運動干預(yù)青少年抑郁癥狀效果的meta分析

徐 濤，周縣委，張?zhí)斐?，張福蘭，彭春蘭，黎艷芳

抑郁癥是一種以心境低落、興奮性下降、愉快感缺乏、精神運動遲緩為特征的負(fù)性情緒狀態(tài)［1］。抑郁癥狀是抑郁癥前期的一種非臨床形式。長期存在會對青少年的精神、情緒、思維、學(xué)業(yè)、人際交往等諸多方面產(chǎn)生嚴(yán)重的影響，甚至發(fā)展為抑郁癥，給家庭和社會帶來沉重負(fù)擔(dān)［2］。我國13～18歲年齡階段青少年正處于中學(xué)階段，不僅面臨青春期心理、生理的巨大變化，還面臨較重的學(xué)業(yè)壓力，更易產(chǎn)生抑郁癥狀。有研究表明該階段我國青少年抑郁癥狀檢出率達28.4%［3］，高于歐美等發(fā)達國家［4，5］。

運動干預(yù)抑郁癥狀具有副作用小、成本低、患者依從性好、效果持續(xù)時間長等特點，是諸多治療指南的推薦療法［6，7］。運動干預(yù)抑郁癥狀的機制非常復(fù)雜。運動鍛煉可通過調(diào)節(jié)脂肪因子、神經(jīng)生長因子、肌肉細(xì)胞因子的表達［8～10］，促進多巴胺(DA)、去甲腎上腺素(NE)、5羥基色氨酸(5-HT)的釋放［11］，降低 IL-1β、TNF-α、IL-6、IL-8 和 IL-10的水平抑制炎癥通路［12，13］，改善線粒體功能［14］，抑制海馬神經(jīng)元的凋亡、促進海馬細(xì)胞增殖［15］，介導(dǎo)MicroRNA 的表達［16，17］等改善抑郁癥狀。另外，運動鍛煉還可以正向強化一般行為激活效應(yīng)，能夠提高獲得感和成就感，同時也能夠提供更多的社交機會，分散患者對消極情緒和心情的注意力，緩解抑郁癥狀［18～20］。

meta分析是一種定量化的研究證據(jù)合成方法。其研究結(jié)果具有較高的證據(jù)強度［21］。但現(xiàn)有的研究中未見專門針對運動鍛煉干預(yù)13～18歲青少年抑郁癥狀效果及其調(diào)節(jié)變量的研究?；诖?，本研究收集國內(nèi)外公開發(fā)表的有關(guān)運動干預(yù)13～18歲青少年抑郁癥狀的文獻，運用meta分析的方法評價運動干預(yù)的效果，旨在為制定我國該年齡段青少年抑郁癥狀的運動處方提供參考。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索

于2020年11月13日檢索中英文數(shù)據(jù)庫。中文數(shù)據(jù)庫包括:知網(wǎng)、萬方、中國生物醫(yī)學(xué)數(shù)據(jù)庫、維普;英文數(shù)據(jù)庫包括:PubMed、Embase、Web of Science、Cochrane Library、Ovid Medline，檢索時間為建庫至檢索日。中文以“抑郁癥狀”，“體育/運動”，“青少年/學(xué)生”為主題詞與其自由詞相結(jié)合進行檢索;英文以“depressive symptom”，“sport*/exercise”，“adolescent*/student* ”為主題詞與其自由詞結(jié)合進行檢索。

1.2 文獻納入和排除標(biāo)準(zhǔn)

納入標(biāo)準(zhǔn):①研究對象為青少年，平均年齡13～18歲;②文獻類型為隨機對照試驗(RCT);③干預(yù)方式為運動干預(yù);④結(jié)局指標(biāo)或部分結(jié)局指標(biāo)為抑郁。

排除標(biāo)準(zhǔn):①重復(fù)發(fā)表;②患者患抑郁合并其他嚴(yán)重軀體疾病;③無法獲取全文;④數(shù)據(jù)不完整。

1.3 文獻篩選和數(shù)據(jù)提取

文獻的篩選和數(shù)據(jù)提取全程由3位研究者共同完成。利用NoteExpress文獻管理軟件，排除重復(fù)文獻。2位研究者同時對文獻進行篩選和數(shù)據(jù)提取，結(jié)束后對比結(jié)果，有異議的組內(nèi)商議解決或請第3位研究者仲裁。

1.4 文獻質(zhì)量評價

采用物理治療循證醫(yī)學(xué)中心制定的PEDro量表進行文獻質(zhì)量評價。該量表共11個條目，除第1條不計分外，每條1分。得分≤3分為質(zhì)量較差;得分在4～5分為質(zhì)量中等;得分在6～8分為質(zhì)量較好;得分≥9分為高質(zhì)量［22］。本研究文獻質(zhì)量評價由2位研究者分別進行。當(dāng)出現(xiàn)分歧時商議解決或請第3位研究者仲裁。

1.5 統(tǒng)計分析

研究采用RevMan5.3軟件進行meta分析。由于結(jié)局指標(biāo)為連續(xù)型變量，且測量單位不同，故選用標(biāo)準(zhǔn)化均值差(SMD)及其95%置信區(qū)間(95%CI)作為效應(yīng)尺度進行效應(yīng)量的合并。根據(jù)Cohen的解釋，SMD＜0.2為微小效應(yīng)量;0.2≤SMD＜0.5為小效應(yīng)量;0.5≤SMD＜0.8為中效應(yīng)量;SMD≥0.8為大效應(yīng)量［23］。根據(jù)Q檢驗的P值以及I2判斷各研究間的異質(zhì)性。若P＞0.1，且I2＜40%，表示各研究間異質(zhì)性較小。采用固定效應(yīng)模型進行效應(yīng)量的合并，反之則采用隨機效應(yīng)模型。通過亞組分析(運動項目類型、運動強度、運動時間、運動頻率、運動周期)探究異質(zhì)性的來源，采用改變分析模型和逐篇排除文獻的方法進行敏感性分析。

2 結(jié)果

2.1 文獻的檢索結(jié)果

通過知網(wǎng)、萬方等數(shù)據(jù)庫檢索中文文獻848篇;通過PubMed、Embase等數(shù)據(jù)庫檢索英文文獻346篇，共1 194篇文獻。在NoteExpress剔除重復(fù)文獻603篇，閱讀題目和摘要后剔除545篇，閱讀全文后剔除36篇，最終納入10篇文獻［24～33］。其中英文文獻7 篇［24～30］、中文文獻3 篇［31～33］(見圖1、表1)。

圖1 文獻篩選流程圖

2.2 文獻的基本特征

本次 Meta分析共納入 10 篇文獻［24～33］，包含13項RCT;1 011名被試(干預(yù)組542人，對照組469人)，平均年齡13.1～17.8歲。有5項RCT為個人項目［27，29～31］、7 項為集體項目［25～28，30，32，33］、1項為混合項目［24］;2 項 RCT 為低運動強度［24，32］、5項 為 中 運 動 強 度［28，29，31，33］、2 項 為 高 運 動 強度［25，30］、4 項無法判斷具體運動強度［26，27，30］;5 項RCT 運動時間為 20～40min［24～26，30，32］、3 項為 45～60 min［31，33］、3 項為 70～ 80 min［27，28］、2 項未報告運動時間［29，30］;3 項 RCT 運動頻率為每周 1～2次［28，31］、6 項為每周 3 次［24，25，27，29，30］、2 項為每周 4～5 次［32，33］、1 項未報告運動頻率［30］;7 項 RCT 運動周期為 4～ 8 周［27，29～31，33］、2 項為 9～11 周［26，32］、4 項為 12～14 周［24，25，28，33］(見表 1)。

表1 納入研究的基本特征

2.3 文獻質(zhì)量評價

本次 meta分析納入的 10 篇文獻［24～33］，PEDor量表得分為5～7分。1篇文獻得分為7分［24］、3篇文獻得分為 6 分［25，26，30］、6 篇文獻得分為 5分［27～29，31～33］。10 篇文獻均提供了“納入標(biāo)準(zhǔn)”“隨機分配”“超過85%的受試者至少測量了1項主要指標(biāo)”“組間統(tǒng)計分析”“點測量值和變異測量值”［24～33］。其中 2 篇提供了分配隱藏［24，30］、2 篇對結(jié)局指標(biāo)測量者實施盲法［24，25］、1篇提供了意向治療［26］。

2.4 meta 分析結(jié)果

對納入的10篇文獻，進行總體效應(yīng)量的合并(見圖2)。研究納入的10篇文獻間接近中度異質(zhì)性(I2=40%，P=0.07)，采用隨機效應(yīng)模型進行效應(yīng)量的合并。meta分析結(jié)果顯示:運動鍛煉對青少年抑郁癥狀的整體效應(yīng)量為SMD=-0.57(95%CI:-0.75～ -0.40，、Z=6.34，P ＜0.001)，總體合并效應(yīng)量有統(tǒng)計學(xué)意義，表明運動鍛煉可以影響青少年抑郁狀況。10篇文獻采用的篩查工具均為得分越高，抑郁程度越深。效應(yīng)量為負(fù)值表明運動鍛煉可以有效降低青少年抑郁癥狀得分，SMD=-0.57為中效應(yīng)量說明運動鍛煉可以有效地改善青少年抑郁癥狀。同時各研究間接近中度異質(zhì)性，反映可能存在潛在調(diào)節(jié)變量對總體效應(yīng)產(chǎn)生影響。

圖2 運動干預(yù)青少年抑郁的meta分析森林圖

2.5 亞組分析

根據(jù)整體效應(yīng)量的異質(zhì)性，需要進一步對可能的調(diào)節(jié)因素進行亞組分析，以尋找異質(zhì)性的來源。本研究對運動項目類型、運動強度、運動時間、運動頻率、運動周期5個因素進行亞組分析(見表2)。

表2 運動干預(yù)青少年抑郁癥狀的亞組分析

2.5.1 不同運動項目類型干預(yù)效果 該組共納入12項RCT，樣本量961例，運動項目類型分別為個人項目和集體項目。2個組別接近中度異質(zhì)性(I2=33.8%)，表明運動項目類型對運動鍛煉和青少年抑郁癥狀的關(guān)系有一定的調(diào)節(jié)作用。其中，個人項目產(chǎn)生的效應(yīng)量較大(SMD=-0.74、95%CI:-1.05～-0.43);集體項目產(chǎn)生的效應(yīng)量較小(SMD=-0.49、95%CI:-0.73～ -0.26)。

2.5.2 不同運動強度干預(yù)效果 該組共納入9項RCT，樣本量755例，運動強度分別為低強度、中強度、高強度，3個組別的效應(yīng)量存在低異質(zhì)性(I2=0.0%)。其中低強度達最大效應(yīng)量(SMD=-0.69、95%CI:-1.16～ -0.22)，高強度效應(yīng)量次之(SMD=-0.66、95%CI:-0.74～ -0.35)，中強度效應(yīng)量最小(SMD=-0.52、95%CI:-0.79～-0.25)。

2.5.3 不同運動時間干預(yù)效果 該組共納入11項RCT，樣本量952例，運動時間分別為每次20～40min、每次45～60min、每次70～80min，3 個組別的效應(yīng)量存在低異質(zhì)性(I2=0.0%)。其中每次70～80min達最大效應(yīng)量(SMD=-0.70、95%CI:-1.25～-0.14)，每次45～60min效應(yīng)量次之(SMD=-0.51、95%CI:-0.80～ -0.21)，每次20～40min效應(yīng)量最小(SMD=-0.48、95%CI:-0.75～ -0.22)。

2.5.4 不同運動頻率干預(yù)效果 該組共納入11項RCT，樣本量893例，運動頻率分別為每周1～2次、每周3次、每周4～5次。3個組別的效應(yīng)量之間存在高度的異質(zhì)性(I2=79.0%)，表明運動頻率對運動鍛煉與青少年抑郁癥狀的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用，其中每周鍛煉3次效應(yīng)量達最大(SMD=-0.89、95%CI:-1.15～-0.62)，每周鍛煉1～2次效應(yīng)量次之(SMD=-0.52、95%CI:-0.81～ -0.23)，每周鍛煉4～5次效應(yīng)量最小(SMD=-0.30、95%CI:-0.57～ -0.02)。

2.5.5 不同運動周期干預(yù)效果 該組共納入13項RCT，樣本量893例，運動周期分別為4～8周、9～11周、12～14周。3個組別的效應(yīng)量之間存在高度異質(zhì)性(I2=71.3%)，表明運動周期對運動鍛煉與青少年抑郁癥狀的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用。其中干預(yù)4～8周效應(yīng)量達最大(SMD=-0.74、95%CI:-0.96～-0.53)，12～14周效應(yīng)量次之(SMD=-0.40、95%CI:-0.64～ -0.16)，9～11周效應(yīng)量無統(tǒng)計學(xué)意義(SMD=-0.25、95%CI:-0.62～0.12)。

2.6 敏感性分析

敏感性分析采用改變分析模型和逐篇排除文獻兩種方法進行檢驗。改變分析模型結(jié)果表明，隨機效應(yīng)模型的合并效應(yīng)量(SMD=-0.57、95%CI:-0.75～-0.40)與固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)量(SMD=-0.53、95%CI:-0.66～ -0.40)差異較小。逐篇排除各文獻，合并效應(yīng)量在-0.59～-0.48之間(見表3)。兩種方法均表明，本次meta分析的結(jié)果穩(wěn)定性較好。

表3 逐篇排除文獻后的合并效應(yīng)

2.7 發(fā)表偏倚

漏斗圖是以效應(yīng)量為X軸，樣本量為Y軸的散點圖，用于評估發(fā)表偏倚。通常情況下納入的研究不得低于10項。本研究納入10篇文獻13項研究，可以采用。通過繪制的漏斗圖可以看到，各研究落在X軸上的位置左右基本對稱，提示本次meta分析存在發(fā)表偏倚的可能性較小(見圖3)。

圖3 發(fā)表偏移漏斗圖

3 討論

本次meta分析效應(yīng)量的合并結(jié)果(SMD=-0.57、95%CI:-0.75～ -0.40)，表明運動具有明顯改善13～18歲青少年抑郁癥狀的效果。本研究結(jié)果與 Radovic等［34］的研究結(jié)果(SMD=-0.61、95%CI:-1.06～ -0.16)接近，低于 Bailey等［35］的研究結(jié)果(SMD=-0.82、95%CI:-1.02～-0.61)，可能與兩項研究納入的被試年齡差異有關(guān)。Bailey等的研究納入的被試平均年齡18～25歲，而本研究納入的文獻被試平均年齡13～18歲。

由于meta分析總體存在一定的異質(zhì)性(I2=40%)，故通過亞組分析對調(diào)節(jié)變量進行探討，尋找異質(zhì)性可能的來源。個人項目干預(yù)青少年抑郁癥狀的效應(yīng)量高于集體項目的效應(yīng)量，這可能主要與干預(yù)時被試的注意力集中程度有關(guān)。在進行集體練習(xí)時，被試的注意力較為分散，而進行個人練習(xí)時，注意力則比較集中，可能對干預(yù)效果產(chǎn)生了影響［36］。另外，有抑郁癥狀的青少年往往伴有同伴關(guān)系不良、親近或依賴他人困難等特征［37］。在進行團體項目時，青少年更容易暴露這些缺點，可能會增加其對干預(yù)過程的抵觸，影響干預(yù)效果。

研究結(jié)果顯示:低強度運動干預(yù)產(chǎn)生的效應(yīng)量最大，其次是高強度運動，中強度運動產(chǎn)生的效應(yīng)量最小。這與相關(guān)的研究結(jié)論不同［38，39］。不同運動強度對干預(yù)效果有一定的影響，但差異無統(tǒng)計學(xué)意義。造成不同運動強度干預(yù)效果的差異可能與中高強度的運動增加了被試的壓力感知和TNF-α和白介素-6等炎癥因子的水平，抑制了干預(yù)的效果有關(guān)［6］。運動時間70～90min產(chǎn)生的效應(yīng)量最大，其次是45～60min，20～40min產(chǎn)生的效應(yīng)量最小，這可能是因為長時間運動一般運動強度較低。長時間的中低強度運動，可有效地改善線粒體功能，降低體內(nèi)過氧化物水平，提高內(nèi)源性抗氧化通路效率，減少腦部組織損傷，改善抑郁癥狀［40］。

研究表明，每周鍛煉3次達最大效應(yīng)量，其次是1～2次，4～5次產(chǎn)生的效應(yīng)量最小，這與相關(guān)的研究結(jié)論基本一致［41］。較低的運動頻率對機體產(chǎn)生的刺激非常有限，而較高的運動頻率又可能給被試帶來心理壓力和身體疲勞。每周3次可能是干預(yù)效果的拐點，這一結(jié)果可能因為被試者的特點不同而有所差異。干預(yù)周期4～8周取得最大效應(yīng)量，其次是12～14周，9～11周產(chǎn)生的效應(yīng)量最小。短時期的運動鍛煉可以為腦部神經(jīng)元提供豐富的環(huán)境刺激，促使神經(jīng)元的再生，而長時間的干預(yù)可能使這種刺激逐漸減弱［42］。這也提醒在運動干預(yù)的過程中有必要嘗試定期變換運動項目、形式、時間等，為被試者持續(xù)提供豐富的腦部刺激，可能會取得更好的干預(yù)效果，還有待進一步研究。

研究對納入的文獻采用PEDro量表進行質(zhì)量評價，雖然該過程由2名研究員獨立完成，但是過程有一定的主觀性，故仍可能存在一定的偏差。未來需要引入更加科學(xué)規(guī)范的文獻質(zhì)量評價體系，以降低主觀性造成的誤差。

研究所采用meta分析方法是對已有研究結(jié)論的量化綜合，因此可能受到一些非可控因素的影響。meta分析對納入的文獻的質(zhì)量和數(shù)量有較大的依賴。在檢索的過程中，存在少量文獻無法檢索到，部分文獻因數(shù)據(jù)不完整等原因被排除，導(dǎo)致最終僅納入10篇文獻。進行亞組分析時，個別組別僅納入2～3篇，存在偏差的可能性較大。此外，本研究納入的文獻，均采用了不同的量表。由于各量表的信效度存在一定的差異，可能對最終的結(jié)果有一定的影響。

4 結(jié)論

本研究表明運動鍛煉具有明顯的改善青少年抑郁癥狀的效果。其中個人項目干預(yù)效果優(yōu)于集體項目，低強度運動效果最佳;采用4～8周、每周3次、每次70～90min的運動鍛煉方案的效果最顯著。以上研究結(jié)論可為青少年抑郁癥狀的運動處方制定提供參考依據(jù)。