综述：基于运动的干预措施对癌症幸存者身体表现的后续影响：一项系统评价和荟萃分析

《Journal of Cancer Survivorship》：Follow-up effects of exercise-based interventions on physical performance in cancer survivors: a systematic review and meta-analysis

　　**摘要**

**目的**
癌症幸存者中常见的身体功能障碍会限制他们的日常活动、生活质量以及长期健康状况。尽管结构化的锻炼计划已被证明有助于改善身体功能，但这些益处的持续性尚不明确。本研究旨在系统地评估在实施结构化运动干预后，身体功能的改善是否能够得以维持。

**方法**
对1990年1月至2025年3月期间发表的随机对照试验（RCTs）进行了系统性搜索。符合条件的试验包括让成年癌症幸存者参与结构化运动干预，并在干预结束时及干预结束后至少3个月内报告心肺健康、肌肉力量和/或步行能力的客观测量结果。数据通过随机效应荟萃分析进行汇总，使用加权平均差异（WMD）来总结干预效果。

**结果**
共纳入24项RCTs（2289名参与者；平均干预后随访时间为8个月）。运动显著提高了心肺健康水平（WMD = +1.76 ml/kg/min；p = 0.008）；然而，这种改善在随访时有所减弱（WMD = +1.24 ml/kg/min；p = 0.130）。同样，上肢和下肢力量在干预后也有所增强（WMD = +3.35 kg；p = 0.001；WMD = +12.7 kg；p = 0.045），但在随访时效果减弱（WMD = +1.80 kg；p = 0.081；WMD = +10.0 kg；p = 0.093）。相比之下，步行能力在干预后增加（WMD = +40.3 m；p = 0.002），并在随访时保持较高水平（WMD = +49.4 m；p = 0.006）。证据的确定性在不同结果中从非常低到低不等，主要原因是偏倚风险、不一致性和效应估计的不精确性。

**结论**
结构化运动干预能够为癌症幸存者带来短期的身体功能改善。虽然心肺健康和肌肉力量的提升在随访时似乎仍然存在，但与干预后相比有所减弱，且证据确定性较低。相比之下，步行能力在随访时表现出持续的改善，尽管证据确定性仍然较低。未来的研究需要确定长期效果（>12个月）并制定策略以更好地维持改善的身体功能。

**对癌症幸存者的启示**
虽然锻炼计划可以改善身体功能，但这些益处可能在没有持续支持的情况下无法持续。应鼓励癌症幸存者在计划结束后继续自主锻炼，同时锻炼计划应包含有助于维持长期身体功能改善的策略。

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**引言**
过去几十年中，接受癌症治疗的全球患者人数稳步增长，每年估计有2000万新病例被诊断出来[1]。尽管早期检测和治疗的进步显著提高了生存率，但许多患者在治疗结束后仍面临长期的健康挑战[2,3,4,5,6]。在这些挑战中，身体功能障碍（定义为执行涉及耐力、力量和移动性的身体任务的能力）尤为普遍且具有破坏性[7, 8]。现有证据表明，近一半的长期幸存者（5年以上）报告在日常生活、工作和娱乐活动中遇到困难[7,8,9,10]。这些自我报告的局限也体现在身体功能的客观测量结果中，包括心肺健康下降[11]、肌肉力量减弱[12]和步行能力下降[13]。这些障碍对健康有重要影响，因为身体功能下降是生活质量较差[14, 15]、医疗资源使用增加[16]以及癌症特异性和全因死亡率升高的独立预测因素[17,18,19]。来自随机对照试验及其后续荟萃分析的证据表明，在癌症治疗前、治疗期间和/或治疗后进行的锻炼干预能够显著改善身体功能[20]、生活质量[21]和其他患者报告的结果[22]。然而，这些干预具有时间限制，主要在监督条件下进行，并且提供的术后支持策略有限[23]。因此，关于这些干预所获得的益处在监督结束后能否长期维持的证据仍然有限[24, 25]。解决这一问题是必要的，因为锻炼益处的持久性直接关系到幸存者护理计划、晚期效应的预防以及可扩展的、可持续的肿瘤学锻炼模式的发展。此外，如果没有持续益处的证据，就难以证明为这些计划分配的资源是合理的，也无法设计出能够促进癌症幸存者身体功能和整体健康结果长期改善的干预措施。目前，系统性地评估运动肿瘤学计划对身体功能长期影响的努力仍然有限[26, 27]。现有的综述仅限于单一随访时间点（例如6个月），或仅关注除身体功能以外的其他结果[26, 27]。此外，对于干预后立即与随访期间的效果变化也缺乏关注。为了解决这一不足，本系统评价和荟萃分析将随访定义为干预结束后至少3个月，从而允许纳入多个时间点，并对干预后立即的效果进行了单独分析。我们的目标是确定运动干预对癌症幸存者身体功能的长期影响。我们假设运动的有益效果会在随访期间减弱，并且随着时间推移而减弱。

**方法**
本系统评价和荟萃分析的方案于2025年4月1日在Open Science Framework (OSF) 上注册（osf.io/nf5rk）。Cochrane系统评价干预手册和2020年系统评价和荟萃分析首选报告项目（PRISMA）指南被用于指导评价的实施和报告[28, 29]。

**搜索策略**
进行了电子数据库搜索，以识别1990年1月至2024年6月期间发表的同行评审文章。2025年3月对搜索进行了更新，以识别自初次搜索以来发表的任何符合条件的试验。搜索的数据库包括PubMed、EMBASE、Web of Science和SPORTDiscus。搜索策略针对每个数据库进行了定制；然而，所有数据库都包含了与关键概念“癌症”、“运动”和“随访”相关的搜索词组合。在每个概念内部使用了布尔运算符“OR”，并用“AND”连接这些概念。从搜索中检索到的参考文献被导入到Covidence（www.covidence.org）中，这是一个用于文章筛选的基于网络的平台。由两名独立评审者（AB和BC）评估了识别出的试验的标题和摘要的适用性，并通过讨论解决了任何差异。

**纳入和排除标准**
符合条件的试验包括涉及任何阶段（治疗前、治疗期间或治疗后）被诊断为癌症的成年患者（≥18岁）的随机对照试验（RCTs）。试验需要评估结构化运动干预，即旨在维持或改善身体健康的计划性、结构化和重复性的身体活动[30]，并且持续时间至少为6周，因为这一时间框架已被证明可以改善有癌症病史个体的身体功能[31,32,33]。干预可以在家庭、社区或临床环境中进行，无论是面对面还是远程，但必须包括某种形式的监督或依从性监测（例如，面对面监督、定期检查或日志记录）。也允许包括行为咨询、营养指导或膳食补充等补充成分。

**对照组**
对照组未接受结构化运动干预。可接受的对照条件包括标准医疗护理、最低限度的接触干预（如建议增加身体活动或提供教育材料），以及旨在增加日常活动的通用身体活动计划（例如，步数目标），但不包括规定的锻炼方案。涉及轻量活动（如伸展或深呼吸）的非运动对照也是可接受的，因为这些“安慰剂”条件越来越多地用于控制研究工作人员/参与者之间的交互[34]。

**结果评估**
试验需要报告至少一项身体功能的客观测量结果，包括心肺健康（测量或估计的VO?peak）、肌肉力量（上肢或下肢一次最大力量，1RM）或步行能力（6分钟步行测试，6MWT）。此外，需要在干预结束后至少3个月内进行至少一次随访评估。尽管该领域没有普遍接受的随访定义，但3个月的期限在运动肿瘤学研究中经常使用，因此被选为一个实用的最低阈值。没有指定最大的随访期限。

**排除标准**
如果试验主要关注物理康复或关节活动，或者如果干预仅旨在增加一般身体活动（例如，每日步数），而不提供结构化运动计划，则被排除。如果对照组在随访期间接受了干预，则被排除，因为这会妨碍有效的组间比较。如果参与者在随访期间接受了结构化支持（例如，定期咨询会议或个性化运动调整），则也被排除，因为这些接触反映了持续的干预。然而，如果参与者获得了可选的转诊或使用运动设施的机会，而没有研究人员的积极支持，则仍符合条件。

**数据提取**
数据提取由一名评审者（AB）使用标准化的Excel电子表格完成，然后由另一名团队成员（BC）审核准确性。任何差异通过讨论解决。提取的数据包括研究特征、参与者人口统计信息和干预细节。对于符合条件的身体功能测量结果，记录了基线、干预后和随访的数据。在报告了多个随访时间点的情况下（例如，6个月和12个月随访），从最长的随访时间点提取数据以避免依赖性。在仅报告基线和随访数据的手稿中，检索了描述干预后结果的原始报告以供纳入。我们优先提取了每个结果在基线、干预后和随访时的平均值、标准差（SD）和样本量。当这些数据不可用时，我们使用WebPlotDigitize（https://automeris.io/）从图表中提取了基线到干预后和基线到随访的均值和95%置信区间。

**偏倚风险**
使用Cochrane偏倚风险（RoB）2.0工具评估了五个特定领域的潜在偏倚：（1）随机化过程中的偏倚，（2）由于偏离预期干预而产生的偏倚，（3）由于结果数据缺失而产生的偏倚，（4）结果测量中的偏倚，以及（5）报告结果选择中的偏倚[35]。每个领域被评定为“低风险”、“有些问题”或“高风险”，并对每项研究的整体偏倚风险进行了判断。偏倚风险是根据随访结果进行评估的，因为这些结果是本评价的主要关注点。文章由两名评审者（AB和BC）独立审查，任何差异通过讨论解决。

**数据分析**
所有统计分析均使用R（版本2023.03.0）进行。分析基于加权平均差异（WMD），通过从对照组从基线到干预后的变化均值中减去干预组的变化均值来计算。选择这种方法而不是仅使用干预后或随访后的比较，是为了考虑到样本量较小的试验中可能存在的基线不平衡问题，这与连续结果元分析的推荐最佳实践一致[36,37,38]。对于每项研究，使用了平均值和标准差，或者平均差异和95%置信区间，以及与提取数据相对应的样本量，来计算组间变化分数和变化的标准差。正如已发表报告中的常见情况，大多数试验没有提供变化分数的标准差。因此，这些标准差是使用以下公式估算的：$$${SD}_{change}= \sqrt{{SD}_{baseline}^{2}+ {SD}_{\text{post or follow}-\text{up}}^{2}-2 \times r \times {SD}_{\text{baseline}} \times {SD}_{\text{post or follow}-\text{up}}}$$其中r代表基线和干预后（或随访后）测量值之间的相关性。我们假设r = 0.7，这与通常在重复测量身体表现结果（例如，心肺健康、力量和步行测试）中观察到的中等到强相关性一致[39,40,41,42,43,44]。我们承认，真实的相关性可能因试验和结果而异。为了解决这个问题，使用r = 0.5（较低相关性）和r = 0.9（较高相关性）进行了敏感性分析，以评估相关系数的选择是否对结果有显著影响。

采用逆方差加权的随机效应元分析分两个阶段进行。首先，汇总了从基线到干预后的平均差异估计值，以代表干预的即时效果。其次，在最长的可用随访时间点汇总了从基线到随访后的平均差异估计值，以评估效果的持久性。对于具有多个符合条件的干预组的试验（例如，有氧运动 vs. 抗阻运动 vs. 对照组），当Cochrane手册推荐的足够总结信息时，将这些组合并为一个比较，以避免分析单位错误[45]。

使用I2统计量评估统计异质性，25%、50%和75%的阈值分别解释为低、中等和高异质性。为了探索潜在的异质性来源，进行了几个预先定义的亚组分析和回归分析。试验按治疗状态分组，区分在积极治疗期间进行的干预（例如，手术、化疗和放疗）和在积极治疗期间未进行的干预。随访分析还根据干预完成后的时间进行了分层（≤ 6个月、7–12个月、> 12个月）。

除了亚组分析外，还进行了元回归分析，以检查干预完成后的时间作为连续变量是否调节了随访时观察到的效果。我们还进行了元回归分析，以检查干预后的效果大小是否预测了随访效果。这项分析没有包含在预先注册中，但被添加进来以进一步澄清即时效果和持续效果之间的潜在关系。所有回归模型都是使用受限最大似然法估计的。

关于随访时每个汇总估计的证据确定性，使用了Cochrane手册中概述的GRADE（建议评估、发展和评估）方法进行评估[46]。简而言之，来自随机对照试验的证据被评为高确定性，但由于几个原因可能会被降级：偏倚风险、不一致性（异质性）、间接性（研究人群、干预措施、比较对象或结果与感兴趣的结果之间的差异）、不精确性（宽置信区间或样本量小）和出版偏倚。基于这些因素，证据确定性被分类为高、中等、低或非常低。每个结果的完整GRADE证据确定性概况可以在补充文件表6中找到。

初步数据库搜索（截至2024年6月）发现了9095条记录，更新后的搜索（2024年6月至2025年3月）又发现了1054条记录。在移除了4068条重复记录后，通过标题和摘要筛选了6080条记录。其中，99篇全文文章被评估了资格，有72篇被排除。排除的全文列表及其排除原因在补充文件表1中提供。最终，27篇出版物符合纳入标准[47,48,49,50,51,52,53,54,55,56,57,58,59,60,61,62,63,64,65,66,67,68,69,70,71,72,73]。其中两篇出版物没有报告干预后的数据，只提供了基线和随访结果[56, 72]；因此，检索了相应的原始报告[74, 75]。PACT试验招募了同时患有乳腺癌和结直肠癌的个体；然而，这些组的结果分别发表，因此在分析中被视为不同的试验[70, 71]。在某些情况下，多篇出版物来源于同一项试验。总共，29篇出版物被纳入了综述，代表了24项RCT（图1）。

流程图展示了遵循系统评价和元分析优先报告项目指南的研究选择过程，包括识别的记录数量、筛选和纳入的数量。

纳入的试验招募了2289名参与者（n = 611名男性，n = 1678名女性），平均年龄在46至73岁之间。大多数试验包括I-III期癌症患者，有两项试验还包括IV期疾病患者[59, 64]。参与者代表了多种癌症类型，包括乳腺癌[49,50,51, 54,55,56, 58, 67, 70]、血液系统癌症[61,62,63, 72]、前列腺癌[57, 64, 69]、肺癌[52, 59]、结直肠癌[53, 71]、妇科癌症[60]、食管胃癌[65]、膀胱癌[66]和混合癌症队列[73]。十四项试验招募了未接受积极治疗的参与者[53, 55,56,57,58, 60, 61, 63, 65,66,67, 69, 72, 73]，而十项试验包括了正在接受治疗的参与者[49,50,51,52, 54, 59, 62, 64, 70, 71]。没有试验仅在术前（康复）环境中进行。

运动干预持续了8至12周[51,52,53,54, 56, 58, 59, 61,62,63,64,65,66,67]或16至24周[49, 50, 57, 60, 69,70,71,72,73]，有一项干预持续了1年[55]。大多数项目每周包括两到三次运动训练，除了一个项目规定每周一次[52]。大多数项目结合了有氧运动（AE）和抗阻运动（RE），而三项试验仅使用RE[55, 67, 73]，一项仅使用AE[57]，一项结合了AE和普拉提[53]，还有一项结合了RE或AE和高强度间歇训练（RE + HIIT或AE + HIIT）[49]。干预主要由物理治疗师或运动专家面对面监督进行，有七项试验使用了虚拟或混合交付方式[55,56,57,58,59, 63, 65]。大多数试验在3至6个月[50, 53, 57,58,59, 61, 64, 65, 67, 69,70,71, 73]或7至12个月[51, 52, 54,55,56, 60, 62, 63, 66, 72]时进行了随访，只有一项试验在12个月后进行了随访[49]。干预和随访的特征在表1中进行了总结。提取的研究信息的完整摘要可以在OSF仓库（osf.io/nf5rk）上找到。

偏倚风险评估表明，大多数试验在随访时的身体表现结果方面存在较高的偏倚风险（图2）。随机化过程（领域1）总体上进行得很好，几乎所有试验都被评为低风险。然而，与预期干预的偏差（领域2）一直被评为“有些问题”，这反映了在行为试验中使参与者和干预人员保持盲目的挑战。最大的偏倚来源是结果数据的缺失（领域3），大多数试验由于失访和随访不完整而被评为高风险，没有足够的信息来评估其对结果的潜在影响。结果测量（领域4）的风险相对较低。对于选择性报告（领域5），大多数试验被评为低风险或有些问题。总体而言，24项试验中有21项被认为存在较高的偏倚风险[49,50,51,52, 55,56,57, 59,60,61,62,63,64,65,66,67, 69,70,71,72,73]，其余的被认为有一些问题[53, 54, 58]。

图2

Cochrane偏倚风险2.0评估

十一项试验被纳入了检查心肺健康的元分析[49, 50, 54, 56, 57, 60, 64, 65, 70,71,72]。从基线到干预后（平均= 3.7个月），运动使VO?peak相对于对照组有所改善（WMD = +1.76 ml/kg/min；95% CI, 0.55至2.96；p = 0.008），异质性中等（I2 = 66.8%）。在随访时（平均=干预后9.7个月），VO?peak的改善减弱且不具有统计学意义（WMD = +1.24 ml/kg/min；95% CI, –0.43至2.90；p = 0.130），异质性较高（I2 = 76.1%）。由于对偏倚风险、不一致性和不精确性的担忧，随访效果的证据确定性被评为非常低。

图3

森林图显示了从A基线到干预后和B基线到随访后的VO2peak和6MWT的组间平均差异

八项试验使用6MWT评估了步行能力[52, 53, 58, 59, 61,62,63, 66]。从基线到干预后（平均= 2.4个月），运动使步行能力相对于对照组有所改善（WMD = +40.3 m；95% CI 20.3–60.4；p = 0.002），异质性较低至中等（I2 = 41%）。在随访时（平均=干预后6.3个月），改善得以维持（WMD = +49.4 m；95% CI 19.9–79.0；p = 0.006），但异质性较高（I2 = 69%）。由于对偏倚风险和不一致性的担忧，随访效果的证据确定性被评为低。

图4

五项试验报告了上肢力量[51, 55, 60, 62, 67]。从基线到干预后（平均= 5.3个月），运动使上肢力量相对于对照组有所改善（WMD = +3.35 kg；95% CI 2.16至4.53；p = 0.0014），没有观察到异质性（I2 = 0%）。在随访时（平均=干预后8.2个月），上肢力量的改善减弱且不具有统计学意义（WMD = +1.80 kg；95% CI –0.36至3.95；p = 0.08），异质性最低（I2 = 4.7%）。由于对偏倚风险和不精确性的担忧，随访效果的证据确定性被评为非常低。

图4

森林图显示了从A基线到干预后和B基线到随访后的上肢和下肢力量的组间平均差异

五项试验评估了下肢力量[55, 60, 67, 69, 73]。从基线到干预后（平均= 5.9个月），运动使下肢力量相对于对照组有所改善（WMD = +12.7 kg；95% CI 0.45–24.9；p = 0.045），异质性较高（I2 = 74%）。在随访时（平均=干预后8.0个月），改善减弱且不具有统计学意义（WMD = +10.0 kg；95% CI –2.65至22.7；p = 0.093），异质性同样较高（I2 = 71%）。由于对偏倚风险、不精确性和间接性的担忧，随访效果的证据确定性被评为非常低。

通过治疗状态和随访持续时间的亚组分析，对观察到的结果异质性解释甚少（补充文件，表2–5）。尽管在未接受积极治疗的参与者中干预效果通常更大，并且随着随访时间的延长而趋于下降，但这些亚组差异没有一项具有统计学意义。例外的是6MWT，其中治疗后的试验显示出最小的异质性（I2 = 0%）。

元回归分析没有发现随访长度与结果变化之间的显著关联（补充文件，表6）。然而，较大的干预后改善与较大的随访改善强烈相关，解释了研究间方差的相当大比例（R2 ≈ 80–100%）（补充文件，图1）。

敏感性分析表明，结果在r值（r = 0.5, 0.7, 0.9）范围内是稳健的，效果估计和异质性的差异可以忽略不计（补充文件，表8–9）。

与先前的证据一致，癌症治疗期间和之后的监督运动计划在心肺健康[76]、步行能力[77]和肌肉力量[20]方面产生了改善。在3–12个月的随访中，大多数益处在某种程度上仍然存在，但幅度通常较小且不再具有统计学意义，证据确定性被评为非常低至低。步行能力是一个例外，其改善一直持续到干预后大约6个月。鉴于纳入的试验的随访期相对较短（主要是< 12个月）以及这些估计的证据确定性较低，目前尚不清楚这些益处是否会随着时间的延长而继续下降或稳定。

据我们所知，只有两项先前的综述研究了运动干预对癌症幸存者身体表现的长期影响。Juvet等人报告了干预后乳腺癌幸存者自我报告的身体功能有所改善，但指出标准化平均差异（SMD）在随访6个月后开始减小（SMD，0.27至0.19）[26]。在另一项综述中，Tan等人由于测量方法的异质性无法对力量结果进行元分析。然而，作者报告在随访12个月后步行能力（SMD = 0.62）和VO?peak（WMD = +2.00 ml/kg/min）持续改善，尽管这些估计分别基于只有两项和三项试验，且没有报告初始干预后改善的幅度[27]。

在本综述中，汇总分析显示，与对照组相比，干预后心肺健康有显著改善（+1.76 ml/kg/min）。这种效果的幅度与Sweegers和Scott之前对癌症幸存者进行的两次运动干预的元分析结果相似，这两项分析分别报告了平均效应量（WMD）为+1.80 ml/kg/min和+2.13 ml/kg/min [20, 76]。重要的是，这种改善超过了常用的1.35 ml/kg/min的阈值，该阈值代表了癌症人群中VO?peak评估的技术误差，并被用作测量误差以上的最小可检测变化 [39, 78]。临床研究表明，VO?peak每增加3.5 ml/kg/min，与全因死亡率（降低26%）、心血管疾病死亡率（降低14%）和癌症特异性死亡率（降低25%）显著相关 [79, 80]。此外，即使只有1 ml/kg/min的改善也与全因死亡率降低有关，这强调了即使是微小改善的潜在预后意义 [81]。在平均约10个月的随访中，相对于干预后的心肺健康状况，整体效果有所减弱，不再具有统计学意义。尽管元回归分析并未将随访持续时间确定为显著的调节因素，但亚组分析显示效果随时间呈下降趋势，从3-6个月的+1.16 ml/kg/min降至7-12个月的+0.68 ml/kg/min。然而，这些亚组比较在统计学上并不显著，并且基于的试验数量有限（分别为8项和3项），这限制了得出强有力结论的可能性。

同样，运动干预也提高了干预后上肢1RM（+3.35 kg）和下肢1RM（+12.68 kg）的肌肉力量。这些改善与Sweegers之前对癌症幸存者进行的运动干预的元分析结果一致，该分析报告了胸部推举力量增加了+4.86 kg，腿部推举力量增加了+16.56 kg [20]。与心肺健康和步行能力不同，目前尚无广泛认可的肌肉力量测量的临床重要性差异。然而，这种程度的变化超过了典型的重复测试变异性（上肢约1.8 kg，下肢约5.5 kg），可能在功能上具有重要意义 [82]。在平均约8个月的随访中，肌肉力量的增长相对于干预后略有减弱，不再具有统计学意义。亚组分析和元回归分析也未将随访持续时间确定为显著的调节因素；然而，这些发现受到可用试验数量有限（上肢和下肢力量均为5项）的限制。

与心肺健康和肌肉力量不同，运动干预提高了6MWT距离（+40.3 m）的步行能力，这种改善在平均约6个月的随访中仍然保持 [+49.4 m]。这种改善超过了癌症和慢性病患者群体中公认的最低临床重要性差异（通常估计为15至30 m [83]），并且之前已与发病率和死亡率（降低5-20% [84,85,86,87]）显著降低相关。步行能力的持续改善可能反映了基于步行活动的相对易获取性以及运动适应性的特异性和可逆性原则，即如果没有持续的刺激，适应性将会减弱 [88]。与结构性抗阻或有氧运动不同，步行可以很容易地融入日常生活中，无需特殊设备或设施，这可能有助于其持久性。此外，步行也被发现是许多癌症幸存者首选的活动方式 [89]。

观察到的结果模式与更广泛的运动生理学文献一致，这些文献表明，一旦停止结构性运动，训练适应性会下降，这种现象通常被称为“去适应” [90, 91]。来自非癌症人群的证据表明，心肺健康和肌肉力量在训练停止后的最初几个月内会逐渐下降，如果不再继续训练，可能会恢复到基线水平 [91]。鉴于我们回顾中的大多数试验在≤12个月内评估了心肺健康和肌肉力量，目前尚不清楚癌症幸存者是否会遵循类似的下降轨迹，或者部分改善是否能够更长时间地持续。这强调了需要进行更多长期随访试验，以确定在没有持续支持或结构性运动的情况下，这些改善是否能够得以保持。

除了生理上的可持续性之外，维持体力活动行为似乎具有挑战性，这可能有助于解释本研究中观察到的心肺健康和肌肉力量效果减弱的现象 [23]。在纳入的试验中，Anandavadivelan等人报告称，通过加速度计测量的每周中等至剧烈体力活动的总分钟数在干预后减少，并在随访时恢复到基线水平，与对照组相比没有差异 [49]。同样，Dobek等人报告称，在12个月的随访访问中，只有56%的干预组参与者表示他们继续进行了锻炼 [55]。更广泛地说，来自其他幸存者群体的证据也显示了类似的模式，许多参与者在监督结束后未能维持推荐的体力活动水平 [92,93,94]。这些发现对幸存者护理和运动干预的设计具有重要意义。定性研究表明，许多癌症幸存者感到在监督计划结束后无法继续坚持锻炼，经常将这一过渡描述为“被抛入现实世界”而没有足够的指导或支持 [95,96,97]。与此一致的是，干预研究表明，在某些情况下（尽管不是所有情况 [101, 102]），结合针对性的体力活动行为改变策略可能有助于支持长期的锻炼参与。此外，未来的干预措施可以从明确规划从监督性锻炼到独立锻炼的过渡中受益。例如，设置结构化的过渡阶段、减少频率的“维持剂量”计划或定期强化课程可能有助于在幸存者发展自我管理的锻炼习惯时保持训练适应性。

本回顾的另一个发现是，随访持续时间并不是结果的一个显著调节因素。尽管这一结果可能部分反映了可用试验数量的限制，但它表明，干预完成后的时间本身可能不是持续益处的主要决定因素。相反，干预后初期改善的幅度成为预测随访结果的重要因素。这一发现表明，最大化早期适应性的计划特征（如训练强度、方式或依从性）可能在决定益处持续程度方面起着重要作用。因此，未来的研究应超越仅仅询问运动益处是否持续的问题，而是探讨在什么条件下以及具有哪些计划特征时这些益处最有可能得以维持。

在解释这些发现时，应承认几个局限性。首先，大多数纳入的试验在计划完成后的3-12个月内评估了随访结果。因此，我们的发现主要反映了运动效果的短期到中期持久性，关于长期可持续性（超过1年）的证据仍然很少。其次，大多数纳入的试验被认为存在较高的偏倚风险，特别是在与结果数据缺失相关的领域。从基线到随访的参与者总数减少了大约30%，有些试验的报告流失率超过了50%。这种流失是一个问题，因为退出或无法随访的参与者可能与那些继续参与的人系统性地不同。最后一个局限性是，大多数分析基于的试验数量少于10项。为了获得足够的汇总效应估计数据，将涉及不同癌症类型、治疗状态、治疗完成时间、运动干预和结果评估（例如，估计的与测量的VO?peak）的试验结合起来。虽然这对于元分析是必要的，但这种方法可能导致了观察到的高异质性，并进一步限制了证据的确定性，强调了需要更多具有延长随访时间的试验。

结论

这项系统回顾和元分析表明，对癌症幸存者的监督性运动干预能够产生有意义的心肺健康、肌肉力量和步行能力的短期改善。然而，这些益处在计划完成后在一定程度上减弱，其中步行能力的改善最为持久。这些发现强调了支持长期锻炼参与策略的重要性，以潜在地维持生理上的改善。尽管有短期效果，但包括高偏倚风险、大量随访流失以及1年后的数据有限在内的局限性，突显了未来研究需要评估运动干预对癌症幸存者身体表现的长期益处。