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阻力運動介入對維持性血液透析患者肌少症和營養狀況的影響：一項薈萃分析

李 Li 1 , 2 , ∗ Li 1 , 2 , ∗ Li^(1,2,**)\mathrm{Li}^{1,2, *}、小欖 Ma 1 , 3 , ∗ Ma 1 , 3 , ∗ Ma^(1,3,**)\mathrm{Ma}^{1,3, *}, 春燕 Xie 2 Xie 2 Xie^(2)\mathrm{Xie}^{2}和亞敏 Li 2 Li 2 Li^(2)\mathrm{Li}^{2}  1 1 ^(1){ }^{1}新疆醫科大學第一附屬醫院泌尿外科，新疆烏魯木齊 2 2 ^(2){ }^{2}中南大學湘雅二醫院臨床護理教學室，中國湖南省長沙市 3 3 ^(3){ }^{3}新疆醫科大學護理學院，新疆烏魯木齊，中國* 這些作者對這項工作做出了同等貢獻。

投稿日期：2023 年 10 月 9 日
接受日期：2024 年 1 月 17 日
發布日期：2024 年 2 月 5 日
通訊作者：李莉，1311016216@qq.com 
李亞敏aminny@csu.edu.cn
學術編輯
Cristina Capusa
附加資訊和聲明請參閱第 17 頁
DOI 10.7717/peerj。 16909
© 版權所有   
2024 李等人依據 Creative Commons CC-BY 4.0
分發
   

抽象的

背景：先前的統合分析表明，運動訓練可以改善患者的身體功能和健康。然而，阻力運動（RE）對改善患者身體機能和營養狀況的功效尚不明確。
目的：探討RE對維持性血液透析（MHD）患者肌少症及營養指標的影響。
設計：薈萃分析。
方法：從 PubMed、Web of Science、Embase、Cochrane、中國知網、萬方、中國科技期刊資料庫、CBM 等八個資料庫中檢索截至 2023 年 3 月 28 日的隨機對照試驗。使用 Cochrane 偏倚風險工具評估符合納入條件的文獻的偏倚風險。當檢測到高度異質性時，使用隨機效應模型。使用 Egger 測驗來評估出版偏見。此次審查是根據 PRISMA 指南進行的。使用建議評估、制定和評估分級方法評估證據的可靠性，並使用 Review Manager 5.4.1 軟體對收集的資料進行薈萃分析。
結果：確定了九項符合標準的研究，共納入 541 名患者。
主題：本篇回顧的結果顯示，RE 提高了患者的握力程度（平均差異（MD） = 4.39 , 95 % = 4.39 , 95 % =4.39,95%=4.39,95 \%信賴區間（CI）[3.14-5.64]； P < 0.00001 P < 0.00001 P < 0.00001P<0.00001), 步行6分鐘 ( MD = 40.71 , 95 % CI [ 8.92 − 72.49 ] ; P = 0.01 MD = 40.71 , 95 % CI [ 8.92 − 72.49 ] ; P = 0.01 MD=40.71,95%CI[8.92-72.49];P=0.01\mathrm{MD}=40.71,95 \% \mathrm{CI}[8.92-72.49] ; P=0.01）、肌肉量（MD = 4.50 , 95 % = 4.50 , 95 % =4.50,95%=4.50,95 \%CI [2.01-6.99]； P = 0.0004 P = 0.0004 P=0.0004P=0.0004)和血清白蛋白水平(MD = 3.16 , 95 % CI [ 1.13 − 5.19 ] ; P = 0.002 = 3.16 , 95 % CI [ 1.13 − 5.19 ] ; P = 0.002 =3.16,95%CI[1.13-5.19];P=0.002=3.16,95 \% \mathrm{CI}[1.13-5.19] ; P=0.002) 與對照組相比。然而，RE 對血紅素的改善（ MD = 1.69 , 95 % CI [ − 1.49 MD = 1.69 , 95 % CI [ − 1.49 MD=1.69,95%CI[-1.49\mathrm{MD}=1.69,95 \% \mathrm{CI}[-1.49至4.87]， P = 0.30 P = 0.30 P=0.30P=0.30)和膽固醇( MD = 2.33 , 95 % CI [ − 5.00 MD = 2.33 , 95 % CI [ − 5.00 MD=2.33,95%CI[-5.00\mathrm{MD}=2.33,95 \% \mathrm{CI}[-5.00至 9.65 ] , P = 0.53 ] , P = 0.53 ],P=0.53], P=0.53)水準在統計上並不顯著。
結論：抗阻運動（RE）對維持性血液透析（MHD）患者的肌肉功能與力量具有顯著改善效果。本項統合分析為 RE 在 MHD 患者肌肉功能與力量方面的療效提供了新見解。未來研究應考慮採用標準化的 RE 訓練模式並結合營養干預，以進一步評估其效果。後續仍需更多高質量研究驗證這些結果。
臨床實踐意義：本項統合分析確定了 RE 對血液透析患者肌肉力量、肌肉功能和步行能力的影響，並為臨床制定最佳干預時機、頻率、強度、模式及內容提供了依據。
患者或公眾參與聲明：本研究未涉及患者或公眾直接參與，因其不適用於本工作。本綜述已於國際系統評價與統合分析註冊平台（INPLASY）註冊（註冊號：INPLASY202340078）。
主題 實證醫學、腎臟病學、營養學、康復醫學、運動醫學 關鍵詞 阻力訓練、血液透析患者、肌肉減少症與營養狀況

  引言

維持性血液透析（MHD）是慢性腎臟病（CKD）患者最常見的治療形式（Zhu, 2022）。接受血液透析（HD）的患者受到透析頻率、持續時間和治療方式的限制，其身體活動水平和運動能力相對於正常人顯著降低。大多數透析患者養成了久坐的生活習慣，這使他們容易出現營養不良、代謝紊亂和肌肉減少症的表現（Wu, Hsu & Tzeng, 2022; Tayebi, Ramezani & Kashef, 2018; Li et al., 2021）。MHD 患者的肌肉減少症患病率在 13.7 % 13.7 % 13.7%13.7 \% 至 73.5 % 73.5 % 73.5%73.5 \% 之間（Dong, Zhang & Yin, 2019），而營養不良的患病率則在 22.4 % 22.4 % 22.4%22.4 \% 至 75 % 75 % 75%75 \% 之間（Wu, Wang & Zhou, 2019）。營養不良和肌無力在 MHD 患者中很常見，且營養不良是導致肌無力發展的重要原因之一（Kurajoh et al., 2022）。肌無力和營養不良可能導致患者出現認知功能障礙、骨折、跌倒、代謝紊亂、蛋白質能量消耗增加等不良狀況。 這些情況也可能導致生活品質下降、住院時間延長、死亡率及殘疾率上升（Shu 等人，2022；Giglio 等人，2018；Gregg 等人，2021；Lee 等人，2020）。
目前針對血液透析患者營養狀態的可用治療選項包括藥物治療、飲食療法、口服營養補充劑及運動療法。相關指南指出，有計劃地實施運動康復對於治療血液透析患者的營養不良至關重要；運動康復將提高他們的身體代謝率、促進肌肉合成並減少肌肉分解、改善其身體功能與營養狀態，幫助患者
體重控制、改善心血管健康、增加骨密度及減輕疼痛（Milam，2016；Zhang、Ma 與 Zuo，2021；Chan、Cheema 與 Fiatarone Singh，2007）。一份元報告（ Pu , 2018 Pu , 2018 Pu,2018\mathrm{Pu}, 2018 ）指出，運動能提升患者的生理功能與健康狀態。然而，運動對於患者營養狀況的改善效果尚不明確。抗阻運動（RE）能有效預防肌肉功能喪失；增強患者的肌力與肌肉量、生活品質及血液透析患者的營養狀態；並降低蛋白質能量消耗（Zelko 等人，2022；Deus 等人，2021；do Valle 等人，2020）。然而，我們的回顧顯示，關於 RE 對此族群營養狀態與肌力改善效果的研究結果存在分歧，部分研究報告營養指標內容有所提升（Yan、Zha 與 Peng，2022；Cai 等人，2022；Chung、Yeh 與 Liu，2017），而其他研究則未發現此類結果（Pu，2018；Dai 與 Ma，2021）。RE 是否能改善維持性血液透析患者的營養指標尚不明確。 因此，本研究主要旨在確定運動後維持性血液透析患者的肌少症與營養狀況之間的關係。

  材料與方法

本綜述遵循 PRISMA 指南、PRISMA 檢查表和 Cochrane 手冊進行元分析（見圖 1）。本研究的前瞻性方案已在國際系統性評價與元分析方案註冊平台（INPLASY: 202340078, DOI 10.37766/inplasy2023.4.0078）註冊。

Eligibility criteria 

資格標準遵循了人口、干預、對照和結果研究的原則。

Participants 

接受血液透析治療的患者，年齡 ≥ 18 ≥ 18 >= 18\geq 18 歲，透析治療時間為 ≥ 3 ≥ 3 >= 3\geq 3 個月。

Interventions 

阻力訓練持續至少8週，且運動頻率每週至少兩次。個人運動時間必須至少20分鐘。運動介入可在透析期間或透析間期進行。

Controls 

對照組採用常規護理。

感興趣的結果指標

  • 肌少症相關指標：肌肉功能（6分鐘步行測試）、肌力（握力）。;
  • Nutrition-related indicators: hemoglobin (Hb), serum albumin (ALB), etc.; 

Study type 

我們納入了隨機對照試驗（RCTs）。
圖 1 研究選擇流程的 PRISMA（系統評價和薈萃分析的首選報告項目）流程圖。
完整尺寸 DOI: 10.7717/peerj.16909/fig-1

  排除標準

我們排除了符合以下條件的文獻：(1) 綜述文獻；(2) 非隨機對照試驗；(3) 與當前研究內容不符的文獻；(4) 2000 年以前的文獻、無法獲取詳細數據、摘要及全文的文獻。

  檢索策略

兩位研究者根據檢索公式獨立進行文獻搜索，對納入研究存在的任何分歧由第三位研究者參與討論並解決。共檢索了八個數據庫：PubMed、Web of Science、Embase、Cochrane 以及中國國家知識基礎設施（CNKI）、萬方、維普和 CBM。檢索時間範圍從各數據庫創建至 2023 年 3 月 28 日。
中文檢索詞：維持性血液透析/血液透析；抗阻運動/抗阻訓練/阻力運動/阻力訓練；英文檢索詞：maintenance hemodialysis/maintenance dialysis/hemodialysis/dialysis/blood dialysis/MHD；resistance training/resistance exercise/resistive exercise/strength training/strength-
類型訓練/力量型運動/體能訓練（詳細檢索策略見補充文件1）。

  研究選擇

去除重複文獻後，兩位文獻篩查研究員（L, L.和 XL, M.）依據檢索策略，按照納入與排除標準獨立且分階段篩選潛在研究。

  數據提取

提取的數據包括以下內容：(1) 納入研究的基本特徵，如第一作者、年份和國家；(2) 納入研究的樣本量；(3) 納入研究的干預類型、強度、頻率和持續時間；(4) 納入研究的相應結果指標。
兩名研究人員（L, L. 和 XL, M）獨立使用預先設計的數據記錄表格從符合條件的文獻中提取數據。若無法提取數據，則聯繫作者獲取更多信息。數據提取過程中的任何分歧均由第三位作者（YM L）協助解決。

文獻質量評估與偏倚風險評價

兩位研究人員（XL, M 和 CY, X.）根據 Cochrane 協作組的 RCT 標準，獨立評估了每項符合條件研究的偏倚風險。我們通過討論或邀請其他文獻綜述作者參與來解決分歧。
我們基於以下幾點評估偏見風險：(1)隨機序列的生成，(2)分配隱藏，(3)參與者及工作人員的盲法，(4)盲法與結果評估，(5)不完整的結果數據，(6)選擇性結果報告，以及(7)其他偏見。評估的項目被分類為高風險、低風險及不明確。這些問題的結果以 Review Manager 5.4.1 繪製圖表並進行評估，並使用 Egger 檢驗來評估發表偏見。
此外，我們使用 Jada 量表評估了納入研究的質量，該量表包含以下四個條目：隨機序列的生成、隨機化隱藏的方法、盲法的實施，以及數據缺失和納入研究退出評估的原因。

證據整體品質的評估

我們通過 GRADE（推薦分級評估、制定與評價）系統中的 GRADE pro 工具評估了證據的整體質量。根據 GRADE 證據評級系統的特徵，如偏倚風險、不一致性、不精確性、間接性和發表偏倚等，將證據的整體質量分為高、中、低和極低四個等級。若五項指標中有一項被降級，則整體質量視為中等；若有兩項被降級則為低；若觀察到三項或以上降級則為極低。

  數據綜合

使用 Review Manager 5.4.1 軟體進行統計分析。納入研究的相關結果指標表均進行統計，單位及測量方法相同，以均數±標準差表示，以均數差為效應量，效應量以 95%置信區間（CI）表示。採用 I²和 P 值評估研究間的異質性大小，當研究間無統計學異質性（I²<50%，P>0.1）時，採用固定效應模型進行 Meta 分析；若研究間存在異質性（I²≥50%），則採用隨機效應模型進行 Meta 分析，並以 Z 檢驗對總效應值進行檢驗，若 P<0.05則認為結果具有統計學意義。進一步分析異質性來源後若仍存在異質性，則採用隨機效應模型合併效應量，並採用敏感性分析檢驗Meta分析結果的穩健性。

  結果

圖 1 中的 PRISMA 流程圖顯示了文獻的納入與排除過程。本研究共篩選了 2,138 篇文章（含 234 篇中文文獻與 1,904 篇英文文獻），最終納入 9 篇。圖 1 具體展示了篩選流程。

納入文獻的基本特徵（表1） 參與者特徵與干預措施

本綜述評估的運動類型主要為阻力訓練（RE）；干預措施主要包括熱身運動、伸展與屈曲練習及 RE。RE 形式包含沙袋負重、彈力帶訓練及阻力腳踏車運動。測量工具方面，採用 Borg 量表（ n = 7 n = 7 n=7n=7 ）與運動時心率低於最大心率 60 − 70 % 60 − 70 % 60-70%60-70 \% （ n = 1 n = 1 n=1n=1 ）的標準。有 1 篇文獻未提及運動強度測量方式。運動強度方面，受試者主要每週進行 2-3 次運動，每次約 30 − 45 30 − 45 30-4530-45 分鐘；對照組受試者主要接受常規照護。

  研究設計與場域設定

表1顯示了符合條件研究的特徵，共有541名個體參與此分析（干預組： n = 264 n = 264 n=264n=264 和對照組： n = 277 n = 277 n=277n=277 ）。本綜述包含來自全球六個國家的研究，包括美國（ n = 1 n = 1 n=1n=1 ）、澳大利亞（ n = 1 n = 1 n=1n=1 ）、韓國（ n = 1 n = 1 n=1n=1 ）、中國（ n = 5 n = 5 n=5n=5 ）和伊朗（ n = 1 n = 1 n=1n=1 ）。

文獻質量評估與偏倚風險評價

本研究納入了九項隨機對照試驗，其中六項詳細報告了隨機序列的生成方式。僅一項研究實現了分配隱藏和結果評估的受試者盲法，其餘八項研究被評為
Studies    國家 Years  Sample    干預類型   強度、頻率 Intervention duration  Outcomes  Literature quality score 
I C I C
  陳等人（2019年）   美國 2019 15 RE   常規護理 70-80% hazard ratio, Borg scale: 12-14 and 2-3/week, and 44 min    12週 (1)(2) 3
  張等人 (2020)   中國 2020 43 44 漸進式阻力訓練   常規護理 Borg scale: 10-13 and 2-3/week, 1-2 h    12週 (1)(2) 4
  Cheema 等人（2007 年）   澳大利亞 2007 24 25   阻力訓練   常規護理 Borg scale: 15-17, 3/week, no indication of duration of each exercise    12週 (2)(6) 5
  Song 與 Sohng（2012 年）   韓國 2012 20 20 漸進式阻力訓練   常規護理 博格量表11-15分，每週3次，每次30分鐘   12週 (1)(7)8 2
  蔡等人 (2022)   中國 2022 44   呼吸運動   常規護理 Exercise with heart rate no more than 60 − 70 % 60 − 70 % 60-70%60-70 \% of the maximum heart rate, three times a week, 3 / 3 / 3//3 / week, 45 min    24週 (1)(3)(4)(5)(6)(9) 3
  朱（2022年）   中國 2022 36 35   呼吸運動   常規護理 Borg scale: 11-13; the frequency and duration of weekly exercise were not stated    24週 (1)(4) 3
Dai \& Ma (2021)  Dai \& Ma   (2021)  {:[" Dai \& Ma "],[" (2021) "]:}\begin{gathered} \text { Dai \& Ma } \\ \text { (2021) } \end{gathered} China  2020 20 30 REs  Usual nursing  Borg scale: 11-13, 3/week, 40 min  24 weeks  (1)(4)(5)(6)(7)(8)(9) 4
Yan, Zha & Peng (2022)  China  2022 47 47 Progressive RE  Usual nursing  Borg scale: 12-14, 3-4/week, 40-50 min  12 weeks  (1)(4)(5) 3
 
Tayebi,
Ramezani & Kashef (2018)
Tayebi, Ramezani & Kashef (2018)| Tayebi, | | :--- | | Ramezani & Kashef (2018) |
 Iran  2018 17 17 Resistance training  Usual nursing  Intensity of the intervention and the duration of each exercise session were not stated, and frequency of intervention was 3/week  8 weeks  (1)(5)(6) 2
Studies Country Years Sample Type of intervention Intensity, frequency Intervention duration Outcomes Literature quality score I C I C Chan et al. (2019) America 2019 15 RE Usual nursing 70-80% hazard ratio, Borg scale: 12-14 and 2-3/week, and 44 min 12 weeks (1)(2) 3 Zhang et al. (2020) China 2020 43 44 Progressive resistance training Usual nursing Borg scale: 10-13 and 2-3/week, 1-2 h 12 weeks (1)(2) 4 Cheema et al. (2007) Australia 2007 24 25 Resistance Training Usual nursing Borg scale: 15-17, 3/week, no indication of duration of each exercise 12 weeks (2)(6) 5 Song & Sohng (2012) Korea 2012 20 20 Progressive Resistance Training Usual nursing Borg scale 11-15, 3/week, 30 min 12 weeks (1)(7)8 2 Cai et al. (2022) China 2022 44 REs Usual nursing Exercise with heart rate no more than 60-70% of the maximum heart rate, three times a week, 3// week, 45 min 24 weeks (1)(3)(4)(5)(6)(9) 3 Zhu (2022) China 2022 36 35 REs Usual nursing Borg scale: 11-13; the frequency and duration of weekly exercise were not stated 24 weeks (1)(4) 3 " Dai \& Ma (2021) " China 2020 20 30 REs Usual nursing Borg scale: 11-13, 3/week, 40 min 24 weeks (1)(4)(5)(6)(7)(8)(9) 4 Yan, Zha & Peng (2022) China 2022 47 47 Progressive RE Usual nursing Borg scale: 12-14, 3-4/week, 40-50 min 12 weeks (1)(4)(5) 3 "Tayebi, Ramezani & Kashef (2018)" Iran 2018 17 17 Resistance training Usual nursing Intensity of the intervention and the duration of each exercise session were not stated, and frequency of intervention was 3/week 8 weeks (1)(5)(6) 2| Studies | Country | Years | Sample | | Type of intervention | | Intensity, frequency | Intervention duration | Outcomes | Literature quality score | | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | | | | | I | C | I | C | | | | | | Chan et al. (2019) | America | 2019 | | 15 | RE | Usual nursing | 70-80% hazard ratio, Borg scale: 12-14 and 2-3/week, and 44 min | 12 weeks | (1)(2) | 3 | | Zhang et al. (2020) | China | 2020 | 43 | 44 | Progressive resistance training | Usual nursing | Borg scale: 10-13 and 2-3/week, 1-2 h | 12 weeks | (1)(2) | 4 | | Cheema et al. (2007) | Australia | 2007 | 24 | 25 | Resistance Training | Usual nursing | Borg scale: 15-17, 3/week, no indication of duration of each exercise | 12 weeks | (2)(6) | 5 | | Song & Sohng (2012) | Korea | 2012 | 20 | 20 | Progressive Resistance Training | Usual nursing | Borg scale 11-15, 3/week, 30 min | 12 weeks | (1)(7)8 | 2 | | Cai et al. (2022) | China | 2022 | | 44 | REs | Usual nursing | Exercise with heart rate no more than $60-70 \%$ of the maximum heart rate, three times a week, $3 /$ week, 45 min | 24 weeks | (1)(3)(4)(5)(6)(9) | 3 | | Zhu (2022) | China | 2022 | 36 | 35 | REs | Usual nursing | Borg scale: 11-13; the frequency and duration of weekly exercise were not stated | 24 weeks | (1)(4) | 3 | | $\begin{gathered} \text { Dai \& Ma } \\ \text { (2021) } \end{gathered}$ | China | 2020 | 20 | 30 | REs | Usual nursing | Borg scale: 11-13, 3/week, 40 min | 24 weeks | (1)(4)(5)(6)(7)(8)(9) | 4 | | Yan, Zha & Peng (2022) | China | 2022 | 47 | 47 | Progressive RE | Usual nursing | Borg scale: 12-14, 3-4/week, 40-50 min | 12 weeks | (1)(4)(5) | 3 | | Tayebi, <br> Ramezani & Kashef (2018) | Iran | 2018 | 17 | 17 | Resistance training | Usual nursing | Intensity of the intervention and the duration of each exercise session were not stated, and frequency of intervention was 3/week | 8 weeks | (1)(5)(6) | 2 |
Note: 
(1) Grip strength; (2) 6 min walk test; (3) muscle tissue mass; (4) Hb; (5) ALB; (6) BMI; (7) cholesterol; (8) low density lipoprotein (LDL); (9) urea clear index. 
Figure 2 Review authors judgments about each risk of bias item presented as percentages across all included studies. 
Full-size DOI: 10.7717/peerj.16909/fig-2 
unclear. Of the nine included studies, one had incomplete data results because its control group, one was rated as high risk because of the significant difference in the number of missed visits in its control and trial groups, and eight were rated as low risk. The risk of bias for each trial was assessed using the Cochrane risk-of-bias tool (Figs. 2 and 3). We also 
Figure 3 Reviewer’ judgments about each risk of bias item for each included study. 
Full-size DOI: 10.7717/peerj.16909/fig-3 
Note: data input format theta se_theta assumed. 
Egger’s test for small-study effects: 
Regress standard normal deviate of intervention 
effect estimate against its standard error 
Test of H0: no small-study effects P = 0.086 P = 0.086 quad P=0.086\quad P=0.086 
Figure 4 Egger’s test plot of grip strength. 
Full-size DOI: 10.7717/peerj.16909/fig-4 
used the Jada scale to assess the quality of the included literature. If the score was less than or equal to three, a study was considered of low quality; a score greater than or equal to four indicated a high quality. The scores are shown in Table 1. 

Publication bias assessment 

Egger’s test revealed no significant publication bias between studies (Fig. 4). 

Results of GRADE evaluation of outcome indicators (Table 2) 

META-ANALYSIS RESULTS 

Indexes related to sarcopenia 

Grip strength 

Changes in grip strength were assessed in seven of nine studies (Tayebi, Ramezani & Kashef, 2018; Yan, Zha & Peng, 2022; Cai et al., 2022; Dai & Ma, 2021; Chan et al., 2019; Song & Sohng, 2012; Zhang et al., 2020) that included 421 patients. A total of 204 patients were assigned to the exercise group and 217 patients to the control group. They were analyzed using a fixed-effects model due to significant heterogeneity ( I 2 = 0 % , P = 0.77 I 2 = 0 % , P = 0.77 I^(2)=0%,P=0.77\mathrm{I}^{2}=0 \%, P=0.77 ). Meta-analysis showed that RE increased the grip strength of patients (MD = 4.39 , 95 % CI = 4.39 , 95 % CI =4.39,95%CI=4.39,95 \% \mathrm{CI} [3.14-5.64], P < 0.00001 P < 0.00001 P < 0.00001P<0.00001 ), with a statistically significant difference (Fig. 5A). 

Six-min walk test 

Among the nine studies, three (Chan et al., 2019; Zhang et al., 2020; Cheema et al., 2007) evaluated changes in the 6 min walk trial involving 164 patients. A total of 80 and 84 patients were assigned to the exercise and control groups, respectively. No heterogeneity was observed between studies ( I 2 = 42 % , P = 0.18 I 2 = 42 % , P = 0.18 I^(2)=42%,P=0.18\mathrm{I}^{2}=42 \%, P=0.18 ). Thus, a fixed-effects model was used for analysis. Meta-analysis showed that RE improved the patients’ ability to walk for 6 min (MD = 40.71 , 95 % CI [ 8.92 − 72.49 ] , P = 0.01 = 40.71 , 95 % CI [ 8.92 − 72.49 ] , P = 0.01 =40.71,95%CI[8.92-72.49],P=0.01=40.71,95 \% \mathrm{CI}[8.92-72.49], P=0.01 ), with a statistically significant difference (Fig. 5B). 

Muscle mass 

Two studies (Cai et al., 2022; Dai & Ma, 2021) reported the effect of RE on muscle mass of 138 patients, that is, 64 patients in the exercise group and 74 in the control group. The heterogeneity test yielded I 2 = 0 % I 2 = 0 % I^(2)=0%\mathrm{I}^{2}=0 \% and P = 0.97 P = 0.97 P=0.97P=0.97, and thus, a fixed-effects model was used for the analysis. The meta-analysis showed that RE increased the muscle mass of patients (MD = 4.50 , 95 % CI [ 2.01 − 6.99 ] , P = 0.0004 = 4.50 , 95 % CI [ 2.01 − 6.99 ] , P = 0.0004 =4.50,95%CI[2.01-6.99],P=0.0004=4.50,95 \% \mathrm{CI}[2.01-6.99], P=0.0004 ), with a statistically significant difference (Fig. 5C). 

  營養指標

  血紅蛋白

Exactly four of the nine studies (Zhu, 2022; Yan, Zha & Peng, 2022; Cai et al., 2022; Dai & Ma , 2021) reported changes in Hb levels caused by RE in 303 patients, in which 147 patients were assigned to the exercise group and 156 to the control group. Given the 
表 2 結果指標的 GRADE 評價結果
Certainty assessment    患者數量   效果   確定性   重要性
  研究數量   研究設計   偏差風險 Inconsistency    間接性   不精確性 Other considerations  RE Usual care    相對值（95% CI） Absolute (95% CI) 
  握力
7   隨機對照試驗   嚴重   不嚴重   不嚴重   不嚴重   無 204 217 -
 
MD 4.39 higher
(3.14 higher to 5.64 higher)
MD 4.39 higher (3.14 higher to 5.64 higher)| MD 4.39 higher | | :--- | | (3.14 higher to 5.64 higher) |
   ⊕ ⊕ ⊕ ◯ ⊕ ⊕ ⊕ ◯ o+o+o+◯\oplus \oplus \oplus \bigcirc 中度
o+o+o+◯ Moderate| $\oplus \oplus \oplus \bigcirc$ | | :--- | | Moderate |
  六分鐘步行測試
3   隨機對照試驗   嚴重   不嚴重   不嚴重   不嚴重   無 80 84 -
 
MD 40.71 higher
(8.92 higher to 72.49 higher)
MD 40.71 higher (8.92 higher to 72.49 higher)| MD 40.71 higher | | :--- | | (8.92 higher to 72.49 higher) |
   ⊕ ⊕ ⨁ ◯ ⊕ ⊕ ⨁ ◯ o+o+bigoplus◯\oplus \oplus \bigoplus \bigcirc 中度
o+o+bigoplus◯ Moderate| $\oplus \oplus \bigoplus \bigcirc$ | | :--- | | Moderate |
  肌肉量
2   隨機對照試驗   嚴重   不嚴重   不嚴重   不嚴重   無 64 74 -
 
MD 4.5 higher
(2.01 higher to 6.99 higher)
MD 4.5 higher (2.01 higher to 6.99 higher)| MD 4.5 higher | | :--- | | (2.01 higher to 6.99 higher) |
   ⊕ ⊕ ⨁ ◯ ⊕ ⊕ ⨁ ◯ o+o+bigoplus◯\oplus \oplus \bigoplus \bigcirc 中度
o+o+bigoplus◯ Moderate| $\oplus \oplus \bigoplus \bigcirc$ | | :--- | | Moderate |
  血紅蛋白
4   隨機對照試驗   嚴重   嚴重   不嚴重   嚴重   無 147 156 -
MD 高出 1.69（範圍：低 1.49 至高 4.87）
MD 1.69 higher (1.49 lower to 4.87 higher)| MD 1.69 higher | | :--- | | (1.49 lower to 4.87 higher) |
   ⊕ ◯ ◯ ◯ ⊕ ◯ ◯ ◯ o+◯◯◯\oplus \bigcirc \bigcirc \bigcirc 非常低
o+◯◯◯ Very low| $\oplus \bigcirc \bigcirc \bigcirc$ | | :--- | | Very low |
ALB
4   隨機對照試驗   嚴重   嚴重   不嚴重   不嚴重   無 128 138 -
MD 值高出 3.16（高出 1.13 至 5.19）
MD 3.16 higher (1.13 higher to 5.19 higher)| MD 3.16 higher | | :--- | | (1.13 higher to 5.19 higher) |
   ⊕ ⊕ ◯ ◯ ⊕ ⊕ ◯ ◯ o+o+◯◯\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc 低
o+o+◯◯ Low| $\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc$ | | :--- | | Low |
  尿素清除指數
2 2 22   隨機對照試驗   嚴重   不嚴重   不嚴重   嚴重   無 44 55 -
 
MD 0.08 lower
( 0.23 lower to 0.07 higher)
MD 0.08 lower ( 0.23 lower to 0.07 higher)| MD 0.08 lower | | :--- | | ( 0.23 lower to 0.07 higher) |
⊕ ⊕ ◯ ◯ ⊕ ⊕ ◯ ◯ o+o+◯◯\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc
  低
o+o+◯◯ Low| $\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc$ | | :--- | | Low |
LDL
2   隨機對照試驗   嚴重   不嚴重   不嚴重   嚴重   無 40 50 -
 
MD 1.33 higher
(4.12 lower to 6.77 higher)
MD 1.33 higher (4.12 lower to 6.77 higher)| MD 1.33 higher | | :--- | | (4.12 lower to 6.77 higher) |
   ⊕ ⊕ ◯ ◯ ⊕ ⊕ ◯ ◯ o+o+◯◯\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc 低
o+o+◯◯ Low| $\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc$ | | :--- | | Low |
BMI
3 3 33   隨機對照試驗   嚴重   非常嚴重   不嚴重   不嚴重   無 88 99 -
 
MD 1.46 higher
( 0.24 lower to 2.67 higher)
MD 1.46 higher ( 0.24 lower to 2.67 higher)| MD 1.46 higher | | :--- | | ( 0.24 lower to 2.67 higher) |
   ⨁ ◯ ◯ ◯ ⨁ ◯ ◯ ◯ bigoplus◯◯◯\bigoplus \bigcirc \bigcirc \bigcirc 非常低
bigoplus◯◯◯ Very low| $\bigoplus \bigcirc \bigcirc \bigcirc$ | | :--- | | Very low |
  膽固醇
2   隨機對照試驗   嚴重   不嚴重   不嚴重   嚴重   無 40 50 -
 
MD 2.33 higher
(5 lower to 9.65 higher)
MD 2.33 higher (5 lower to 9.65 higher)| MD 2.33 higher | | :--- | | (5 lower to 9.65 higher) |
   ⊕ ⊕ ◯ ◯ ⊕ ⊕ ◯ ◯ o+o+◯◯\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc 低
o+o+◯◯ Low| $\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc$ | | :--- | | Low |
Certainty assessment № of patients Effect Certainty Importance № of studies Study design Risk of bias Inconsistency Indirectness Imprecision Other considerations RE Usual care Relative (95% CI) Absolute (95% CI) Grip strength 7 RCTs Serious Not serious Not serious Not serious None 204 217 - "MD 4.39 higher (3.14 higher to 5.64 higher)" "o+o+o+◯ Moderate" The 6-min walk test 3 RCTs Serious Not serious Not serious Not serious None 80 84 - "MD 40.71 higher (8.92 higher to 72.49 higher)" "o+o+bigoplus◯ Moderate" Muscle mass 2 RCTs Serious Not serious Not serious Not serious None 64 74 - "MD 4.5 higher (2.01 higher to 6.99 higher)" "o+o+bigoplus◯ Moderate" Hb 4 RCTs Serious Serious Not serious Serious None 147 156 - "MD 1.69 higher (1.49 lower to 4.87 higher)" "o+◯◯◯ Very low" ALB 4 RCTs Serious Serious Not serious Not serious None 128 138 - "MD 3.16 higher (1.13 higher to 5.19 higher)" "o+o+◯◯ Low" Urea clearance index 2 RCTs Serious Not serious Not serious Serious None 44 55 - "MD 0.08 lower ( 0.23 lower to 0.07 higher)" "o+o+◯◯ Low" LDL 2 RCTs Serious Not serious Not serious Serious None 40 50 - "MD 1.33 higher (4.12 lower to 6.77 higher)" "o+o+◯◯ Low" BMI 3 RCTs Serious Very serious Not serious Not serious None 88 99 - "MD 1.46 higher ( 0.24 lower to 2.67 higher)" "bigoplus◯◯◯ Very low" Cholesterol 2 RCTs Serious Not serious Not serious Serious None 40 50 - "MD 2.33 higher (5 lower to 9.65 higher)" "o+o+◯◯ Low" | Certainty assessment | | | | | | | № of patients | | Effect | | Certainty | Importance | | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | | № of studies | Study design | Risk of bias | Inconsistency | Indirectness | Imprecision | Other considerations | RE | Usual care | Relative (95% CI) | Absolute (95% CI) | | | | Grip strength | | | | | | | | | | | | | | 7 | RCTs | Serious | Not serious | Not serious | Not serious | None | 204 | 217 | - | MD 4.39 higher <br> (3.14 higher to 5.64 higher) | $\oplus \oplus \oplus \bigcirc$ <br> Moderate | | | The 6-min walk test | | | | | | | | | | | | | | 3 | RCTs | Serious | Not serious | Not serious | Not serious | None | 80 | 84 | - | MD 40.71 higher <br> (8.92 higher to 72.49 higher) | $\oplus \oplus \bigoplus \bigcirc$ <br> Moderate | | | Muscle mass | | | | | | | | | | | | | | 2 | RCTs | Serious | Not serious | Not serious | Not serious | None | 64 | 74 | - | MD 4.5 higher <br> (2.01 higher to 6.99 higher) | $\oplus \oplus \bigoplus \bigcirc$ <br> Moderate | | | Hb | | | | | | | | | | | | | | 4 | RCTs | Serious | Serious | Not serious | Serious | None | 147 | 156 | - | MD 1.69 higher <br> (1.49 lower to 4.87 higher) | $\oplus \bigcirc \bigcirc \bigcirc$ <br> Very low | | | ALB | | | | | | | | | | | | | | 4 | RCTs | Serious | Serious | Not serious | Not serious | None | 128 | 138 | - | MD 3.16 higher <br> (1.13 higher to 5.19 higher) | $\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc$ <br> Low | | | Urea clearance index | | | | | | | | | | | | | | $2$ | RCTs | Serious | Not serious | Not serious | Serious | None | 44 | 55 | - | MD 0.08 lower <br> ( 0.23 lower to 0.07 higher) | $\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc$ <br> Low | | | LDL | | | | | | | | | | | | | | 2 | RCTs | Serious | Not serious | Not serious | Serious | None | 40 | 50 | - | MD 1.33 higher <br> (4.12 lower to 6.77 higher) | $\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc$ <br> Low | | | BMI | | | | | | | | | | | | | | $3$ | RCTs | Serious | Very serious | Not serious | Not serious | None | 88 | 99 | - | MD 1.46 higher <br> ( 0.24 lower to 2.67 higher) | $\bigoplus \bigcirc \bigcirc \bigcirc$ <br> Very low | | | Cholesterol | | | | | | | | | | | | | | 2 | RCTs | Serious | Not serious | Not serious | Serious | None | 40 | 50 | - | MD 2.33 higher <br> (5 lower to 9.65 higher) | $\oplus \oplus \bigcirc \bigcirc$ <br> Low | |
  註：
CI，信賴區間；MD，平均差；SMD，標準化平均差。
存在顯著異質性（ I 2 = 69 % , P = 0.02 I 2 = 69 % , P = 0.02 I^(2)=69%,P=0.02\mathrm{I}^{2}=69 \%, P=0.02 ），因此採用隨機效應模型進行分析。統合分析顯示 RE 並未改善患者的 Hb 水平（ MD = 1.69 MD = 1.69 MD=1.69\mathrm{MD}=1.69 ， 95 % 95 % 95%95 \% CI [-1.49 至 4.87]， P = 0.30 P = 0.30 P=0.30P=0.30 ），且差異無統計學意義（圖 6A）。敏感性分析後，通過逐一排除納入研究，結果未觀察到顯著變化。
A


C
圖 5 肌肉減少症相關指標的統合分析結果。(A)握力。(B)六分鐘步行測試。(C)肌肉質量。
Full-size DOI: 10.7717/peerj.16909/fig-5 

  白蛋白(ALB)

A total of four of nine studies (Tayebi, Ramezani & Kashef, 2018; Yan, Zha & Peng, 2022; Cai et al., 2022; Dai & M a M a MaM a, 2021) evaluated the effect of RE on ALB in 266 patients. A total of 128 patients were assigned to the exercise group, and 138 were assigned to the control group. A random-effects model was used for the analysis because a significant heterogeneity was observed across studies ( I 2 = 68 % , P = 0.02 I 2 = 68 % , P = 0.02 I^(2)=68%,P=0.02\mathrm{I}^{2}=68 \%, P=0.02 ). Meta-analysis showed that RE improved ALB levels in patients ( MD = 3.16 , 95 % CI [ 1.13 − 5.19 ] , P = 0.002 MD = 3.16 , 95 % CI [ 1.13 − 5.19 ] , P = 0.002 MD=3.16,95%CI[1.13-5.19],P=0.002\mathrm{MD}=3.16,95 \% \mathrm{CI}[1.13-5.19], P=0.002 ), and the difference was statistically significant (Fig. 6B). After sensitivity analysis and exclusion of one study (Dai & Ma, 2021), heterogeneity was reduced ( I 2 = 4 % , P = 0.35 I 2 = 4 % , P = 0.35 I^(2)=4%,P=0.35\mathrm{I}^{2}=4 \%, P=0.35 ), and homogeneity among studies was analyzed using a fixed effects model, which showed that ( MD = 4.04 , 95 % CI [ 2.44 − 5.65 ] , P < 0.00001 MD = 4.04 , 95 % CI [ 2.44 − 5.65 ] , P < 0.00001 MD=4.04,95%CI[2.44-5.65],P < 0.00001\mathrm{MD}=4.04,95 \% \mathrm{CI}[2.44-5.65], P<0.00001 ). The meta-analysis results did not change significantly, which indicates their robustness. 

  身體質量指數(BMI)

A total of three out of nine studies (Cai et al., 2022; Dai & Ma, 2021; Cheema et al., 2007) evaluated the changes caused by RE on patients’ BMI; the results of the heterogeneity test were I 2 = 82 % I 2 = 82 % I^(2)=82%\mathrm{I}^{2}=82 \% and P = 0.0004 P = 0.0004 P=0.0004P=0.0004, and thus, a random-effects model was used for the analysis. 
A


圖 6 營養指標的統合分析結果。(A)血紅蛋白。(B)白蛋白。(C)體重指數。(D)低密度脂蛋白。(E)膽固醇。(F)尿素清除率。完整尺寸 DOI: 10.7717/peerj.16909/fig-6
統合分析結果顯示，阻力運動未能改善患者的體重指數（ MD = 0.44 MD = 0.44 MD=0.44\mathrm{MD}=0.44 ， 95 % 95 % 95%95 \% 置信區間[-2.85 至 3.73]， P = 0.79 P = 0.79 P=0.79P=0.79 ），且差異無統計學意義（圖 6C）。根據敏感性分析，排除一項研究（Cai 等人，2022 年）後異質性降低 ( I 2 = 0 % , P = 0.65 ) I 2 = 0 % , P = 0.65 (I^(2)=0%,P=0.65)\left(\mathrm{I}^{2}=0 \%, P=0.65\right) 。研究間具有同質性，採用固定效應模型進行分析。統合分析顯示變化不顯著（ MD = − 1.27 , 95 % CI [ − 3.29 MD = − 1.27 , 95 % CI [ − 3.29 MD=-1.27,95%CI[-3.29\mathrm{MD}=-1.27,95 \% \mathrm{CI}[-3.29 至 0.75）， P = 0.22 P = 0.22 P=0.22P=0.22 ），表明結果穩健。

LDL 

兩篇文獻（Dai & Ma, 2021; Song & Sohng, 2012）報告了阻力運動對低密度脂蛋白的影響。研究間未觀察到異質性（ I 2 = 0 % , P = 0.75 I 2 = 0 % , P = 0.75 I^(2)=0%,P=0.75\mathrm{I}^{2}=0 \%, P=0.75 ）。因此採用固定效應模型進行分析。統合分析顯示阻力運動未改善患者的低密度脂蛋白水平（ MD = 1.33 , 95 % CI [ − 4.12 MD = 1.33 , 95 % CI [ − 4.12 MD=1.33,95%CI[-4.12\mathrm{MD}=1.33,95 \% \mathrm{CI}[-4.12 至 6.77）， P = 0.63 P = 0.63 P=0.63P=0.63 ），且差異無統計學意義（圖 6D）。

  膽固醇

Two articles (Dai & Ma, 2021; Song & Sohng, 2012) reported the effect of RE on cholesterol. No heterogeneity was observed across studies ( I 2 = 0 % , P = 0.67 I 2 = 0 % , P = 0.67 I^(2)=0%,P=0.67\mathrm{I}^{2}=0 \%, P=0.67 ), and thus, a fixed-effects model was used for the analysis. The meta-analysis showed that RE did not improve patients’ cholesterol ( MD = 2.33 , 95 % CI [ − 5.00 MD = 2.33 , 95 % CI [ − 5.00 MD=2.33,95%CI[-5.00\mathrm{MD}=2.33,95 \% \mathrm{CI}[-5.00 to 9.65 ] , P = 0.53 ] , P = 0.53 ],P=0.53], P=0.53 ), with a non-statistically significant difference (Fig. 6E). 

  尿素清除指數

Two articles (Dai & Ma, 2021; Cheema et al., 2007) reported the effect of RE on the urea clearance index, and no heterogeneity was observed between them ( I 2 = 0 % , P = 0.66 I 2 = 0 % , P = 0.66 I^(2)=0%,P=0.66\mathrm{I}^{2}=0 \%, P=0.66 ). Therefore, a fixed-effects model was used for the analysis. Meta-analysis showed that RE did not improve dialysis adequacy in patients ( MD = − 0.08 , 95 % CI [ − 0.23 MD = − 0.08 , 95 % CI [ − 0.23 MD=-0.08,95%CI[-0.23\mathrm{MD}=-0.08,95 \% \mathrm{CI}[-0.23 to 0.07 ] ] ]], P = 0.29 P = 0.29 P=0.29P=0.29 ). In addition, the difference was not statistically significant (Fig. 6F). 

  討論

本研究納入九篇文獻分析阻力運動對 MHD 患者握力、肌肉量、6 分鐘步行距離、血紅素水平、白蛋白水平、BMI、低密度脂蛋白、膽固醇水平及尿素清除指數的影響，結果顯示阻力運動能有效改善肌肉功能與力量，但對白蛋白水平有提升效果，而對 BMI、血紅素水平、膽固醇或透析充分性則無顯著影響，故其對營養狀態的改善效果仍需進一步驗證。
在這項研究中，使用握力指數來測量 MHD 患者的肌肉力量，結果顯示 RE 導致其改善。Zhang 等人（2020 年）觀察到接受阻力訓練的 HD 組患者握力顯著增加，這與 Neves 等人（2021 年）和 Olvera-Soto 等人（2016 年）的研究結果一致。Vogt 等人（2016 年）表明，握力是 MHD 患者全因死亡率的獨立預測因子，並且是肌肉力量的一種簡單、快速且非侵入性的測量方法；此外，觀察到肌肉力量下降與透析患者死亡率之間存在強烈相關性。握力也可用於評估肌肉力量的變化。然而，它也是早期快速識別因肌肉功能導致的營養不良的有效指標，其預測死亡率的閾值因性別而異，並隨年齡增長而降低。Zhang 等人（2022 年）還指出，握力低的患者可能面臨死亡風險，其生存率低於握力值較高的患者。 多項研究已證實（Zhang 等人，2020 年），阻力訓練（RE）能有效提升維持性血液透析（MHD）患者或健康人群的握力。
阻力訓練可增強患者的肌力與肌肉量，促進肌肉生長，提升其運動耐力並改善身體機能。本研究中，RE 增加了患者的 6 分鐘步行距離並改善其肌肉功能。Zhang 等人（2020 年）與 Rosa 等人（2018 年）的研究亦顯示，6 分鐘步行測試是評估患者肌肉功能的常用指標。此外，6 分鐘步行距離與血液透析患者的生存品質相關，每多行走 100 米預期壽命可增加 5.3 % 5.3 % 5.3%5.3 \% （Zhang 等人，2020 年；Rosa 等人，2018 年；Noguchi 等人，2022 年）。然而，RE 是否能提升 HD 患者的運動能力仍存在爭議。一項關於運動對 HD 患者影響的統合分析指出，RE 並未增加 6 分鐘步行距離（Huang 等人，2019 年）。相反地，Pu（2018 年）的統合分析表明，RE 能增加患者的 6 分鐘步行距離，此結果亦見於 Zhang 等人（2020 年）與 Rosa 等人（2018 年）進行的隨機對照試驗中。
因此，未來需要更強有力的證據來證明 RE 對患者 6 分鐘步行距離的影響。可以制定更詳細的 RE 方案，並根據性別、年齡、透析史和干預持續時間對數據進行分層分析。同時還需考慮 RE 的內容、強度和可行性，以降低患者退出率，確保結果的完整性和可靠性。

RE 對 MHD 患者相關營養指標的影響

接受血液透析（HD）的慢性腎病（CKD）患者常因透析導致的營養流失、飲食攝入不足及疾病引起的蛋白質能量消耗增加而遭受營養不良，這是維持性血液透析（MHD）患者最常見的併發症之一。營養不良對 HD 患者的消化、心血管及內分泌等多系統產生不利影響，具體表現為免疫力下降、食慾減退、腎性貧血、感染、動脈粥樣硬化、心腦肺等器官功能損害及精神疲勞，這些影響導致患者自我照顧能力與生活品質降低，並增加發病率及死亡率（Kalantar-Zadeh 等人，2003 年）。血紅蛋白（Hb）與血清蛋白水平的下降會進一步升高患者發生這些併發症的風險（Chen 等人，2021 年）。然而，目前關於阻力運動（RE）對 MHD 患者營養狀態影響的研究仍有限。Zhu（2022 年）與 Yan、Zha 及 Peng（2022 年）的研究顯示，RE 能改善患者的 Hb 水平；Gamboa 等人（2020 年）亦報告 RE 對提升 Hb 水平具有積極效果。 然而， P u P u PuP u （2018 年）與 Dai 及 M a M a MaM a （2021 年）指出運動並未改善血紅蛋白水平。因此，需要進一步研究以確定阻力訓練是否能提升維持性血液透析患者的血紅蛋白濃度。
本研究中，阻力訓練改善了維持性血液透析患者的血清蛋白水平，此舉降低了肺部感染風險並提升患者生活品質。白蛋白（ALB）是維持人體營養與微血管壓力的必需蛋白質，為評估營養狀態最常用的實驗室指標之一（Chen，2020 年），其水平下降反映患者肝腎功能異常與營養吸收障礙（Yan、Zha 與 Peng，2022 年）。多數研究顯示阻力訓練能提高白蛋白濃度，反之有氧運動會降低白蛋白水平（Bakaloudi 等人，2020 年）；Cheng 等學者（2020 年）觀察到透析患者接受兩年阻力訓練介入後，其白蛋白數值呈現
略高。Tayebi、Ramezani 與 Kashef（2018 年）及 Yan、Zha 與 Peng（2022 年）證實漸進式阻力訓練可提高透析患者的白蛋白水平，但白蛋白水平能否作為營養指標來判定患者營養狀況仍存在爭議（Wu、Wang 與 Wang，2022 年）。
阻力運動（RE）對 BMI 沒有改善作用。目前尚無研究分析 RE 對 BMI 的影響。BMI 常用於評估患者是否處於正常體重範圍，且是患者發生肺部感染和心血管疾病的重要影響因素。BMI 水平影響 MHD 患者的再入院率（Tang，2019），多項研究顯示（Dong，2017），肥胖且 BMI 高的 MHD 患者死亡風險較高；此外，其存活率高於 BMI 正常或偏低的患者，這與一般健康人群形成對比。在本研究中，RE 未影響 BMI 值可能是由於干預時間較短，且患者 BMI 的變化尚不明確。
慢性腎臟病（CKD）患者中脂質代謝異常相對常見，此狀況是 CKD 患者心血管及腦血管病變的主要原因，其中低密度脂蛋白（LDL）與高膽固醇水平為心血管疾病的致病因子。然而，Zha、Wu 與 Wang（2017）針對 132 名接受維持性血液透析（MHD）患者的觀察性研究顯示，患者的高膽固醇與 LDL 水平反而與較低死亡率相關。此外，Liu 等人（2004）的研究亦表明，膽固醇與 LDL 水平與死亡率呈負相關。Gordon 等人（2012）在發現運動組患者的膽固醇水平下降後，對接受透析的末期腎病患者實施了為期 4 個月的運動訓練計劃。然而，在此項統合分析中，阻力訓練（RE）並未改善透析患者的膽固醇水平，此結果可能與訓練強度、頻率及缺乏針對脂質的次群組分析有關。
尿素清除率指數主要用於判斷患者腎功能的變化情況，並可用於評估其營養狀態。該指標在臨床實踐中常用於反映患者的透析充分性。Wei（2018）針對 100 名血液透析患者進行的介入性研究顯示，抗阻運動（RE）能改善透析充分性。Luo 等人（2022）的網狀統合分析表明，相較於單純抗阻運動，有氧運動結合抗阻運動對提升透析充分性的效果最顯著。本統合分析結果顯示抗阻運動未對透析充分性產生影響，可能與本研究納入文獻數量及樣本量較少、文獻品質不高、介入處方與干預時程較短有關，未能反映出抗阻運動對尿素清除率指數的作用。

研究優勢與限制

  本研究優勢

在本研究中，我們選取僅基於阻力訓練（RE）的隨機對照試驗進行統合分析，以驗證其效果，確認 RE 對血液透析患者肌力、肌肉功能及行走能力的影響，並為臨床制定最佳介入時機、頻率、強度、方式與內容提供依據。此外，本研究亦提供關於 RE 對營養狀態影響的新證據。
患者。然而本研究的證據品質尚有提升空間，未來需進一步驗證抗阻運動對營養狀態的影響效果。

本研究之限制

(1) 本研究納入之文獻呈現高度異質性，僅兩篇文獻實施分配隱匿與受試者盲化。(2) 本綜述所納入文獻之結局指標較為分散且缺乏聚焦，各研究樣本量偏小，且試驗設計嚴謹度不足。(3) 考量本研究探討之透析患者運動干預模式，多數試驗無法實施盲化，導致納入文獻品質偏低。(4) 本綜述僅收錄基於阻力訓練單獨作用改善患者身體功能與營養狀態之干預研究，無法代表所有運動模式之干預效果。(5) 本研究未對運動干預實施強度與時間進行分層分析，可能導致結果存在潛在偏差。 (6) 在證據整體品質的統合分析評估中，多數研究具有低或不足的證據等級；因此，我們從統合分析獲得的結果不能被視為結論性的，需要透過大量研究和更嚴謹的試驗設計來驗證。

對未來研究與實踐的啟示

本研究探討抗阻運動對維持性血液透析(MHD)患者肌肉減少症及營養狀態的影響。首先，我們整合了相關臨床結局指標，分析現有臨床試驗中應用抗阻運動的證據等級與不足之處，為臨床工作者制定更細緻全面的干預方案提供參考。在未來針對 MHD 患者的運動干預研究中，可考慮根據干預強度與頻率、患者性別、年齡及透析病史進行分層，並將干預週期延長至 48 週以上以觀察臨床結局指標變化，此外需通過採用恰當的隨機對照試驗方法及分配隱藏、盲法等措施提升臨床試驗質量，為未來制定運動處方指南提供高質量證據（Liu, Wang & Cao, 2022）。

CONCLUSION 

在這項統合分析中，阻力訓練(RE)提升了維持性血液透析(MHD)患者的握力與 6 分鐘步行距離，改善了白蛋白(ALB)水平，增強了肌肉力量與功能，並增加了肌肉質量與營養狀態。然而，RE 對 MHD 患者血紅蛋白(Hb)水平、膽固醇水平及尿素清除指數的影響結果不一致。部分研究顯示 RE 對這些指標有正面效應，但亦有研究指出 RE 並未影響這些參數。因此，未來需要更多方法學嚴謹、高品質的研究與更嚴格的試驗設計來驗證 RE 對 MHD 患者營養指標的影響。
ABBREVIATIONS
CKD   慢性腎臟病
MHD   維持性血液透析
HD   血液透析
CNKI 中國國家知識基礎設施
RE   抗阻運動
INPLASY 國際註冊系統評價與薈萃分析平台
  協議
LDL   低密度脂蛋白
MD Mean difference 
CI Confidence interval 
BMI   身體質量指數
CBM   中國醫藥信息查詢平台
GRADE 建議分級 評估、發展與評價
RE   抗阻運動
CHOLG   膽固醇
ALB   血清白蛋白
  血紅蛋白   血紅素
  Kt/V 值 透析有效性指標
ABBREVIATIONS CKD Chronic kidney disease MHD Maintenance hemodialysis HD Hemodialysis CNKI China National Knowledge Infrastructure RE Resistance exercise INPLASY International Platform of Registered Systematic Review and Meta-analysis Protocols LDL Low-density lipoprotein MD Mean difference CI Confidence interval BMI Body mass index CBM SinoMed GRADE Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation RE Resistance exercise CHOLG Cholesterol ALB Serum albumin Hb Hemoglobin Kt/V Dialysis effectiveness index| ABBREVIATIONS | | | :--- | :--- | | CKD | Chronic kidney disease | | MHD | Maintenance hemodialysis | | HD | Hemodialysis | | CNKI | China National Knowledge Infrastructure | | RE | Resistance exercise | | INPLASY | International Platform of Registered Systematic Review and Meta-analysis | | | Protocols | | LDL | Low-density lipoprotein | | MD | Mean difference | | CI | Confidence interval | | BMI | Body mass index | | CBM | SinoMed | | GRADE | Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation | | RE | Resistance exercise | | CHOLG | Cholesterol | | ALB | Serum albumin | | Hb | Hemoglobin | | Kt/V | Dialysis effectiveness index |

附加資訊與聲明

  資金來源

本研究獲得湖南省重大科技專項（項目編號：2020SK2085）和新疆維吾爾自治區自然科學基金（2018D01C196）的資助。資助機構在研究設計、數據收集與分析、發表決策及文稿撰寫過程中均無參與。

  資助聲明

作者披露了以下資助資訊：
Major Scientific and Technological Projects in Hunan Province: 2020SK2085. 
新疆維吾爾自治區自然科學基金：2018D01C196。

  利益競爭聲明

作者聲明他們沒有競爭利益。

  作者貢獻

  • 李麗構思並設計了實驗，執行了實驗，分析了數據，準備了圖表和/或表格，並核准了最終稿。
  • 馬曉蘭構思並設計了實驗，執行了實驗，分析了數據，準備了圖表和/或表格，並核准了最終稿。
  • 謝春燕進行實驗、分析數據、撰寫或審閱文章草稿，並核准最終版本。
  • 李亞敏構思並設計實驗、撰寫或審閱文章草稿，並核准最終版本。

  數據可用性

關於數據可用性，已提供以下資訊：
原始數據可在補充文件中獲取。

  補充資訊

Supplemental information for this article can be found online at http://dx.doi.org/10.7717/ peerj.16909#supplemental-information. 

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原文
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