《Sports Medicine - Open》：Moderating Effects of Individual Characteristics and the Target Lower Limb Muscle Group on Flexibility Adaptations to Chronic Static Stretching in Healthy Individuals: A Systematic Review and Meta-Analysis of Randomized Controlled Trials
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背景：静态拉伸在整个生命周期中广泛可用，并常被用于改善柔韧性。然而，慢性静态拉伸后柔韧性的改善是否受参与者特征或下肢目标肌群的调节仍不确定。目的：本研究主要旨在确定慢性静态拉伸对柔韧性的效果是否受年龄、性别、训练状态、基线柔韧性和肌群的调节。方法：研究人员在P
背景：静态拉伸在整个生命周期中广泛可用，并常被用于改善柔韧性。然而，慢性静态拉伸后柔韧性的改善是否受参与者特征或下肢目标肌群的调节仍不确定。目的：本研究主要旨在确定慢性静态拉伸对柔韧性的效果是否受年龄、性别、训练状态、基线柔韧性和肌群的调节。方法：研究人员在PubMed、Web of Science和Scopus中检索了2025年6月前发表的、检验健康人群慢性静态拉伸对下肢柔韧性结果（与非拉伸或被动对照条件相比）的随机对照试验（RCTs）。采用随机效应模型进行Meta分析，效应量表示为校正小样本偏倚的标准化均数差（Hedges' g）。进行亚组分析以检验年龄（儿童与青少年 vs 青年 vs 中年 vs 老年）、性别（男性 vs 女性）、训练状态（运动员/训练者 vs 娱乐性活动者 vs 久坐者）、基线柔韧性（存在紧张 vs 不存在紧张及未报告）和肌群（膝屈肌 vs 膝伸肌 vs 踝跖屈肌）的潜在调节作用。使用物理治疗证据数据库（PEDro）量表评估方法学质量，并使用Egger回归检验和剪补法评估潜在的小样本研究效应。结果：分析中纳入了79项研究（n=3287）。慢性静态拉伸对柔韧性产生了中等程度的改善（Hedges' g=0.851，95%置信区间0.710至0.991；SE=0.0718；Z=11.845；p<0.001），且存在显著异质性（τ2=0.249；I2=66.1%）。未观察到年龄、性别、训练状态、基线柔韧性或目标肌群有显著的调节效应。Egger回归检验提示存在潜在的小样本研究效应（p<0.001）；然而，剪补法分析未估算出任何潜在缺失的研究，且调整后的合并估计值保持不变。平均PEDro评分为6.15±0.90（范围4-8），表明研究质量中等至良好。结论：慢性静态拉伸对下肢柔韧性产生了显著、中等程度的改善；然而，观察到了显著的异质性和潜在的小样本研究效应。这些效应似乎未受年龄、性别、基线柔韧性、训练状态或目标肌群的有意义调节。总体而言，慢性静态拉伸可能改善不同健康个体和不同目标肌群的下肢柔韧性，但鉴于所纳入研究的异质性、潜在的小样本研究效应和方法学差异，应谨慎解释这些结果。
**引言**
静态拉伸（Static Stretching）是指将关节位置固定以拉伸软组织超过其松弛长度，直至感受到被动阻力、拉伸感或不适，旨在增加关节活动度（Range of Motion, ROM）。除增加ROM外，静态拉伸还可降低肌肉僵硬度。其在损伤预防中的作用仍存争议；近期一项系统综述与Meta分析（Systematic Review and Meta-Analysis）表明，静态拉伸干预可能降低健康活跃个体肌肉损伤的风险，但不会降低肌腱损伤的风险。由于其简单性和低体力需求，静态拉伸在整个生命周期中广泛可用，并常规融入体育教育、康复、运动训练和一般健身计划中。鉴于其在临床和运动环境中的广泛应用，确定优化ROM增强的静态拉伸变量（包括拉伸持续时间、强度和频率），并检验个体特征（如年龄、性别、基线柔韧性和训练状态）如何影响这些适应至关重要。
近期系统综述与Meta分析报告了慢性静态拉伸（Chronic Static Stretching）对ROM有中等至较大的效应。这些综述主要关注调节静态拉伸诱导适应的训练变量。Arntz等人通过Meta回归分析证明了ROM改善与拉伸量（由每节训练组数、每节训练时长和总拉伸时间反映）之间存在正向剂量-反应关系。类似地，Ingram等人在一项探索性多变量Meta回归中报告，静态拉伸方案后的ROM改善在约4分钟/节或10分钟/周时趋于稳定，超过这些阈值未观察到额外益处。值得注意的是，在近期的Meta分析中，拉伸强度与ROM改善并不一致相关，这意味着应优先考虑累积拉伸刺激。总体而言，这些证据将总拉伸量确定为柔韧性适应的主要决定因素，并描绘了优化结果的特定定量阈值。
尽管训练变量已被系统研究，但个体特征在调节拉伸诱导适应中的作用仍知之甚少。Konrad等人提示女性可能比男性获得更大的ROM改善，且基线训练状态不会实质性影响柔韧性结果。然而，该Meta分析汇总了多种拉伸方式（动态拉伸、弹道拉伸和本体感觉神经肌肉促进拉伸（PNF）），其发现不能直接归因于静态拉伸。相反，Ingram等人专门关注静态拉伸干预，纳入了具有异质性健康特征的参与者，并将其样本限制在成人（即≥18岁）。然而，纳入非健康参与者可能引发与健康个体不同的静态拉伸反应，从而限制了外部效度并限制了结论的普遍性。此外，几项近期系统综述与Meta分析纳入了非随机试验，因此引发了对基线特征异质性以及选择偏倚对其发现可靠性潜在影响的担忧。此外，一篇叙述性综述指出，静态拉伸诱导的肌肉力学特性变化可能因目标肌群而异，这凸显了需要阐明此类反应是否因肌群而异。
为填补这一知识空白，研究人员进行了一项系统综述与Meta分析，主要目的是确定慢性静态拉伸对健康个体柔韧性的影响。次要目的是评估这些效应是否因个体特征（如性别、年龄、训练状态和基线柔韧性）和目标肌群而不同。为达成这些目的，采用了三个关键设计特征。首先，仅纳入随机对照试验（RCTs）以最大化内部效度并最小化选择偏倚。其次，纳入从儿童到老年人的整个生命周期的参与者，以便按年龄进行亚组分析，因为柔韧性关系到青少年运动发育、成年期表现以及老年人的活动能力和跌倒预防。第三，分析仅限于下肢肌肉和关节，以界定一个聚焦且临床相关的范围，因为下肢柔韧性对运动、运动表现和肌肉骨骼损伤至关重要。因此，本研究发现应被解释为特定于下肢柔韧性适应的证据，而非推广至上肢肌肉。这些数据可能有助于确定增加柔韧性的静态拉伸建议是否应考虑个体特征。
**方法**
本系统综述与Meta分析遵循《系统综述和Meta分析优先报告条目》2020声明进行。
**信息来源与检索策略**
在PubMed、Web of Science和Scopus中进行电子文献检索。检索于2025年6月24日进行，纳入该日期前发表的所有研究。在所有三个数据库中统一应用以下检索策略：（flexibility [Title/Abstract] OR “range of motion” [Title/Abstract] OR extensibility [Title/Abstract] OR “joint mobility” [Title/Abstract]）AND（stretch* [Title/Abstract]）AND（“randomized controlled trial” [Publication Type] OR “controlled clinical trial” [Publication Type] OR randomized [Title/Abstract] OR randomised [Title/Abstract] OR randomly [Title/Abstract] OR trial [Title/Abstract]）。
**纳入与排除标准**
本系统综述与Meta分析纳入的文章需满足以下标准：人群：研究对象为无肌肉骨骼疾病、疼痛或神经损伤的个体，不限年龄、性别或训练状态。干预：由多节训练组成的静态拉伸练习或训练方案，干预持续时间≥2周。排除将静态拉伸与其他干预措施（如静态拉伸加阻力训练、本体感觉神经肌肉促进拉伸、动态拉伸或弹道拉伸）相结合的研究。也排除参与者在柔韧性评估前立即进行拉伸干预的研究，因为这可能混淆慢性适应与急性效应。为增强同质性和外部效度，干预措施仅限于下肢肌群。对照：在受试者间设计中为被动（非拉伸）对照组，在受试者内设计中为对侧肢体。结局：报告客观测量的柔韧性结局（如以度为单位测量的ROM，以厘米为单位测量的距离），包括干预前和干预后的均值及相应的标准差（SD）。研究设计：符合条件的研究设计包括具有基线评估和随访评估的随机对照试验（RCTs），采用受试者间或受试者内设计。在受试者内设计中，对侧肢体作为非拉伸对照条件。排除缺乏干预前或干预后数据的研究。为最小化潜在的偏倚，如参与者选择偏倚和基线不平衡，排除未采用随机或对照干预设计的研究。由于受试者内对侧肢体设计可能受到交叉或远程效应的影响，这些研究在敏感性分析中被单独考虑。研究语言、发表状态和时间范围：仅考虑以英文发表在同行评审期刊上的全文文章，不限制发表年份。排除综述文章、病例报告、特殊通讯、致编辑的信、特邀评论和会议论文。
**研究选择**
所有研究选择程序由七位独立评审员（KO, SM, MN, GN, TF, TM, 和 KT）进行。首先，由两组中的两位评审员独立筛选所有检索到的记录的标题和摘要以评估合格性。根据预先定义的纳入和排除标准，排除与研究目的不符的研究。在初步筛选后，由两位研究人员（KO和SM）评估全文文章。任何分歧通过与第三位研究人员（KT）协商解决。
**数据提取**
从每项纳入研究中提取以下数据：（1）研究特征，包括作者、发表年份和样本量；（2）参与者特征，如性别、年龄、训练状态和基线柔韧性；（3）拉伸干预的细节，包括拉伸方法和针对的特定肌肉或肌群；（4）柔韧性测量，包括拉伸组和对照组的干预前和干预后值及相应的SD。当在多个时间点评估柔韧性以评估长期效应时，选择最接近干预期结束时的值进行分析。在针对多个目标肌组但报告有限结局指标的研究中，根据报告的柔韧性结局定义目标肌群。数据提取由两位评审员独立进行，任何差异通过讨论直至达成共识解决。当已发表报告中缺乏必要数据时，通过电子邮件或替代平台联系通讯作者。如果未收到回复，则将该研究排除在分析之外。
**统计与数据合成**
统计分析按先前描述进行。所有Meta分析在R中使用metafor包进行。对于每项研究，提取或从可用数据计算拉伸和对照条件的均值变化、变化值的SD和样本量。当单个研究内报告了多个测量值时，首先在每个组内合并均值变化和相应的SD，随后用于计算研究水平的效应量。使用限制性最大似然估计的随机效应模型计算合并效应量，表示为校正小样本偏倚的标准化均数差（Hedges' g）。遵循先前Meta分析的方法，当给定亚组至少有3项研究可用时，进行亚组分析。因此，对年龄（儿童/青少年[<18岁] vs 青年[18-39岁] vs 中年[40-64岁] vs 老年[≥65岁]）、性别（男性 vs 女性）、训练状态（运动员与训练者 vs 娱乐性活动者与活跃者 vs 久坐者）、基线柔韧性（存在紧张 vs 不存在紧张及未报告）和肌群（膝屈肌 vs 膝伸肌 vs 踝跖屈肌）进行了亚组分析。选择年龄分类是为了提供比某些先前Meta分析中使用的宽泛临界值或未预先定义年龄组比较的Meta回归方法更详细的评估。训练状态根据研究描述并参考先前提出的Tier 0-5分类框架，分为运动员/训练者、娱乐性活动者和久坐者。仅当原始文章中报告了这些术语或明确等价的描述时，参与者才被分类为运动员/训练者、娱乐性活动者或久坐者。未提供充分训练状态信息的研究被归类为“未报告”，并从相应的亚组分析中排除。仅当参与者被明确描述为存在肌肉紧张、柔韧性受限或基线ROM受限时，基线柔韧性才被归类为“存在紧张”。没有此类明确描述的研究被归类为“不存在紧张/未报告”，并且不被视为存在预先存在紧张的证据。亚组效应量之间的差异使用Q统计量进行评估。效应量解释如下：<0.2为微小；0.2-0.6为小；0.6-1.2为中等；1.2-2.0为大；2.0-4.0为非常大；>4.0为极大。研究间异质性使用I2统计量和τ2评估。I2阈值25%、50%和75%分别解释为低、中和高异质性。所有分析的统计显著性定义为p<0.05。
**偏倚风险评估与方法学质量**
使用物理治疗证据数据库（PEDro）量表评估纳入研究的方法学质量。PEDro量表由11个方法学标准组成，每个项目由两位独立评估员评分为0或1。分数越高表明方法学质量越好。评估员分数之间的差异通过讨论解决以达成共识。
**发表偏倚与敏感性分析**
使用Egger回归检验评估潜在的小样本研究效应。此外，使用metafor包中的trimfill函数进行剪补法分析，以评估小样本研究效应对合并效应估计值的潜在影响。在排除使用受试者内对侧肢体对照设计的研究后，以及（如适用）排除效应量根据预先定义的解释阈值属于极大的研究后，进行敏感性分析。这些敏感性分析旨在检验合并估计值、异质性和潜在的小样本研究效应是否受到研究设计或异常大效应量的实质性影响。
**结果**
**检索结果**
通过数据库检索，在去除重复后共识别出3381条记录，筛选了1698条记录，其中96条符合纳入标准。在这些记录中，17项研究因无法从通讯作者处获得必要的柔韧性数据或数据在另一项研究中重复而被排除。因此，最终分析纳入了79项研究。
**研究特征**
纳入研究的特征和主要结果已总结。在79项纳入研究中，74项采用受试者间设计，而5项采用对侧肢体受试者内设计。在年龄方面，13项研究纳入了儿童或青少年（<18岁），59项纳入了青年（18-39岁），3项纳入了中年（40-64岁），4项纳入了老年（≥65岁）。在性别方面，20项研究仅纳入男性参与者，9项仅纳入女性参与者，49项纳入了混合性别样本，1项研究未报告参与者性别。由于报告不足，48项研究无法明确分类训练状态；这些研究因此被排除在此分类之外。在剩余的31项研究中，9项针对运动员或力量训练者，19项针对娱乐性、体力或一般活跃的个体，3项针对久坐个体。关于基线柔韧性，22项研究纳入了预先定义为存在肌肉紧张的参与者，包括18项研究中的膝屈肌紧张、2项研究中的踝跖屈肌紧张、1项研究中的膝伸肌紧张和1项研究中的髋屈肌紧张。在其余57项研究中，1项研究在基线时将参与者分层为紧张组和非紧张组，4项研究确认了基线无紧张，1项研究未使用基线紧张进行分层但在干预后分组中考虑了该因素，51项研究未报告基线柔韧性。关于目标肌群，47项研究关注膝屈肌，22项关注踝跖屈肌，6项关注膝伸肌。各有1项研究针对髋旋转肌和髋屈肌，而2项研究涉及多个肌群的组合，无法归入单一目标肌群。
**偏倚风险评估与方法学质量**
Egger回归检验提示存在潜在的小样本研究效应（p<0.001）。因此，进行了剪补法分析以评估小样本效应对合并效应估计值的潜在影响。未估算出任何潜在缺失的研究，调整后的合并估计值保持不变。研究间异质性显著（τ2=0.249；I2=66.1%）。使用PEDro量表评估的纳入研究方法学质量已总结。PEDro评分的评分者间一致性高，一致率为95.51%。平均PEDro评分为6.15±0.90（范围4-8），表明总体方法学质量中等至良好。
**慢性拉伸效应**
总体而言，慢性静态拉伸对柔韧性改善表现出中等且显著的效应（Hedges' g=0.851，95%置信区间[CI] 0.710-0.991，标准误[SE]=0.0718，Z=11.845，p<0.001）。同质性检验表明研究间存在显著异质性（Q=227.644，df=78，p<0.001），且异质性较大（τ2=0.249，I2=66.1%）。亚组分析显示，年龄（儿童/青少年 vs 青年 vs 中年 vs 老年，p=0.853）、性别（男性 vs 女性，p=0.990）、训练状态（运动员/训练者 vs 娱乐性活动者 vs 久坐者，p=0.221）、基线柔韧性（存在紧张 vs 不存在紧张/未报告，p=0.260）或目标肌群（膝屈肌 vs 膝伸肌 vs 踝跖屈肌，p=0.100）均无显著的调节效应。
**敏感性分析**
进行敏感性分析以确定合并估计值是否受到研究设计或异常大效应量的实质性影响。首先，排除使用受试者内对侧肢体对照设计的5项研究并未实质性改变合并效应，结果仍具有统计学显著性（Hedges' g=0.845，95% CI=0.702-0.988，p<0.001；τ2=0.235；I2=64.6%）。其次，Zaidi等人报告了比其余研究显著更大的效应，被认为是观察到的异质性和潜在小样本研究效应的一个可能促成因素。基于预先定义的解释阈值排除这项具有极端效应量的研究，并未改变总体结论，尽管合并效应量有所减弱（Hedges' g=0.805，95% CI 0.679-0.931，p<0.001），且异质性降低（τ2=0.170；I2=57.3%）。即使排除这些研究后，Egger回归检验仍具有统计学显著性（p<0.001），表明小样本研究效应持续存在，且不能完全由极端效应量解释。
**讨论**
本系统综述与Meta分析证明，慢性静态拉伸能产生显著且中等程度的柔韧性改善。结果表明，年龄、性别、基线柔韧性、训练状态和目标肌群并未显著调节下肢肌肉的慢性柔韧性适应。这些发现表明，静态拉伸在改善不同健康个体和不同目标肌群的下肢柔韧性方面通常是有效的。
在本系统综述与Meta分析中，汇总分析显示慢性静态拉伸导致了显著、中等程度的柔韧性改善，与先前关于慢性拉伸干预的Meta分析结果一致。与先前纳入非随机设计、合并上下肢结局以及纳入具有异质性健康状况参与者的综述不同，本研究通过聚焦于健康个体下肢肌肉的随机对照试验（RCTs）加强了内部效度。因此，观察到的效应量具有相对狭窄的置信区间，为支持静态拉伸的慢性益处提供了稳健的证据。这些发现对运动表现、康复和跌倒预防具有实际意义，特别是在下肢柔韧性是一个相关且可改变的结局的情境中。
亚组分析未显示目标肌群（膝伸肌 vs 膝屈肌 vs 跖屈肌，p=0.100）有显著的调节效应。在所有检查的肌群中均观察到柔韧性的显著改善。这一发现与Ingram等人和Konrad等人先前系统综述与Meta分析的结果基本一致，他们报告了慢性静态拉伸可改善不同肌群的柔韧性。因此，本结果表明，无论目标下肢肌群如何，慢性静态拉伸均可改善柔韧性。尽管膝屈肌的合并估计值在数值上最大，但肌群间差异不显著。因此，应谨慎解释这种表观差异，它可能反映柔韧性评估、拉伸技术或干预方案的方法学差异，而非真正的肌群特异性适应。总体而言，这些发现表明在膝伸肌、膝屈肌和跖屈肌上均可获得有意义的柔韧性改善。
亚组分析显示，年龄（p=0.853）并未调节拉伸诱导的柔韧性改善。这些发现与Ingram等人报告的结果一致，他们观察到<65岁和≥65岁参与者之间慢性拉伸效应无差异。相比之下，Arntz等人对拉伸诱导的肌肉力量和爆发力变化进行了Meta回归分析。该分析提示年龄可能是力量适应中的一个调节因素。在本研究中，对四个年龄类别（<18岁，18-39岁，40-64岁，和≥65岁）进行的详细亚组分析一致显示所有组均有中等效应量。ROM和肌肉-肌腱单元的力学特性随年龄变化，慢性静态拉伸的效果可能受到这些与年龄相关变化的影响。然而，一项检验年轻和老年成人之间静态拉伸对肌肉-肌腱单位力学特性急性影响的Meta分析报告，无显著的年龄相关差异。关于慢性效应，在本综述纳入的研究中未发现直接比较年龄组的研究。尽管如此，先前Meta分析的发现为本文观察到的亚组发现提供了部分支持。总体而言，这些数据表明，尽管基线ROM和绝对ROM可能因年龄组而异，但以标准化效应量（而非绝对ROM值或百分比变化）表达的慢性静态拉伸后ROM改善幅度，可能不会因年龄而有实质性差异。
本研究的亚组分析还表明，拉伸对柔韧性的慢性效应未受性别（p=0.990）显著调节，与先前研究结果一致。相反，Arntz等人报告，女性比例较高的干预组在肌肉力量方面获得了更大的增益。类似地，Konrad等人发现，仅包含女性参与者的拉伸方案（结合了动态、弹道和本体感觉神经肌肉促进（PNF）拉伸等方式）产生了更大的柔韧性改善。总体而言，这些发现表明，当结局涉及肌肉力量或拉伸方案需要大量肌肉收缩时，女性可能表现出更大的适应性反应。
关于参与者的训练状态，亚组分析显示，对静态拉伸的柔韧性适应性无显著差异（运动员和训练者 vs 娱乐性活动者 vs 久坐者，p=0.221）。Konrad等人提出，训练有素和未训练的个体可能对训练刺激（如同步进行阻力和耐力训练）有不同的反应，并假设训练状态可能影响柔韧性改善。然而，无论是他们的发现还是本研究的发现均不支持这一假设。在所有训练状态组中均一致观察到中等程度的柔韧性改善。这些发现具有实际意义，表明运动员、娱乐性活动参与者和久坐个体均可获得类似的柔韧性改善。
亚组分析显示基线柔韧性（p=0.260）无显著差异。这一发现与Ingram等人的解释形成对比，后者认为基线柔韧性较高的个体可能表现出较小的改善，因为他们的ROM接近理论极限。然而，该解释假设亚组分析中包含了具有过度柔韧性的参与者；因此，该结果不能直接与对比存在紧张者和正常柔韧性者的亚组分析结果进行比较。值得注意的是，在Ingram等人的Meta分析和本研究中均被纳入的Ayala等人的研究报告称，在12周干预期间，紧张和正常腘绳肌组都观察到了ROM的一致增加，且幅度相当。总体而言，现有证据表明，有限的基线柔韧性不太可能限制拉伸诱导的改善。在纳入的研究中，基线柔韧性通常被分类为“紧张”、“正常”或“未报告”，而过度柔韧性很少被定义。未来研究应标准化紧张的标准，并明确纳入柔韧性水平接近理论上限的参与者（即具有异常高基线柔韧性的个体），以更好地阐明基线柔韧性在静态拉伸适应中的作用。
本研究存在一些局限性。首先，尽管将纳入标准限制为随机对照试验（RCTs）和下肢肌肉，但显著的异质性仍然明显。观察到的异质性可能反映了与干预相关的因素，这些因素在本综述中未被作为调节因素进行检验，包括拉伸量、强度、频率、组数、每节训练时长和总干预持续时间。由于本综述主要关注个体特征和目标肌群，并且这些干预相关变量在纳入的研究中报告不一致，因此它们对异质性的潜在贡献未能得到充分解决。其次，本综述仅限于下肢肌肉和关节；因此，研究结果可能无法推广到上肢柔韧性适应。第三，本综述仅纳入以英文发表的研究，可能排除了其他语言发表的相关文献。然而，先前证据表明，将系统综述限制在英文出版物对合并估计值和总体结论的影响极小。第四，近期研究评估了慢性静态拉伸对肌肉-肌腱单元僵硬度、肌肉僵硬度以及肌肉结构的影响。由于本综述仅关注柔韧性结局，应谨慎解释这些发现，因为这些测量反映了不同的生理构造。最后，未对证据确定性进行正式的GRADE评估。尽管此类评估将进一步加强对研究结果的解释，但本综述的主要目的是检验柔韧性适应的潜在调节因素，而非制定临床建议。此外，纳入的研究在拉伸方案、目标肌群、结局指标和参与者特征方面表现出显著变异性。因此，应谨慎解释研究结果，特别是考虑到显著的异质性、潜在的小样本研究效应、多项研究的小样本量，以及拉伸干预固有的方法学局限性，如对参与者和治疗师设盲的困难。
**结论**
本系统综述与Meta分析检验了慢性静态拉伸对下肢柔韧性的影响，所用证据仅限于随机对照试验（RCTs）。汇总结果显示，慢性静态拉伸与显著且中等程度的柔韧性改善相关。然而，观察到了显著的异质性（τ2=0.249；I2=66.1%）和潜在的小样本研究效应，因此需要谨慎解释研究结果。亚组分析表明，这些适应未受年龄、性别、基线柔韧性、训练状态或目标下肢肌群的有意义调节。总体而言，研究结果表明，静态拉伸可能改善不同健康个体和不同目标肌群的下肢柔韧性，尽管这些发现的确定性和普遍性受到所纳入研究的异质性、潜在的小样本研究效应和方法学变异性的限制。
