統計量檢驗均已P＜0.05 為有統計學差異。

2 文獻納入及質量評價

2.1 文獻檢索及篩選情況

通過數據庫檢索和追溯相關文章參考文獻所得相關文獻共292 篇，根據納入和排除標準，通過閱讀摘要和全文，最終排除278 篇文獻，納入14 篇文獻，文獻篩選過程如圖1 所示。

圖1 文獻篩選流程Figure1 Literature Screening Process

2.2 文獻提取結果

根據Cochrane 手冊中的建議，分別提取文獻的作者名稱、樣本特征、分組、研究樣本量、干預方案、干預頻率、干預周期及結局指標，其中結局指標只提取本研究需要的相關指標。最終納入14 篇文獻（表1），其中Kargarfard* 等[8]分別對20 名正常體重和20 名肥胖青少年進行隨機對照實驗，討論HIIT與CAT 對肥胖青少年與正常體重青少年身體成分及心肺適能的干預情況，因此在文獻納入時將其拆分為兩份研究報告。納入的剩余14 篇文獻中，實驗對象為肥胖和正常體重青少年的文獻各有7 篇。納入的14 篇文獻HIIT 組樣本量為201 人，CAT 組樣本量為180 人。

表1 符合納入標準的文獻基本特征Table1 Basic Characteristics of the Articles Included in the Study

續表1

2.3 文獻發表偏倚風險質量評價

納入文獻的發表偏倚風險評價詳見表2，對14篇納入文獻進行詳細的偏倚風險評價，其中3 篇為低風險 （7-8），11 篇為中度風險 （4-6），平均值為5.71，納入的文獻中整體發表偏倚風險較低。15 篇文獻中只有7 篇文獻對主要的指標評價者實施盲法，仍然存在一定程度的發表偏倚風險。

表2 納入文獻的偏倚風險評價Table2 Risk of Bias Assessment for the Included Articles

3 研究結果

通過納入文獻的研究發現，青少年作為實驗對象常被分為健康青少年和肥胖青少年兩類，Kargarfard* 等[8]分別將20 名正常體重和20 名肥胖青少年分別進行隨機對照實驗，討論HIIT 與CAT對肥胖青少年與正常體重青少年身體成分及心肺適能的干預情況，在同樣的干預情況下，由于實驗對象的不同最終結果存在差異，因此本研究在分析HIIT與CAT 對青少年心肺適能和身體成分的影響中，將青少年分為健康青少年和肥胖青少年兩個亞組進行分析。

3.1 HIIT 與CAT 對青少年身體成分的影響

HIIT 與CAT 在對青少年身體成分的干預效果上有明顯的作用，但是兩種方法在其訓練強度、訓練形式、 持續時間等方面存在明顯差異。HIIT 是一種負荷強度大于無氧閾或最大乳酸穩態的訓練方法，每組的持續時間相對較短，不完全恢復間歇后進行下一組訓練[3]，而CAT 則是強度負荷控制在60%～70%VO2max，持續時間小于60 min，一般常為低強度持續訓練[22]。兩種訓練方法對青少年人群身體成分的干預效果仍是當前學界的爭議熱點，研究通過納入國內外對于HIIT 與CAT 對青少年身體成分影響效果的文獻進行Meta 分析，探討HIIT 與CAT 對青少年身體成分干預的差異情況。通過選取體重、體脂率、BMI 身體質量指數作為Meta 分析的結局指標。在隨機實驗中體重、 體脂率、BMI 等指標最終數值越小代表的所在組別的訓練方法效果越明顯，因此HIIT 組優于CAT 組時的效應量為負值，即無效基線左邊代表HIIT 組干預效果好。以上相關指標作為Meta 分析的結局指標，通過對不同結局指標的文獻進行分類納入，對Meta 分析結果及納入10 項研究以上進行發表偏倚分析。

3.1.1 體重指標效應量

體重指標效應量的Meta 分析共納入10 項研究，將青少年分為健康青少年和肥胖青少年兩個亞組，如圖2 所示。Meta 分析結果得出，納入研究總體上不存在異質性 （I2=0%，P＞0.1）。采用固定效應模型得到的合并研究總效應量與95%CI 為0.08[-1.44,1.60]，P＞0.05，未達到顯著水平，HIIT 與CAT 對青少年體重的干預效果相似。對健康青少年亞組進行分析，健康青少年亞組共4 項研究，納入的研究總體上不存在異質性（I2=0%，P＞0.1），合并研究效應量及95%CI為1.06[-1.01,3.12]，P＞0.05，未達到顯著水平，HIIT 與CAT 對健康青少年體重的干預效果無顯著性差異，但CAT 對青少年體重干預的總效應量優于HIIT。對肥胖青少年亞組進行分析，肥胖青少年亞組共納入了6 項研究，納入研究的總體上不存在異質性（I2=0%，P＞0.1），合并效應量及95%CI 為-1.06[-3.31,1.18]，P＞0.05，未達到顯著水平，HIIT 與CAT 對健康青少年體重的干預效果無顯著性差異，但HIIT 對肥胖青少年體重總體效應量優于CAT。由圖3 可知，納入的研究總體關于無效基線對稱，HIIT 與CAT 對青少年體重的干預Meta 分析納入的10 項研究不存在明顯的發表偏倚。

圖2 HIIT 與CAT 對青少年體重的影響Figure2 Effects of HIIT and CAT on Adolescent Weight

圖3 體重指標發表偏倚漏斗圖Figure3 Funnel Chart of the Body Weight Index Publication Bias

3.1.2 體脂率指標效應量

體脂率指標效應量的Meta 分析共納入8 項研究，將青少年分為健康青少年和肥胖青少年兩個亞組，如圖4 所示。Meta 分析結果得出，納入研究總體上存在輕度異質性（I2=35%，P＞0.1）。采用固定效應模型得到的合并研究總效應量與95%CI 為-1.42[-2.59,-0.26]，P＜0.05，存在顯著性差異，即HIIT與CAT 組對青少年體脂率有明顯的干預效果，并且HIIT 對體脂率的干預效果優于CAT。對健康青少年亞組進行分析，健康青少年亞組共3 項研究，納入研究的總體上不存在異質性（I2=0%，P＞0.1），合并研究效應量及95%CI 為1.52[-1.86,4.91]，P＞0.05，未達到顯著水平，HIIT 與CAT 對健康青少年體脂率的干預效果無顯著性差異，但對青少年體脂率干預的總效應量，CAT 優于HIIT。對肥胖青少年亞組進行分析，肥胖青少年亞組共納入了5 項研究，納入研究的總體上存在輕度異質性（I2=39%，P＞0.1），合并效應量及95%CI 為-1.82[-3.06,-0.58]，P＜0.05，存在非常顯著性差異，HIIT 與CAT 對肥胖青少年體脂率的干預效果有非常顯著差異，并且HIIT 對肥胖青少年體脂率的干預效果優于CAT。由于納入的研究總數少于10 項，因此未做漏斗圖評價發表偏倚[23]。

圖4 HIIT 與CAT 對青少年體脂率的影響Figure4 Influence of HIIT and CAT on Adolescent Body Fat Rate

3.1.3 BMI 指標效應量

BMI 指標效應量的Meta 分析共納入11 項研究，由于HIIT 和CAT 對青少年BMI 指標的干預效應量存在差異，因此將青少年分為健康青少年和肥胖青少年兩個亞組，如圖5 所示。Meta 分析結果得出，納入研究總體上存在輕度異質性（I2=30%，P＞0.1）。采用固定效應模型得到的合并研究總效應量與95%CI 為0.02[-0.21,0.26]，P＞0.05，差 異 性 不 顯 著，即HIIT 與CAT 對青少年BMI 的干預效果類似。將青少年分為健康青少年和肥胖青少年兩個亞組，分別進行分析。對健康青少年亞組進行分析，健康青少年亞組共4 項研究，納入研究總體上不存在異質性（I2=1%，P＞0.1），合并研究效應量及95%CI 為0.15[-0.22,0.53]，P＞0.05，未達到顯著水平，HIIT 與CAT 對健康青少年體脂率的干預效果無顯著性差異，但對青少年體脂率干預的總效應量CAT 優于HIIT。對肥胖青少年亞組進行分析，肥胖青少年亞組共納入了7 項研究，納入的研究總體上存在輕度異質性 （I2=42%，P＞0.1），合并效應量及95%CI 為-0.06[-0.37,0.25]，P＞0.05，差異性不顯著，即HIIT與CAT 對肥胖青少年體脂率的干預效果無差異，但HIIT 對肥胖青少年體脂率的干預總效應量優于CAT。將HIIT 與CAT 對青少年BMI 干預的Meta 分析納入的研究進行發表偏倚分析，圖6 為BMI 指標的發表偏倚漏斗圖，由于運用隨機效應模型，因此圖上兩側無漏斗虛線。由圖6 可知，納入研究總體上關于無效基線對稱，納入研究之間不存在明顯的發表偏倚。

3.2 HIIT 與CAT 對青少年心肺適能的影響

心肺適能是指心血管機能或有氧能力，是人體的心臟、肺部、血管等組織的功能[24]。選取VO2max、VO2peak、SBP、DBP 作為評價心肺適能的指標，研究通過納入國內外對于HIIT 與CAT 對青少年心肺適能影響效果的文獻進行Meta 分析，探討HIIT 與CAT對青少年身體成分干預的差異情況。在隨機實驗中VO2max、VO2peak、SBP、DBP 等 指 標 最 終 數 值 越 大 代 表所在組別的訓練方法效果越明顯，因此HIIT 組優于CAT 組時的效應量為正值，即無效基線右邊代表HIIT 組干預效果好。由于Meta 分析中只能夠對納入10 項研究才能進行發表偏倚分析，且以上指標的Meta 分析過程中納入的研究數量均少于10 項，故不能進行文獻發表偏倚分析[23]。

圖5 HIIT 與CAT 對青少年BMI 的影響Figure5 Effects of HIIT and CAT on Adolescent BMI

圖6 BMI 指標的發表偏倚漏斗圖Figure6 Funnel Chart of BMI Publication Bias

3.2.1 VO2max 指標效應量

VO2max指標效應量的Meta 分析一共納入8 項研究，將青少年分為健康青少年和肥胖青少年兩個亞組，如圖7 所示。Meta 分析結果得出，納入研究總體上存在中度異質性 （I2=69%，P＜0.1）。由于異質性I2≥50%，因此采用隨機效應模型進行Meta 分析，合并研究總效應量與95%CI 為0.65[0.05,1.26]，P＜0.05，存在顯著性差異，即HIIT 與CAT 組對青少年VO2max有明顯的干預效果，并且HIIT 對VO2max的干預效果優于CAT。對健康青少年亞組進行分析，健康青少年亞組共3 項研究，納入的研究總體上存在高度異質性（I2=87%，P＜0.1），產生異質性的原因為納入研究的數量較少，不同研究間的效應量存在差異。健康青少年亞組合并研究效應量及95%CI為1.12[-0.68,2.93]，P＞0.05，未達到顯著水平，HIIT與CAT 對健康青少年VO2max的干預效果無顯著性差異，但對青少年體脂率干預的總效應量HIIT 優于CAT。對肥胖青少年亞組進行分析，肥胖青少年亞組共納入了5 項研究，納入研究總體上存在輕度異質性（I2=43%，P＞0.1），合并效應量及95%CI 為0.52[-0.01,1.04]，P=0.05，存 在 顯 著 性 差 異，HIIT 與CAT 對肥胖青少年VO2max的干預效果存在顯著性差異，并且HIIT 對肥胖青少年VO2max的干預效果優于CAT。

圖7 HIIT 與CAT 對青少年VO2max 的影響Figure7 Effects of HIIT and CAT on Adolescent VO2max

3.2.2 VO2peak 指標效應量

VO2peak指標效應量的Meta 分析一共納入5 項研究，并且5 項研究中實驗對象都為健康青少年，結果如圖8 所示。Meta 分析結果得出，納入研究總體上不存在異質性（I2=0%，P＞0.1）。采用固定效應模型得到的合并研究總效應量與95%CI 為0.51[-1.57,2.60]，P＞0.05，差異不顯著，即在統計學意義上，HIIT 與CAT 對健康青少年VO2peak的干預效果無顯著性差異，但HIIT 對青少年VO2peak的干預效果優于CAT。

圖8 HIIT 與CAT 對青少年VO2peak 的影響Figure8 Effect of HIIT and CAT on Adolescent VO2peak

3.2.3 SBP 指標效應量

SBP 指標效應量的Meta 分析一共納入6 項研究，將青少年分為健康青少年和肥胖青少年兩個亞組，如圖9 所示。Meta 分析結果得出，納入研究總體上存在中度異質性（I2=70%，P＜0.1）。采用隨機效應模型得到的合并研究總效應量與95%CI 為-0.55[-3.60,2.50]，P＞0.05，在統計學意義上HIIT 與CAT 對青少年SBP 的干預效果無顯著性差異，但CAT 對SBP 的干預效果優于HIIT。對健康青少年亞組進行分析，健康青少年亞組共2 項研究，納入的研究總體上存在輕度異質性（I2=37%，P＞0.1），合并研究效應量及95%CI 為-1.44[-6.42,3.55]，P＞0.05，干預效果無顯著性差異，但CAT 對青少年SBP 干預的總效應量優于HIIT。對肥胖青少年亞組進行分析，肥胖青少年亞組共納入了4 項研究，納入研究的總體上存在中度異質性 （I2=71%，P＜0.05），合并效應量及95%CI 為-0.28[-4.28,3.73]，P＞0.05，差異不顯著，HIIT與CAT 對肥胖青少年SBP 的干預效果無顯著性差異，但CAT 對肥胖青少年體脂率的干預效果優于HIIT。

圖9 HIIT 與CAT 對青少年SBP 的影響Figure9 Effects of HIIT and CAT on Adolescent SBP

3.2.4 DBP 指標效應量

DBP 指標效應量的Meta 分析一共納入6 項研究，如圖10 所示。Meta 分析結果得出，納入研究總體上不存在異質性（I2=1%，P＞0.1）。采用隨機效應模型得到的合并研究總效應量與95%CI 為1.15[-0.09,2.39]，P＞0.05，在統計學意義上HIIT 與CAT 對青少年DBP 的干預效果不存在顯著性差異，但HIIT 對DBP 的干預效果優于CAT。將青少年分為健康青少年和肥胖青少年兩個亞組，對健康青少年亞組進行分析，健康青少年亞組共納入2 項研究，納入研究的總體上存在中度異質性 （I2=69%，P＜0.1），合并研究效應量及95%CI 為2.75 [-2.26,7.76]，P＞0.05，HIIT與CAT 對健康青少年DBP 的干預效果無顯著性差異，但HIIT 對青少年DBP 干預的總效應量優于CAT。對肥胖青少年亞組進行分析，肥胖青少年亞組共納入了4 項研究，納入的研究之間不存在異質性（I2=0%，P＞0.05），合并效應量及95%CI 為0.92 [-0.53,2.73]，P＞0.05，差異不顯著，HIIT與CAT 對肥胖青少年DBP 的干預效果無顯著性差異，但HIIT 對肥胖青少年體脂率的干預效果優于CAT。

圖10 HIIT 與CAT 對青少年DBP 的影響Figure10 Effects of HIIT and CAT on Adolescent DBP

4 討論與分析

通過定量評估HIIT 與CAT 兩種運動干預方式對8～17 歲青少年身體成分的改善情況，選取體重、體脂率以及BMI 作為評價身體成分的指標進行Meta 分析。HIIT 與CAT 對青少年體重、BMI 指標的改善情況相同，HIIT 對體脂率的改善效果優于CAT。體重、體脂率以及BMI 是肥胖干預中常用的結局指標，在統計學意義上，HIIT 與CAT 對體重和BMI 的干預效果差異不顯著，對體脂率的干預效果差異性顯著。通過亞組分析發現，HIIT 對于肥胖青少年身體成分的干預效果優于CAT，相關研究討論了8 周HIIT 與CAT 對于肥胖青少年和健康青少年的干預效果，最終結果表明，HIIT 對于肥胖青少年身體成分的干預效果優于CAT；但對于健康青少年而言，CAT 對身體成分的干預效果優于HIIT[8]。究其原因，HIIT 與CAT 對于青少年身體成分的干預機制并不相同。有研究提出HIIT 干預青少年身體成分主要是通過促進能量消耗和食欲抑制[25]，而CAT 對于青少年身體成分的干預機制更多的是能量消耗。另一學者通過設計對照實驗發現通過HIIT 與CAT 對青少年身體成分進行干預，實驗后HIIT 組比CAT組的能量攝入有明顯的減少[26]。總結得出，HIIT 相比于CAT 能夠通過發揮高強度后大腦對高能量物質產生的抑制反應，對飲食的總能量攝入進行合理調節。因此在對青少年身體成分的干預中，HIIT 相較與CAT 能發揮更明顯的效果，尤其是在針對肥胖青少年肥胖問題中，HIIT 的效果優于CAT。

HIIT 相較于CAT 對群體的心肺適能的改善作用已得證實[27]，但對于HIIT 與CAT 對青少年心肺適能的干預效果的差異，當前學界并未取得統一的結論，目前的實驗研究結果并不一致。研究結果對納入的研究進行分析，發現HIIT 與CAT 對青少年心肺適能的干預效果無顯著性差異，但是HIIT 對青少年心肺適能相關指標的效應量優于CAT。VO2max作為心肺適能的主要評價指標，已有研究表明，HIIT干預健康成人的VO2max效果優于CAT[28]，即HIIT 對于健康成人的心肺適能提升效果優于CAT。HIIT 相較于CAT 在對VO2max的影響上更能夠引起中樞適應（心血管）和外周適應（骨骼肌）的反應，對于中樞適應機制而言，HIIT 能夠引起氧利用率的增加，提高工作肌氧氣輸送效率； 對于外周適應機制而言，HIIT 能夠引起肌肉氧化能力和線粒體數量的增加，從而引起外周適應機制的變化[29]。因此HIIT 相比于CAT 更能夠引起青少年中樞適應機制和外周適應機制的反應，最終達到改善青少年心肺適能的效果。因此青少年在提高心肺適能的訓練方案選擇中，可以將HIIT 作為傳統CAT 的替代方案。

5 結論

研究對HIIT 與CAT 對青少年身體成分及心肺適能的影響進行Meta 分析。HIIT 與CAT 對青少年體重和BMI 的干預效果無顯著性差異，對體脂率的干預效果存在顯著性差異。HIIT 與CAT 對青少年VO2max、VO2peak、SBP 和DBP 的 干 預 效 果 在 統 計 學 上無 顯 著 性 差 異，但HIIT 對 青 少年VO2max、VO2peak和DBP 總體效應量上優于CAT，CAT 對青少年SBP的總效應量優于HIIT。研究在討論分析HIIT 與CAT 對青少年身體成分和心肺適能的干預效果差異時，根據納入文獻的具體情況將青少年分為健康青少年和肥胖青少年兩個亞組，發現HIIT 與CAT對肥胖青少年和健康青少年的身體成分與心肺適能的影響效果上存在差異。后續的研究可以探討具體的HIIT 方案對青少年身體成分及心肺適能的干預效果。