用於醫療保健專業人員gydF4y2Ba

CCgydF4y2Ba通過gydF4y2Ba數控gydF4y2Ba開放獲取gydF4y2Ba
研究gydF4y2Ba

在兒童的身體活動幹預的有效性:係統回顧和薈萃分析客觀測量結果的對照試驗(晨鳥54)gydF4y2Ba

BMJgydF4y2Ba2012年gydF4y2Ba;gydF4y2Ba345年gydF4y2Badoi:gydF4y2Bahttps://doi.org/10.1136/bmj.e5888gydF4y2Ba(2012年9月27日發布)gydF4y2Ba引用這個:gydF4y2BaBMJgydF4y2Ba2012;345:e5888gydF4y2Ba
  1. 布拉德•麥特卡爾夫gydF4y2Ba、研究員和統計學家gydF4y2Ba1gydF4y2Ba,gydF4y2Ba
  2. 威廉亨利gydF4y2Ba教授,醫學統計數據gydF4y2Ba2gydF4y2Ba,gydF4y2Ba
  3. 特倫斯威爾金gydF4y2Ba教授、內分泌和代謝gydF4y2Ba1gydF4y2Ba
  1. 1gydF4y2Ba內分泌和新陳代謝,半島醫學院和牙科,普利茅斯大學校園,英國普利茅斯gydF4y2Ba
  2. 2gydF4y2Ba衛生服務研究所,半島醫學院和牙科,埃克塞特大學校園,英國埃克塞特gydF4y2Ba
  1. 麥特卡爾夫通信:BgydF4y2Babrad.metcalf在}{nhs.netgydF4y2Ba
  • 接受gydF4y2Ba2012年8月21日gydF4y2Ba

文摘gydF4y2Ba

客觀的gydF4y2Ba確定,到什麼程度,身體活動幹預影響兒童的整體活動水平。gydF4y2Ba

設計gydF4y2Ba係統回顧和薈萃分析。gydF4y2Ba

數據源gydF4y2Ba電子數據庫(Medline, Embase PsycINFO, SPORTDiscus)和引用列表,包括研究和相關的評論文章。gydF4y2Ba

研究選擇gydF4y2Ba設計:隨機對照試驗或控製臨床試驗(集群和個人)發表在同行評議的期刊。幹預:將一個組件旨在提高兒童/青少年的身體活動和至少4周的時間。結果:測量一整天身體活動客觀與加速度計之前或之後立即幹預期結束。gydF4y2Ba

數據分析gydF4y2Ba幹預效果(標準化意味著差異)計算總體力活動,時間在中度或劇烈的身體活動,或者兩者都為每個使用加權隨機效應模型研究和彙集。多元回歸的異質性進行了探討幹預效果與研究對象,設計、幹預類型和方法學質量。gydF4y2Ba

結果gydF4y2Ba三十個研究(包括14 326名參與者;6153年與加速度計測量身體活動)滿足入選標準,所有合格的薈萃分析/多元回歸。聯合幹預的效果在所有研究小到可以忽略不計了總體力活動(標準化平均差0.12,95%置信區間0.04 - 0.20;P < 0.01)和小為中度或劇烈活動(0.16,0.08,0.24;P < 0.001)。多元回歸表明,聯合幹預效果的任何子組之間沒有顯著差異(例如,對於體育活動,標準化的平均差異0.07年齡< 10年和0.16≥10年,P = 0.19;0.07整個範圍和身體質量指數為0.22隻超重/肥胖兒童,P = 0.07;0.12研究持續時間≤6個月和0.09 > 6個月,P = 0.71;0.15基於/家庭幹預和0.10學校幹預,P = 0.53;更高質量的研究和0.09和0.14為低質量研究中,P = 0.52)。gydF4y2Ba

結論gydF4y2Ba本文提供了強有力的證據表明,身體活動幹預影響隻有一個小(大約4分鍾每天走路或跑步)對兒童的整體活動水平。部分這一發現或許可以解釋為什麼這類幹預措施取得了有限的成功在減少兒童的身體質量指數和脂肪。gydF4y2Ba

介紹gydF4y2Ba

體育活動是與健康有很多好處,gydF4y2Ba1gydF4y2Ba2gydF4y2Ba3gydF4y2Ba但是大多數孩子不符合國家的建議。gydF4y2Ba4gydF4y2Ba5gydF4y2Ba6gydF4y2Ba特別是預防肥胖被認為是其中的一個好處更活躍,和相應的幹預措施旨在減少兒童肥胖合並身體活動組件。觀察性研究一致表明,更大的活動相關聯(gydF4y2BargydF4y2Ba~−0.2)較低的身體質量指數和腰圍,gydF4y2Ba7gydF4y2Ba8gydF4y2Ba9gydF4y2Ba10gydF4y2Ba11gydF4y2Ba然而身體活動幹預措施到目前為止已經很大程度上成功改善兒童的體重指數或身體成分,gydF4y2Ba12gydF4y2Ba13gydF4y2Ba14gydF4y2Ba和理解的原因是非常重要的。一種解釋,一些證據存在,gydF4y2Ba15gydF4y2Ba更多的活動導致更高卡路裏的消耗,抵消任何增加能量消耗。另一個,但更根本的是,身體活動幹預並不會增加兒童的活動充分影響肥胖。gydF4y2Ba

到目前為止,所有的係統評價,探討體力活動幹預措施的有效性在孩子們的活動水平有重要的局限性。例如,評論並沒有限製他們一整天的活動或客觀分析,測量結果,gydF4y2Ba12gydF4y2Ba16gydF4y2Ba17gydF4y2Ba盡管他們的解釋可能是至關重要的。這些評論包括很大一部分依賴於調查問卷的研究,提供一個貧窮的客觀測量身體活動代理(gydF4y2BargydF4y2Ba-0.3 ~ 0.1)。gydF4y2Ba18gydF4y2Ba19gydF4y2Ba20.gydF4y2Ba更重要的是,問卷調查有可能通過預期偏差,提高意識,或兩者兼而有之。gydF4y2Ba21gydF4y2Ba加速度計,相比之下,被認為是標準方法測量自由生活活動,對應活動相關的能量消耗。gydF4y2Ba22gydF4y2Ba23gydF4y2Ba現有的評論還包括研究測量隻在幹預活動在一天的特定時段(例如,體育課,打破/休息時間,上課時間),並觀察到在這樣的時期影響可能並不代表對一整天身體活動幹預的影響。gydF4y2Ba

本文的主要目的是確定是否以及在多大程度上,身體活動幹預增加孩子的整體活動,通過薈萃分析的方法。第二個目的是研究潛在幹預的影響關係研究水平共使用多元回歸。此前棱鏡的首選行為準則和報告係統評價和薈萃分析。gydF4y2Ba24gydF4y2Ba

方法gydF4y2Ba

入選標準gydF4y2Ba

研究必須滿足以下所有條件包含在該審查。gydF4y2Ba

人口gydF4y2Ba參與者必須16歲或更年輕。gydF4y2Ba

幹預gydF4y2Ba——幹預必須整合組件,旨在增加身體活動。控製條件必須不包含任何形式的活動/運動相關的元素。幹預期間至少需要4周。gydF4y2Ba

結果gydF4y2Ba物理活動一定是客觀測量用個加速器在同一參與者在基線和隨訪。我們隻包括研究測量“後續運動”之前或之後立即幹預期結束後4周內()。一整天的活動必須報告為身體活動總量(通常表示為平均加速度計數/分鍾),中度或劇烈活動的時間(時間至少在活動的強度快步走,通常表示為“分鍾/天”或“天”的比例),或兩者兼而有之。我們排除了研究報告隻有“部分日”活動水平。gydF4y2Ba

研究設計gydF4y2Ba——學習必須隨機對照試驗或控製臨床試驗(集群或個人)。gydF4y2Ba

搜索策略gydF4y2Ba

我們搜索四個電子數據庫(Medline Embase, PsycINFO,和SPORTDiscus)的文章發表在同行評議期刊從1990年1月至2012年3月初。我們沒有語言限製。我們使用搜索詞相關的兒童(兒童*,青年,adolescen *,少年,少年*,嬰兒*,*,*)的女孩,一個活動的幹預(體力活動,活性*,exercis *,訓練,久坐不動的,肥胖、超重,BMI),類型的試驗(隨機控製試驗,個隨機對照試驗,幹預),和一個客觀衡量活動(客觀的*,acceleromet *,活動監視器,長短,結核杆菌感染,CSA,選用,actiheart, tritrac,一維的,三軸,MVPA)。兩個評論家獨立地評估了抽象從這個電子檢索搜索潛在的符合條件的研究。當抽象這項研究清楚地表明,是不合適的,這項研究是丟棄。我們獲得全文的研究似乎是潛在的合格,也對那些無法排除的基礎上單獨的抽象信息。我們比較抽象選擇全文檢索每個審查員在這個階段通過討論和解決任何不符點。相同的兩個評論者獨立評估了全文的文章和選擇符合入選標準的研究,再通過討論解決任何不符點。我們還搜查了參考的相關評論文章和文章列表符合入選標準。最後,我們檢查了文章,遇到重複報告的入選標準相同的數據。gydF4y2Ba

數據提取gydF4y2Ba

一位評論家協變量提取研究水平的相關信息和試驗的結果,並檢查第二個審稿人。我們提取信息研究參與者(比例的女孩,基線年齡、身體質量指數,和活動水平),大小、持續時間、設置的幹預(例如,家裏,學校,或基於社區),身體活動組件的幹預,該方法測量活動(類型和模型的加速度計,要求的天數中的磨損,當在采取後續措施:幹預期間或之後),和維度的研究質量/偏差的風險(隨機、失訪比例與意圖治療分析方法)作為潛在效應修飾符。gydF4y2Ba

我們提取的結果總身體活動的具體信息,中度或劇烈的身體活動,或兩者兼而有之。提取的數據類型根據不同的結果報道。可用,我們提取有關模型統計(gydF4y2BaFgydF4y2Ba統計,gydF4y2BatgydF4y2Ba統計,或P值),“集團×時間”模型係數,之間組平均差(差異”活動從基線”或“後續活動”的差異控製基線活動),或在組織方式(平均從基線或生意味著基線和隨訪)。對於模型派生的數據或係數,我們盡可能協變量中提取信息。我們也提取精度的相應措施(標準偏差、標準錯誤,或95%的置信區間)的所有手段和係數。最後,我們提取的總數參與者參與每個研究和提供有效的加速度計數據的數量。gydF4y2Ba

計算尺度效應gydF4y2Ba

並不是所有的研究使用相同類型的加速度計。結果,這兩個結果的單位(總身體活動和中度或劇烈的身體活動)是不一樣的在所有的研究中,我們標準化。作為結果的措施是連續變量,每個研究的幹預效果所代表的標準化意味著不同的結果,計算出本文除以組之間的區別意味著活動從基線(或後續活動控製了基線活動)活動的彙集標準差變化從基線。我們使用了“瘋狂”包R統計軟件(R.2.13.0)計算效果(它的方差和95%置信區間)為每一個研究通過對衝的gydF4y2BaggydF4y2Ba。gydF4y2Ba25gydF4y2Ba當試驗報告在組均值和標準差分別在基線和隨訪,我們假定的相關性gydF4y2BargydF4y2Ba= 0.5gydF4y2Ba4gydF4y2Ba26gydF4y2Ba27gydF4y2Ba基線和隨訪活動估計標準差活動改變基線。在研究報告中隻有一個總體力活動或溫和或劇烈體育活動,我們發郵件給相應的作者請求。在中等強度的活動和劇烈活動分別報告了,我們結合他們獲得適度的或劇烈活動的措施。gydF4y2Ba

在研究報道多重比較(如對男孩和女孩,兩個時間點,組織接收不同的幹預措施,或兩個不同的群體),我們計算一個標準化的平均差分別比較。沒有一項研究報告的綜合效應和方差,我們計算了加權平均數的多個影響像伯倫斯坦博士和他的同事所描述的那樣。gydF4y2Ba28gydF4y2Ba比較不相互獨立的(例如,多個時間點在同一隊列),我們調整組合方差之間的相關程度比較,再假設gydF4y2BargydF4y2Ba= 0.5如果不是說。gydF4y2Ba4gydF4y2Ba26gydF4y2Ba27gydF4y2Ba我們隻提取並分析了基於結果的比較測量期間或之後的幹預;采取措施結束後超過一個月的幹預期不包括在分析中。gydF4y2Ba

計算一個全麵總結影響的大小gydF4y2Ba

我們結合所有的包括研究的尺度效應來估計總體效果總結(95%置信區間)總身體活動和中度或劇烈的身體活動通過使用隨機效應分析模型加權的逆效應方差(R.2.13.0瘋狂包中)。整體標準化平均差~ 0.2被認為是小,0.8 ~ 0.5是溫和的,~很大。gydF4y2Ba29日gydF4y2Ba我們評估之間的異質性研究影響森林的目視檢查情節和我gydF4y2Ba2gydF4y2Ba統計。我們用來幫助確定是否繼續我們的二次aim-examining研究水平盡可能反是heterogeneity-was適當的來源。gydF4y2Ba

協變量尺度效應研究的水平gydF4y2Ba

對於這一分析,研究不一定代表一個效果。我們沒有池內多個比較研究中,考慮他們的獨立樣本。值得注意的例外是多個時間點,這兩個因素的影響顯然不是相互獨立的。我們彙集多個時間點對所有分析除了那些探索修飾符“持續時間”作為一個潛在的影響。gydF4y2Ba

我們分組比較的基線特征研究表明人口(獨家性:男孩和專門女孩;年齡:< 10年,≥10年;身體質量指數狀態:所有類別和專門超重/肥胖;活動水平:總身體活動< 500 /分鍾,≥500 /分鍾);研究設計(時間:≤6個月> 6個月;研究大小:n < 200 n≥200;方法學質量:質量分數≤2/3和質量分數= 3/3;後續的時機:在幹預後,幹預);和幹預的類型(設置:家庭/基於家庭和學校;活動會話提供幹預:是的/不)。 We entered each of these dichotomous variables into a weighted random effects meta-regression model separately (“metafor” package in R.2.13.0). We then entered all variables into a multivariate meta-regression model using a backward elimination approach with a removal criterion of P>0.05. In addition, we analysed the covariates that we extracted as continuous variables to test whether the relation was linear and consistent with the findings of the categorical analysis. We calculated the proportion of total between study variance explained by the model and reported it as R2gydF4y2Ba。gydF4y2Ba30.gydF4y2Ba

敏感性分析gydF4y2Ba

我們使用兩個推薦形式的敏感性分析來驗證分析結果的可靠性。gydF4y2Ba31日gydF4y2Ba首先,我們假定不同的相關性gydF4y2BargydF4y2Ba= 0.5之間的基線和後續活動gydF4y2BargydF4y2Ba= 0.3gydF4y2BargydF4y2Ba= 0.7所有相關研究,看看這改變了整體總結估計。其次,我們做質量特定亞組分析評估是否整體幹預效應改變當研究被認為是“較低”的方法學質量被排除在外。gydF4y2Ba

發表偏倚gydF4y2Ba

我們發表偏倚評估通過使用兩個漏鬥圖,兩個關於身體活動。第一個繪製標準化意味著差異,和第二個策劃產生的殘差協變量包含相關的多元回歸模型研究的水平。我們做了第二個測試是否不對稱散射的平均差異,表明發表偏倚,也可解釋為差異研究的特點。gydF4y2Ba

結果gydF4y2Ba

文獻檢索gydF4y2Ba

電子搜索確定344潛在的合格報告(圖1所示gydF4y2Ba⇓gydF4y2Ba)。我們可以排除286個標題或抽象的基礎上。58歲的文章我們檢索到全文,進一步30被排除在外。我們發現另外兩個合格的文章的引用列表搜索28合格的文章和相關評論文章、研究到30的總數。gydF4y2Ba32gydF4y2Ba33gydF4y2Ba34gydF4y2Ba35gydF4y2Ba36gydF4y2Ba37gydF4y2Ba38gydF4y2Ba39gydF4y2Ba40gydF4y2Ba41gydF4y2Ba42gydF4y2Ba43gydF4y2Ba44gydF4y2Ba45gydF4y2Ba46gydF4y2Ba47gydF4y2Ba48gydF4y2Ba49gydF4y2Ba50gydF4y2Ba51gydF4y2Ba52gydF4y2Ba53gydF4y2Ba54gydF4y2Ba55gydF4y2Ba56gydF4y2Ba57gydF4y2Ba58gydF4y2Ba59gydF4y2Ba60gydF4y2Ba61年gydF4y2Ba

研究的特點gydF4y2Ba

所有符合條件的文章被發表於2003年5月至2011年12月。研究不同大小、持續時間和幹預類型(參見web額外的表)。研究大小年齡在18歲到2840參與者(平均307,總共14 326),和兒童的數量提供基於加速度計的措施的身體活動在每個研究年齡在18歲到1138(平均165,6153)。的持續時間從4周隨訪時間140周(平均26周);九項研究報告幹預效果在兩個時間點(mid-intervention和結束的幹預)。十七歲的試驗是基於學校,10人/家庭,一個是基於社區中心,一個是基於大學體育館,一個是童子軍中心的基礎。19研究活動提供會話作為幹預的一部分,和11個沒有。gydF4y2Ba

參與者的特征gydF4y2Ba

與適當的測量活動的6153名兒童,其中有3232個女孩和2921個男孩。兩項研究包括女孩,gydF4y2Ba43gydF4y2Ba54gydF4y2Ba包括兩個男孩,gydF4y2Ba42gydF4y2Ba55gydF4y2Ba和26包括兩個女孩和男孩(女孩的比例從27%提高到64%,平均51%),雖然隻有四個報告的這些性具體成果。gydF4y2Ba37gydF4y2Ba39gydF4y2Ba45gydF4y2Ba46gydF4y2Ba基線的平均年齡從1.8變化到13.1年(平均9.8年)。八個研究涉及專門超重/肥胖參與者(n = 691)、和其他涉及兒童招募了來自身體質量指數類別。gydF4y2Ba

類型的結果的措施gydF4y2Ba

21日報道,30合格的研究總體力活動,23或緩和劇烈體育活動報道,14日報道。在一篇報道中隻有一個這些結果,我們發郵件給相應的作者。六個作者回應,增加研究的數量,我們可以分析總身體活動25 (n = 4386),中度或劇烈的身體活動到25 (n = 5001)。26研究逆作法施工使用加速度計測量活動(23 CSA / MTI長短,兩個與IM係統BioTrainer,和一個Mini-Mitter選用單向模型),一個研究使用bi-axial加速度計(BodyMedia SenseWear Pro2臂章),和三個研究使用三軸加速度計(兩個Hemokinetics TriTrac-R3D和一個Mini-Mitter選用全方位模型)。根據研究加速度計數據收集周期變化從一個21天。16個研究規定至少6天,這是最低要求達到至少80%的可靠性測量的身體活動。gydF4y2Ba62年gydF4y2Ba

方法設計和質量gydF4y2Ba

我們認為16個研究(n = 3883)的“高”方法論的質量,因為他們取得了積極的三個上述質量標準。其他14個研究(n = 2270), 12分積極的兩個質量標準和兩個得分隻有一個積極。追蹤損失範圍從0%到46%(平均11%);20項研究報告消耗不到20%。除了三個研究進行意向治療分析。27研究隨機對照試驗;其餘三人控製的臨床試驗。控製的兩個臨床試驗的幹預和控製學校適當匹配在年齡、種族和社會經濟地位。的其他試驗選定的學校地區“大體”幾個socio-demographic變量但調整年齡、性別和基線活動分析。十五的包括研究集群的設計,除了兩個占了聚類分析。 For these two studies, we multiplied the reported variances by a “design factor” (1+((m−1)×ICC), where m is the average number of participants in each cluster and ICC is the intra-cluster correlation),63年gydF4y2Ba減少各自的權重(向池效應)從2.9%到1.1%,從0.9%降至0.5%。gydF4y2Ba

整體總結評估gydF4y2Ba

集中分析在所有研究顯示顯著影響的幹預組的總體力活動(標準化平均差0.12,95%置信區間0.04 - 0.20;P < 0.01)和中度或劇烈的身體活動(0.16,0.08,0.24;P < 0.001),但兩人都似乎是有限的臨床意義根據科恩的定義。gydF4y2Ba29日gydF4y2Ba因此,強有力的證據存在的分析表明,身體活動幹預小到微不足道的影響總體總身體活動和一個小影響中度或劇烈的體育活動。圖2gydF4y2Ba⇓gydF4y2Ba顯示了一個森林情節的影響大小,置信區間,權重比例為活動的個體研究和研究成果彙集。任何個人研究的最大加權總身體活動為11.2%,和中度或劇烈的身體活動是17.3%。森林土地的目視檢查表明,一定程度的學習變化之間存在的影響大小。我gydF4y2Ba2gydF4y2Ba值的38%,總活動為51%,中度或劇烈活動證實了中等程度的異質性。gydF4y2Ba64年gydF4y2Ba

">Figure2gydF4y2Ba

圖2gydF4y2Ba森林圖顯示標準化平均差的變化為每個包括體力活動幹預和控製之間的組的研究。NA =沒有gydF4y2Ba

協變量尺度效應研究的水平gydF4y2Ba

我們使用31幹預效果(標準化意味著差異)總身體活動和33或緩和劇烈體育活動分析的協變量研究的三個水平。的三個異常持續時間(38總身體活動和42為中度或劇烈活動),性(9和13),基線活動(20 - 18)。除了兩個,異質性程度的子組之間沒有顯著差異。研究規模和持續時間,我gydF4y2Ba2gydF4y2Ba子組之間的價值觀非常不同(例如,對於體育活動,我gydF4y2Ba2gydF4y2Ba= 0%,更大規模的研究為58%,較小規模的研究,和我gydF4y2Ba2gydF4y2Ba長期研究= 0%和50%的短期研究)。一般來說,該小組具體的我gydF4y2Ba2gydF4y2Ba總身體活動值略低於中度或劇烈的身體活動(中等我gydF4y2Ba2gydF4y2Ba= 22%和33%的四分位範圍0 - 40%和12 - 48%)。圖3gydF4y2Ba⇓gydF4y2Ba顯示了聯合幹預效果(95%置信區間)的子組共10個研究水平分析。沒有達到統計學意義的差異,雖然一個是邊緣。總身體活動的標準化平均差是0.15僅供研究超重/肥胖人口超過與人口研究招募了來自身體質量指數類別(P = 0.07)。多元多元回歸證實,即使同時認為,協變量的研究水平達到統計學意義(P > 0.05)。gydF4y2Ba

">圖3gydF4y2Ba

圖3gydF4y2Ba標準化的意思是身體活動的變化差異幹預組和對照組的研究。體重指數=身體質量指數;cpm =每分鍾計數;PA =體育活動gydF4y2Ba

圖4gydF4y2Ba⇓gydF4y2Ba顯示了幹預之間的線性關聯強度影響身體活動和每一個連續的協變量研究水平(平均年齡,身體質量指數,研究大小,和學習時間)。身體質量指數z分數解釋7%的變異尺度效應(P = 0.04),平均而言,標準化平均差是0.074大z分數每增加1.0的平均身體質量指數。然而,這種關聯並不存在的意思是z得分情況我們隻重複分析沒有超重/肥胖的研究參與者(意思是z分數≥2.4),該協會完全消失(β= 0.008,P = 0.69 RgydF4y2Ba2gydF4y2Ba= 0.00)。這個觀察證實了適當分析身體質量指數作為分類變量。沒有其他的協變量連續與幹預效果的大小顯著相關(P > 0.18)。gydF4y2Ba

">裝具gydF4y2Ba

圖4gydF4y2Ba運動幹預效果與連續協變量研究水平:基線年齡(左上),身體質量指數(BMI)在基線(右上角),研究大小(左下),研究持續時間(右下角)gydF4y2Ba

敏感性分析gydF4y2Ba

這項薈萃分析的結果是可靠的假設,我們對基線之間的相關性和後續活動。相關假定為低時,gydF4y2BargydF4y2Ba= 0.3,結果總結影響是標準化意味著差異0.15 0.11總身體活動和溫和的或者劇烈的體育活動。相關假定為高時,gydF4y2BargydF4y2Ba= 0.70,總結影響是標準化意味著不同的0.12 0.17總身體活動和中度或劇烈的體育活動。薈萃分析結果也有力的研究方法學質量較低,總結影響不同小當我們排除這樣的研究(僅基於研究的質量分3/3,標準化總身體活動的平均差異0.09和0.11或緩和劇烈體育活動;僅基於隨機對照試驗,標準化意味著差異0.11 0.13總身體活動和中度或劇烈的身體活動;僅基於研究<追蹤損失20%,標準化總身體活動的平均差異0.11和0.15或緩和劇烈體育活動;僅基於研究進行意向治療分析,標準化的平均差異0.11 0.13總身體活動和中度或劇烈運動)。gydF4y2Ba

發表偏倚gydF4y2Ba

標準化意味著的漏鬥圖的差異和殘差(從多元回歸模型包含身體質量指數狀態)均顯示略不對稱散射符合發表偏倚(圖5所示gydF4y2Ba⇓gydF4y2Ba)。然而,我們不能排除的可能性“小型研究效應”,gydF4y2Ba65年gydF4y2Ba隨著不對稱可歸因於缺乏兩三個小型研究產生負麵影響。哪個是這樣,沒有一些小消極的研究可能會對我們的發現幾乎沒有影響,考慮到的小型研究生產大積極作用減少了總結效應隻能從0.12到0.09的標準平均差總體力活動,從0.16到0.13為中度或劇烈的體育活動。gydF4y2Ba

">Figure5gydF4y2Ba

圖5gydF4y2Ba發表偏倚評估:漏鬥塊總共觀察影響身體活動為每一個研究(上)和多元回歸殘差的身體活動為每一個與身體質量指數作為研究水平協變量(底部)gydF4y2Ba

討論gydF4y2Ba

這個係統綜述發現,體力活動幹預,平均而言,實現小到可以忽略不計的增加兒童活動總量,與小的改進在中度或劇烈活動所花費的時間(每天~ 4分鍾走路或跑步),臨床療效的可能是最小的(例如,~ 2毫米的腰圍或~ 0.06毫米汞柱的收縮壓)。gydF4y2Ba11gydF4y2Ba本文還表明,聯合幹預的效果根據子組之間沒有顯著性差異的研究水平的特點。盡管試驗隻超重/肥胖參與者往往是更有效地增加活動總比那些招募兒童身體質量指數類別,這組研究聯合幹預效果還小。gydF4y2Ba

可能的解釋gydF4y2Ba

理解為什麼過去試圖提高孩子們的活動在很大程度上被證明是不成功的可能有助於改善未來的嚐試。在幹預未能增加活動或減少身體脂肪,作者推測可憐的交貨或可憐的吸收活動的會話,gydF4y2Ba46gydF4y2Ba或建議體育活動組件的幹預是不夠強烈。gydF4y2Ba34gydF4y2Ba然而,盡管這些原因是直觀的和合理的,他們很難測試。另一種解釋可能是,幹預具體鍛煉會話可能隻是更換同樣強烈活動的時期。例如,放學後活動俱樂部可能隻是更換一段時間,孩子們通常花玩戶外當天晚些時候或更換一次/周當孩子通常會活躍。gydF4y2Ba

優勢和局限性gydF4y2Ba

本文,我們相信,隻關注客觀測量,整整一天體力活動。加速度計是標準方法測量自由生活體育活動,gydF4y2Ba22gydF4y2Ba23gydF4y2Ba和避免研究使用自我報告的措施避免偏見。gydF4y2Ba21gydF4y2Ba坦納和他的同事們發現,對於給定的個加速器派生活動水平,自我報告的活動水平顯著高於幹預組比對照組。gydF4y2Ba21gydF4y2Ba盡管感應器被接受為有限的能力來衡量水性活動和騎自行車,這樣的限製不可能有偏見的結果,因為沒有一個幹預是特定於促進遊泳或騎自行車。gydF4y2Ba

我們也排除了研究報告隻活動差異在幹預特定部分,短期風險等尺度效應來源於一個一整天的高估的效果。這可以與《吻》研究的結果證明,在學校時間幹預效果超過四倍一整天總體力活動幹預效果(z得分0.92gydF4y2BavgydF4y2Ba0.21)。gydF4y2Ba32gydF4y2Ba範Sluijs等的評論和鮭魚等整合研究報告任何組件活動的或不活動,包括那些報道隻有“久坐時間”作為他們的結果。gydF4y2Ba16gydF4y2Ba17gydF4y2Ba我們的審查是特定於總身體活動和時間花在中度或劇烈活動,這些都是一樣緊緊地與活動相關的能量消耗。gydF4y2Ba22gydF4y2Ba23gydF4y2Ba我們沒有分析久坐的時間,因為這似乎是一個貧窮的代理總活動的措施。gydF4y2Ba66年gydF4y2Ba

不可避免的是,一些研究失敗隻入選標準之一,但可能會作出了有益的貢獻的目的。我們排除了安哥拉試驗因為基線和隨訪措施沒有配對,但從本質上獨立收集樣本。gydF4y2Ba67年gydF4y2Ba然而,其最大幹預效果(+ 1.6分鍾/天中度或劇烈的身體活動,標準化平均差~ 0.06)的發現與我們的審查。gydF4y2Ba67年gydF4y2Ba三個研究加速度計數據後續被排除在外,因為基線活動隻是衡量問卷。gydF4y2Ba68年gydF4y2Ba69年gydF4y2Ba70年gydF4y2Ba所有三個生產的影響大小,類似於彙集估計獲得這個薈萃分析(阻止研究:標準化平均差0.11gydF4y2Ba68年gydF4y2Ba;飛躍和LEAP2研究(包括超重/肥胖兒童獨有):標準化的平均差~ 0.2gydF4y2Ba69年gydF4y2Ba70年gydF4y2Ba)。我們注意到這些數據表明我們審查的結果就沒有不同。gydF4y2Ba

許多潛在影響的修飾符,我們選擇去探索生成的證據。例如,性別、年齡、身體質量指數都是與客觀測量身體活動有關。gydF4y2Ba10gydF4y2Ba71年gydF4y2Ba持續時間、研究規模和mid-intervention結果也積極與更大的減少久坐的時間根據以前的薈萃分析。gydF4y2Ba12gydF4y2Ba報告信息的劑量、頻率和內容之間的活動/鍛煉會話變化這麼多試驗,我們被迫二分僅僅是“提供指定的活動/練習會話:是/否”為目的的分析,不過意識到,解決測量過程中可能會受到損害。我們承認,在小組學習效果將會提供一個更強大的方法,檢查小組差異(也就是說,測試是否根據不同類別的風險幹預的效果,通過基線活動或身體質量指數狀態)。然而,我們檢查評論的研究中,沒有這樣的報道“幹預×風險”分析。gydF4y2Ba

比較與其他最近的評論gydF4y2Ba

本文的發現是一致的與以前的薈萃分析Kamath和他的同事們。gydF4y2Ba12gydF4y2Ba審查是主要關心行為幹預對預防兒童肥胖的影響。也探討體力活動幹預活動水平的影響,報告總結效果的整體效果相同的計算在我們的薈萃分析(0.12標準平均差),盡管隻有三個研究常見的兩種。研究包括在審查通過Kamath等沒有具體一整天的活動,也沒有個加速器,和一半的研究依賴於基於問卷的體育活動。作者排除隻超重/肥胖人群的研究,gydF4y2Ba12gydF4y2Ba,當這些研究從我們的薈萃分析,總體效果總結總活動落在一個標準化的平均差為0.07。其他兩個係統評價總結在體力活動幹預的有效性發表在2007年,報告了類似的結果。gydF4y2Ba16gydF4y2Ba17gydF4y2Ba鮭魚等進行了76項研究和van Sluijs等綜述了57個,其中40 - 50%被認為有積極和顯著影響活動。兩個評論報道更高比例的積極幹預效果研究,客觀的測量活動,相比之下,那些測量問卷。然而,認為是“直接觀察”是一個客觀的衡量,這可能的積極成果的數量,考慮到直接觀察是隻用來測量短,幹預在一天的特定時段(如體育課或打破/休息時間)。gydF4y2Ba

背景下,影響衛生政策,未來的研究gydF4y2Ba

在公眾的思想,缺乏身體活動是兒童肥胖的主要原因,而需要增加活動是直觀的。然而,小增加體力活動,走出正式幹預似乎不足以改善兒童的體重/脂肪。理解為什麼身體活動幹預不能充分增加活動是很重要的,特別是在活動是獨立於肥胖代謝健康狀況較好。gydF4y2Ba11gydF4y2Ba加速度計與時鍾時間每一分鍾的數據,因此,未來的研究可以捕獲一整天的活動和活動相關幹預特定的時期。這種方法不僅可以測量實時幹預活動回應但也可以確定隨後的反應受到一定程度的替代或補償。gydF4y2Ba72年gydF4y2Ba,未來體力活動幹預的研究也可能有用的研究主要是研究風險組內分析幹預確實達到預期的響應在那些孩子受益最多。gydF4y2Ba

係統回顧和薈萃分析也不乏批評者,但他們卻代表政府戰略家們現有的最佳證據。然而違反直覺的或令人不安的,本文的強有力的證據表明,身體活動幹預對兒童的整體活動影響甚微。組織體育活動可能仍然提供好處,如提高協調能力,更大的自信,團隊參與,和社會包容性。gydF4y2Ba

結論gydF4y2Ba

體力活動幹預對兒童的整體活動水平影響甚微,這或許可以解釋,至少在某種程度上,為什麼這類幹預措施效果有限的身體質量指數或身體脂肪。這一薈萃分析的結果問題的貢獻體力活動兒童肥胖的預防。gydF4y2Ba

已知關於這個主題是什麼呢gydF4y2Ba

  • 多的孩子滿足身體活動的建議,這是關心的更大的活動與更好的健康結果和肥胖有關gydF4y2Ba

  • 不過身體活動幹預對預防兒童肥胖,影響甚微,原因不清楚gydF4y2Ba

這個研究增加了gydF4y2Ba

  • 體力活動幹預對兒童的整體活動影響甚微,這或許可以解釋,至少在某種程度上,為什麼這些策略取得了有限的成功預防兒童肥胖gydF4y2Ba

筆記gydF4y2Ba

引用這個:gydF4y2BaBMJgydF4y2Ba2012;345:e5888gydF4y2Ba

腳注gydF4y2Ba

  • 貢獻者:BM參與設計、研究、分析,和本文的寫作。WH參與了分析。TW參與設計、研究和寫作。TW擔保人。gydF4y2Ba

  • 資金:晨鳥(BM和TW)目前支持的光明的未來信任,Kirby萊恩基金會半島基金會和晨鳥糖尿病的信任。這些資金來源沒有參與研究設計、數據收集、分析、解釋的結果,或報告的寫作。WH支持由國家衛生研究所(NIHR)領導的合作應用衛生研究和護理(CLAHRC)。中表達的觀點不一定是作者和出版的NHS, NIHR或衛生部。gydF4y2Ba

  • 利益衝突:所有作者已經完成了統一的相互競爭的利益形式gydF4y2Bawww.icmje.org/coi_disclosure.pdfgydF4y2Ba(可以在請求從相應的作者)和聲明:不支持任何提交的組織工作;沒有金融關係可能有興趣的任何組織提交的工作前三年;似乎沒有其他關係或活動可能影響提交的工作。gydF4y2Ba

  • 倫理批準:不需要。gydF4y2Ba

  • 數據共享:沒有額外可用的數據。gydF4y2Ba

這是一個開放分布式根據條創作共用署名非商業性的許可證,允許使用,分布,在任何介質,和繁殖提供了最初的工作是正確地引用,使用非商業,否則按照許可證。看到的:gydF4y2Bahttp://creativecommons.org/licenses/by-nc/2.0/gydF4y2Ba和gydF4y2Bahttp://creativecommons.org/licenses/by-nc/2.0/legalcodegydF4y2Ba。gydF4y2Ba

引用gydF4y2Ba

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