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Forschungsartikel

Eine Metaanalyse der Bewegungsintervention bei Depressionssymptomen

139 Aufrufe

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DOI:

10.3791/70951

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7. August 2026

 , 
1School of Physical Education and Health Management, Lanzhou City University, 2The Third Department of General Surgery, Lanzhou Second People's Hospital

In diesem Artikel

Zusammenfassung

Bewegung erhöhte signifikant die Depressionsremissionsraten (OR = 2,40) und reduzierte die Symptomschwere (SMD = –0,96) bei 40 RCTs (2.667 Teilnehmer). Diese Erkenntnisse unterstützen Übung als ergänzenden Ansatz, obwohl Heterogenität und Verzerrung die Sicherheit einschränken.

Zusammenfassung

Diese Metaanalyse schätzte die Wirkung von Bewegung auf Depressionssymptome. Im Gegensatz zu Netzwerk-Metaanalysen, die Trainingsmodalitäten vergleichen, quantifiziert diese paarweise Metaanalyse speziell den Effekt von strukturiertem Training im Vergleich zu keiner Übung und verwendet strenge Kontrollgruppendefinitionen und aktualisierte Methoden. Eine Literaturrecherche bis November 2025 ergab 10.123 Datensätze. Vierzig randomisierte kontrollierte Studien erfüllten die Einschlusskriterien. Die gepoolten Effektgrößen wurden mit Random-Effects-Modellen berechnet; Odds Ratios (OR) für Remission und standardisierte Mittelwertdifferenzen (SMD) für Depressionswerte. Die Heterogenität wurde mit I2 bewertet. Bewegung erhöhte signifikant die Remissionsraten (OR = 2,40; 95 % KI, 1,97–2,93; S. < 0,001; I2 = 49 %) und reduzierte Depressionswerte (SMD = –0,96; 95 % KI, –1,27 bis –0,65; p < 0,001; I2 = 87 % im Vergleich zu Kontrollgruppen. Die Zahl, die für eine zusätzliche Remission behandelt werden musste, betrug 2,1. Das gepoolte SMD entsprach klinisch sinnvollen Reduktionen. Subgruppenanalysen zeigten größere Effekte für überwachte Bewegung und passive Kontrollgruppen (z. B. Warteliste) im Vergleich zu aktiven Komparatoren (z. B. Pharmakotherapie). Die Ergebnisse haben jedoch erhebliche Einschränkungen; nur 12 von 40 Studien (30 %) wiesen ein geringes Risiko für Bias auf (RoB 2); die meisten hatten eine kurze Nachsorge (≤16 Wochen); Die Kontrollbedingungen variierten stark (Warteliste bis zur Pharmakotherapie); und eine sehr hohe Heterogenität bei Depressionswerten (I2 = 87 %) blieb trotz SMD bestehen. Das 95%-Vorhersageintervall für SMD überschritt null, was darauf hindeutet, dass Bewegung nicht allen zukünftigen Populationen zugutekommen wird. Die Bewertung der Empfehlungen, Bewertung, Entwicklung und Evaluation (GRADE) war moderat für Remission, aber niedrig für Depressionswerte. Trotz dieser Einschränkungen war Bewegung mit deutlich höherer Remission und niedrigeren Depressionswerten verbunden. Diese Ergebnisse unterstützen Bewegung als ergänzenden Ansatz bei Depressionen, insbesondere zur Erreichung von Remission. Allerdings sind hochwertige, groß angelegte RCTs mit standardisierten Ergebnissen und längerer Nachbeobachtung erforderlich, bevor klinische Empfehlungen gemacht werden können.

Einleitung

Depression ist eine häufige und lähmende psychische Erkrankung, die mit höherer Sterblichkeit, medizinischer Begleiterkrankung und geringererLebensqualität verbunden ist. Mehr als 300 Millionen Menschen, also etwa 4,4 % der Weltbevölkerung, leiden an Depression2. Psychotherapie und Antidepressiva (oder eine Mischung aus beidem) werden derzeit empfohlen. Therapien3. Psychotherapie ist jedoch meist teuer und führt nur zu einer Remissionsrate von 50 %. Antidepressiva verursachen häufig Entzugserscheinungen, Rückfälle und Nebenwirkungen5. Bemerkenswert ist, dass etwa zwei Drittel der erwachsenen Erwachsenen, die an Depressionen leiden, keine angemessene Versorgung erhalten6. Unbehandelte Depressionen verschlimmern sich häufig und können zu Begleiterkrankungen führen, was die Kosten für die Gesellschaftnoch weiter erhöht. Sowohl das National Institute for Health and Care Excellence (NICE) als auch die WHO empfehlen Sport als ergänzende Behandlung bei Depressionen 8,9.

Ergebnisse mehrerer Metaanalysen, die die Wirkung von Antidepressiva auf Menschen mit Depressionen untersuchten, lieferten Belege zur Unterstützung dieser Vorschläge 10,11,12. Dennoch zeigten einige dieser Metaanalysensignifikante Effekte von Bewegung, während andere moderate bis schwache Effekte11,12 identifizierten. Methodische und konzeptionelle Meinungsverschiedenheiten über Inklusionskriterien und Analysetechniken sind die Ursache dieser widersprüchlichen Ergebnisse. Beispielsweise schlossen einige Studien aus, die das Vorhandensein von Depressionen mit etablierten Screening-Tools untersuchten, und konzentrierten sich stattdessen auf Personen mit einer Major Depression Diagnose8. Für Forschungen, die zwischen 2003 und 2019 veröffentlicht wurden, untersuchten andere die Auswirkungen von Bewegung entweder allein oder in Verbindung mit pharmazeutischen Behandlungen als Behandlung von Depressionen11,12. Zusätzlich wurden Studien, in denen Patienten aus den Kontrollgruppenebenfalls 13 Bewegungsinterventionen erhielten, in bestimmte Übersichten eingeschlossen. Da selbst leichte Bewegung antidepressiva haben könnte, ergibt sich die Möglichkeit von Bias14.

Entscheidend ist, dass eine Reihe von Bewertungen die Besorgnis geäußert hat, dass Bewegung, wenn sie auf randomisierte kontrollierte Studien (RCTs) mit geringem Risiko für Verzerrung beschränkt ist, keinen erkennbaren Einflusshatte 8,13. Daher haben die aktuellen Metaanalysen nicht genügend starke Daten geliefert, um die Nutzung von Bewegung als evidenzbasierte, erfolgreiche Depressionstherapie durch Ärzte weltweit zu unterstützen. Diese methodischen Mängel wurden durch eineMetaanalyse 11 adressiert, die nur Studien umfasste, die Bewegung mit nicht-aktiven Kontrollgruppen verglichen und sich auf Studien konzentrierten, in denen Stichproben mit schwerer depressiver Störung mit diagnostischen Werkzeugen diagnostiziert wurden, sowie Proben mit Depression anhand von Cut-offs auf validierten Screening-Instrumenten. Studien, die verschiedene Trainingsprogramme vergleichen, wurden von den Autoren nicht aufgenommen. Allerdings wurden kürzlich eine beträchtliche Anzahl von Artikeln veröffentlicht, was eine aktualisierte Metaanalyse der antidepressiven Wirkung von Bewegung erforderlich macht, die die Einschränkungen früherer Reviews adressiert.

Dies zeigt die Notwendigkeit schneller und zugänglicher alternativer Behandlungsmöglichkeiten. Jüngste systematische Übersichten haben bestätigt, dass strukturierte Aktivitäts- und Bewegungsprogramme depressive Symptome und damit verbundene psychische Gesundheitsergebnisse kontinuierlich verbessern und Bewegung als potenziell skalierbaren ergänzenden oder ergänzenden Ansatz unterstützen15,16. Das Manuskript enthält verschiedene Trainingsformen, darunter Ausdauertraining, Krafttraining, gemischte Übungen, Yoga, Tai Chi, Tanz und andere Geist-Körper-Ansätze. Die Diskussion beschreibt "Training" jedoch weiterhin meist als eine einzelne Interventionskategorie15. Trotz der wachsenden Evidenzgrundlage für Bewegung als Behandlung von Depressionen rechtfertigen mehrere ungelöste Fragen eine aktualisierte Metaanalyse. Erstens haben frühere Metaanalysen widersprüchliche Schlussfolgerungen ergeben. Diese Diskrepanzen ergeben sich aus methodologischen Unterschieden, einschließlich der Einbeziehung von Studien mit aktiven Kontrollgruppen (z. B. Dehnen, Entspannung oder Psychotherapie), was die Effektgrößen abschwächen kann; die Einbeziehung von Studien, in denen Kontrollgruppen auch Bewegungsinterventionen erhielten; und den Einsatz verschiedener Instrumente zur Bewertung des Risikos der Verzerrung. Zweitens wurden die jüngsten umfassenden Metaanalysen in diesem Bereich in den Jahren 2016–2019 veröffentlicht: 10,11,12. Seit 2019 wurden mindestens 23 neue randomisierte kontrollierte Studien veröffentlicht (wie in dieser Suche identifiziert), was die verfügbare Evidenzbasis erheblich erhöht. Eine aktualisierte Synthese ist daher notwendig, um diese neuen Daten einzubeziehen und festzustellen, ob die kumulativen Evidenzen frühere Schlussfolgerungen stützen oder widerlegen.

Drittens haben frühere Metaanalysen nicht konsequent zentrale methodologische Fragestellungen behandelt, die die klinische Interpretation beeinflussen. Dazu gehören die Verwendung geeigneter Effektmetriken für kontinuierliche Endpunkte, die auf verschiedenen Depressionsskalen gemessen werden (standardisierte Mittelwertdifferenz statt Mittelwertdifferenz), der Umgang mit heterogenen Kontrollbedingungen (passive vs. aktive Komparatoren), die Aufnahme von Studien, in denen Depression ein sekundäres Ergebnis in nicht-psychiatrischen Populationen war, die Bewertung von Publikationsverzerrung im Kontext hoher Heterogenität, und die Berechnung von Vorhersageintervallen, um die Bandbreite der erwarteten Effekte in zukünftigen Studien zu kommunizieren. Viertens hat keine vorherige Metaanalyse systematisch Moderatoren der Wirksamkeit von Bewegung über das gesamte Spektrum potenzieller Effektmodifikator untersucht, einschließlich Trainingsmodus (aerob, Widerstand, gemischt, Yoga), Intensität (leicht, moderat, intensiv), Dauer, Supervision, Format (Gruppe vs. Einzelperson), Kontrolltyp, Depressionsdiagnose (MDD vs. Screening-basiert), Altersgruppe und Risiko für Verzerrung. Das Verständnis dieser Moderatoren ist für Verschreibungsübungen unerlässlich.

Diese Metaanalyse adressiert diese Lücken durch die folgenden Innovationen. Erstens umfasst eine aktualisierte Evidenzbasis Studien, die bis November 2025 veröffentlicht wurden und 23 neue Studien abdecken, die in früheren Metaanalysen nicht enthalten waren. Anschließend wurde ein methodisch rigoroses Inklusionskriterium verwendet, bei dem nur Studien, die Bewegung mit Kontrollgruppen ohne Sport verglichen (ausgenommen Studien, in denen Kontrollgruppen Dehnen, Entspannung oder aktive psychologische Interventionen erhielten), einbezogen wurden, um den spezifischen Effekt des Trainings zu isolieren. Drittens war die geeignete Effektmetrik mit standardisierter Mitteldifferenz (SMD) statt mittelwertiger Differenz für kontinuierliche Depressionsergebnisse, wobei anerkannt wurde, dass die Studien unterschiedliche Depressionsskalen verwendeten. Viertes waren umfassende Moderatorenanalysen, bei denen vordefinierte Untergruppenanalysen von Trainingsmerkmalen, Populationsmerkmalen und Studiendesignmerkmalen durchgeführt wurden, um Bedingungen zu identifizieren, unter denen Bewegung am effektivsten ist. Als nächstes folgte die aktuelle Risikobewertung des Verzerrungsrisikos, bei der das aktualisierte RoB 2-Tool (Version 2019) verwendet wurde, anstelle des älteren RoB 1-Tools, das in früheren Metaanalysen verwendet wurde. Ein weiteres Beispiel war die klinische Interpretierbarkeit, bei der die zu behandelnde Anzahl (NNT) berechnet, SMD in klinisch vertraute Metriken (BDI- und HAM-D-Punkte) umgewandelt und Vorhersageintervalle gemeldet wurden, um den erwarteten Wirkungsbereich in zukünftigen Anwendungen zu kommunizieren. Der letzte war die Sicherheit der Evidenz, bei der die GRADE (Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation) angewendet wurde, um die Sicherheit der Evidenz für jedes Ergebnis zu bewerten – eine Bewertung, die in früheren Metaanalysen zur Bewegungsdepression nicht konsistent berichtet wurde.

Obwohl aktuelle Netzwerk-Metaanalysen (NMAs) und Umbrella-Reviews die Evidenz zu Bewegung bei Depressionen synthetisiert haben, beantwortet keine direkt die grundlegende paarweise Frage: "Reduziert strukturierte Bewegung depressive Symptome im Vergleich zu keiner Bewegung?" NMAs gruppieren sich über heterogene Kontrollbedingungen (Warteliste, Pharmakotherapie, Psychotherapie), um Modalitäten zu vergleichen, was den spezifischen Effekt von Bewegung gegenüber echter Inaktivität verschleiert. Umbrella Reviews aggregieren frühere Metaanalysen, die unterschiedliche Einschlusskriterien und Risiko-von-Bias-Tools verwendeten, wodurch die methodologische Heterogenität ungeklärt bleibt. Diese paarweise Metaanalyse schließt diese spezifische Lücke, indem sie eine einzelne, aktuelle, intern konsistente Schätzung von Bewegung versus Nicht-Bewegung Kontrolle unter Verwendung von vordefinierter Berechtigung, RoB 2, GRADE, Prädiktionsintervallen und NNT liefert – einschließlich 23 neuer Studien, die in diesem Rahmen noch nicht zusammengefasst sind. Diese grundlegende Schätzung ergänzt NMAs, indem sie beantwortet, ob Sport wirkt, bevor sie fragt, welche Übung am besten funktioniert.

Bewegung ist eine Verhaltensintervention, kein Medikament. Im gesamten Manuskript wird Bewegung mit Pharmakotherapie und Psychotherapie verglichen, wobei Kennzahlen wie die Anzahl der zu behandelnden Leistungen (NNT) und Remissionsraten verwendet werden. Diese "Übung als Medikament"-Rahmung ist nützlich für die klinische Kommunikation und die Entwicklung von Leitlinien, da sie einen direkten Vergleich von Effektgrößen zwischen Behandlungsmodalitäten anhand gemeinsamer Kennzahlen ermöglicht. Dennoch müssen wichtige Unterschiede anerkannt werden. Bewegung ist eine komplexe Verhaltensintervention, die aktive Patientenbeteiligung, Motivation und oft Aufsicht oder Umweltunterstützung erfordert. Im Gegensatz zur Pille hat Bewegung kein direktes biologisches Ziel, keine standardisierte Dosis-Antwort-Kurve bei Individuen, und die Einhaltung wird stark von psychosozialen Faktoren wie depressionsbedingter Anhedonie und Müdigkeit beeinflusst. Außerdem hat Bewegung nicht das gleiche Nebenwirkungsprofil (z. B. keine Entzugssyndrome oder Stoffwechselstörungen), birgt jedoch Verletzungsrisiken und logistische Hürden. Daher ist die Absicht, obwohl vergleichende Effektschätzungen präsentiert werden, nicht zu suggerieren, dass Bewegung mit Medikamenten austauschbar ist; Vielmehr sollte Bewegung als ergänzende, patientenzentrierte Option mit deutlichen Implementierungsanforderungen betrachtet werden.

Diese Metaanalyse zielte darauf ab, Bewegung mit Kontrollgruppen ohne Sport zu vergleichen, um die aktuellen Evidenzen zu den Auswirkungen von Bewegung auf die Senkung depressiver Symptome bei Personen mit klinisch erhöhten Depressionswerten, einschließlich schwerer depressiver Störung und Dysthymie, zu aktualisieren. Auch das Vorhandensein von Publikationsbias und mögliche Moderatoren der antidepressiven Wirkung von Bewegung wurden untersucht. Daher bewertete die Metaanalyse die Bewegungsintervention bei Depressionssymptomen.

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Protokoll

Zulassungskriterien

Die Studien wurden eingeschlossen, wenn sie alle folgenden Kriterien erfüllten, organisiert nach dem PICOS-Rahmen (Population, Intervention, Comparator, Outcomes, Study Design)17. Alle in dieser Studie verwendeten Plattformen und Materialien sind in der Materialtabelle aufgeführt. Alle Datenbanksuchen wurden im November 2025 durchgeführt. Es wurde keine zusätzliche proprietäre Software (z. B. SAS, SPSS, R) über RevMan 5.3 und EndNote 20 hinaus verwendet. Die GRADE-Bewertung wurde manuell mit dem Online-Tool GRADEpro GDT durchgeführt; Die Version ist zum Zeitpunkt des Zugangsdatums aufgezeichnet.

Bevölkerung (P)

Die Teilnehmer hatten klinisch signifikante depressive Symptome, definiert als entweder eine formale Diagnose einer Major Depression (MDD) oder Dysthymie gemäß den DSM-Kriterien (jede Version) oder ICD-Kriterien, bestätigt durch strukturiertes klinisches Interview (z. B. SCID, MINI, CIDI); oder einen Wert über dem validierten Grenzwert auf einem standardisierten Depressionsscreening-Instrument (z. B. Beck Depression Inventory ≥ 14, Hamilton Depression Rating Scale ≥ 14, CES-D ≥ 16, PHQ-9 ≥ 10, Geriatric Depression Scale ≥ 11). Die Teilnehmer konnten jedes Alters sein (Kinder, Jugendliche, Erwachsene, ältere Erwachsene). Studien, in denen Teilnehmer mit komorbiden medizinischen oder psychiatrischen Erkrankungen (z. B. Herz-Kreislauf-Erkrankungen, Diabetes, Angststörungen, Substanzgebrauchsstörungen) aufgenommen wurden, wurden nur dann aufgenommen, wenn die Primäranalyse die Ergebnisse für die Depressionsuntergruppe separat ergab oder wenn ≥80 % der Teilnehmer die Depressionskriterien erfüllten. Studien, in denen Depression ein sekundäres Ergebnis in einer nicht-depressiven Population war (z. B. Herzinsuffizienzpatienten ohne Depressionsscreening), wurden ausgeschlossen. Es gab keine Einschränkung der Baseline-Depressionsschwere (mild, moderat, schwer), aber die Schwere wurde für Subgruppenanalysen extrahiert.

Intervention (I)

Die Intervention bestand aus strukturiertem, geplantem körperlichem Training, definiert als jede Form von aerobe, Widerstands-, gemischter (aerober + Widerstand) oder alternativen Übungen (Yoga, Tai Chi, Tanz), die mindestens zwei Wochen durchgeführt wurden. Bewegungsinterventionen können beaufsichtigt werden (von einem Trainer, Therapeuten oder Trainer) oder unbeaufsichtigt (zu Hause, selbstgesteuert). Studien, in denen Bewegung mit einer anderen aktiven Intervention kombiniert wurde (z. B. Bewegung + Pharmakotherapie, Bewegung + Achtsamkeit), wurden nur dann eingeschlossen, wenn der Effekt von Bewegung isoliert werden konnte (z. B. Bewegung + Pharmakotherapie vs. Pharmakotherapie allein). Studien, bei denen die Intervention lediglich aus Bewegungsberatung (ohne strukturierte Trainingsvorschrift) oder Lebensstilberatung bestand, wurden ausgeschlossen.

Komparator (C)

Die Kontrollgruppe erhielt keine strukturierte Bewegungsintervention. Akzeptable Kontrollerkrankungen wurden als passive Kontrolle (keine aktive therapeutische Intervention) kategorisiert, z. B. Warteliste (verzögerte Behandlung), übliche Versorgung (Standardbehandlung ohne strukturierte Übung) oder keine Intervention; und aktive Kontrolle (therapeutische Interventionen ohne Bewegung), z. B. Aufmerksamkeitskontrolle (z. B. Gesundheitsaufklärung ohne Bewegung, Entspannungssitzungen oder leichtes Dehnen, die die Belastungskriterien nicht erfüllen), Pharmakotherapie (Antidepressiva allein) oder Psychotherapie (psychologische Therapie ohne Bewegung). Studien, in denen die Kontrollgruppe irgendeine Form von strukturierter Übung erhielt (einschließlich minimaler Bewegung oder Dehnübungen, die die Intensitätskriterien erfüllten), wurden ausgeschlossen. Hinweis zur Diskrepanz: Obwohl im Innovationsabschnitt angegeben wurde, dass Studien mit aktiven psychologischen Interventionen oder Dehn-/Entspannungskontrollen ausgeschlossen wurden, wurden anschließend die Zulassungskriterien zur Einbeziehung aktiver Vergleichsmethoden (Pharmakotherapie, Psychotherapie, Aufmerksamkeitskontrolle) zur Widerspiegelung der praxisnahen klinischen Frage, wie Bewegung im Vergleich zu anderen etablierten Behandlungen abschneidet, erweitert. Diese Diskrepanz wird in der Diskussion thematisiert. Alle Analysen stratifizieren nach Kontrolltyp (passiv vs. aktiv), um den Einfluss des Kontrolltyps auf Effektgrößen zu untersuchen.

Ergebnisse (O)

Die Studie berichtete mindestens über eine depressionsspezifische Endmaßnahme: Depressionsremission (dichotom, von den Studienautoren als nicht mehr diagnostisch erfüllt oder unter dem Grenzwert auf einer validierten Skala definiert); ODER (b) Veränderung des kontinuierlichen Schweregrad-Scores der Depression, gemessen auf einer validierten Skala (z. B. HAM-D, BDI, CES-D, PHQ-9, GDS, MADRS). Studien, die nur unspezifische Stimmungsmaße (z. B. "Wohlbefinden", "emotionaler Zustand" ohne validierte Depressionsskala) berichteten, wurden ausgeschlossen.

Studiendesign (S)

Nur randomisierte kontrollierte Studien (RCTs) wurden eingeschlossen. Prospektive Kohortenstudien, Fall-Kontroll-Studien, retrospektive Studien, Fallreihen und Fallberichte wurden ausgeschlossen, da sie bei der Schätzung der Behandlungseffekte ein hohes Risiko für Störungs- und Selektionsverzerrungen aufweisen. Die Studien könnten Parallelgruppen- oder Crossover-Design sein (nur die erste Phase wird für Crossover-Studien extrahiert). Studien mussten zu Beginn mindestens 10 Teilnehmer pro Arm haben, um die Effekte kleiner Studien zu minimieren. Es wurden keine Sprachbeschränkungen angewendet, aber nicht-englische Studien wurden nur dann einbezogen, wenn eine vollständige Übersetzung vorlag.

Ausschlusskriterien

Studien, bei denen Depression nicht das primäre Ergebnis war oder in denen die Population nicht auf Depression ausgewählt wurde (z. B. allgemeine medizinische Populationen mit Depression als sekundäres Maß), wurden ausgeschlossen. Studien, in denen die Bewegungsintervention als Teil einer mehrkomponentenigen Lebensstilintervention ohne isolierten Bewegungseffekt durchgeführt wurde, wurden ausgeschlossen. Studien, in denen die Kontrollgruppe irgendeine Form von strukturierter Übung erhielt, wurden ausgeschlossen. Studien mit unzureichenden Daten zur Berechnung der Effektgrößen (Mittelwerte, Standardabweichungen oder nicht berichtete und nicht von den Autoren erhaltene Änderungswerte) wurden ausgeschlossen. Doppelte Publikationen derselben Studienkohorte (nur der vollständigste oder aktuellste Bericht wurde einbezogen) wurden ausgeschlossen. Konferenzabstracts, Dissertationen und unveröffentlichte Manuskripte ohne Volltextverfügbarkeit wurden ausgeschlossen.

Informationsquellen

Die vollständige Studie ist in Abbildung 1 als PRISMA-Flussdiagramm dargestellt. Literatur wurde in die Studie aufgenommen, wenn folgende Einschlusskriterien erfüllt waren: Die Studie war eine randomisierte kontrollierte Studie (RCT); Die für die Untersuchung ausgewählten Patienten hatten Depressionen; und die Kontrollbedingung war kein Training. Akzeptable Kontrollgruppen umfassten die übliche Versorgung (reguläre medizinische Behandlung ohne strukturierte Bewegung), Warteliste (verzögerte Behandlung), keine Intervention, Aufmerksamkeitskontrolle (z. B. Gesundheitsaufklärung ohne Bewegung, Entspannungssitzungen oder leichtes Dehnen, das die Trainingsverschreibungskriterien nicht erfüllte) oder eine pharmakologische Behandlung (allein Antidepressiva). Studien, in denen die Kontrollgruppe strukturiertes aerobes, Widerstands- oder gemischtes Training erhielt, wurden ausgeschlossen. Studien, in denen Kontrollgruppen Psychotherapie oder kognitive Verhaltenstherapie ohne Bewegungskomponente erhielten, wurden nur dann eingeschlossen, wenn sie klar als nicht bewegend definiert waren.

Die Studie verglich Bewegungsinterventionen mit Kontrollbedingungen. Kontrollgruppen wurden als nicht trainierende Vergleichsgruppen definiert, einschließlich der üblichen Versorgung, Warteliste, Nicht-Behandlung, Aufmerksamkeitskontrolle (z. B. Gesundheitsaufklärung, Entspannung oder Dehnübungen, die nicht den Intensitätskriterien der Belastung entsprachen) oder pharmakologischer Behandlung allein. Studien wurden ausgeschlossen, wenn die Kontrollgruppe eine strukturierte Bewegungsintervention erhielt oder wenn die Bewegung nur mit einem anderen Trainingsprogramm ohne Kontrollgruppe verglichen wurde. Studien, die die Auswirkungen der Bewegungsintervention bei Depressionssymptomen nicht bewerteten, Studien zu Depressionen bei Patienten ohne Bewegung oder Kontrollgruppe sowie Studien ohne Vergleichsgruppe wurden ausgeschlossen.

Umgang mit mehrarmigen Studien
Für Studien mit mehr als zwei relevanten Armen (z. B. mehrere Trainingsinterventionen oder mehrere Vergleichsgruppen) wurden folgende Strategien angewandt, um Doppelzählen und Analysefehler bei mehreren Übungsarmen vs. einem einzelnen Kontrollarm zu vermeiden. Wenn eine Studie zwei oder mehr verschiedene Trainingsinterventionen (z. B. aerobes vs. Widerstandstraining) mit einer einzigen Kontrollgruppe verglich, wurden die Übungsarme zu einer einzigen, gepoolten Trainingsgruppe nach von Cochrane empfohlenen Formeln kombiniert Handbuch (Kapitel 23). Dieser Ansatz vermeidet die doppelte Zählung der Kontrollgruppenteilnehmer und bewahrt dabei die statistische Unabhängigkeit; Übung vs. mehrere Nicht-Belastungsvergleicher. Wenn eine Studie Bewegung mit zwei oder mehr unterschiedlichen Kontrollbedingungen verglich (z. B. übliche Versorgung und Pharmakotherapie), wurde nur die Kontrollbedingung ausgewählt, die am besten mit der Definition von 'nicht-trainierender Kontrolle' übereinstimmte (Prioritätsreihenfolge: Warteliste ≥ übliche Versorgung ≥ Aufmerksamkeitskontrolle > Pharmakotherapie > Psychotherapie).

Wenn mehrere nicht-körperliche Kontrollen vorhanden waren, wurde der konservativste (am wenigsten aktive) Vergleichsfaktor ausgewählt, um eine Überschätzung des Trainingseffekts zu vermeiden; Sport vs. nur Sport (keine Kontrolle ohne Bewegung). Studien, die nur verschiedene Arten von Bewegung (z. B. hohe Intensität vs. niedrige Intensität) ohne einen nicht trainierenden Kontrollarm verglichen hatten, wurden aus der Primäranalyse ausgeschlossen, da sie das Vergleichskriterium "Bewegung vs. Kontrolle" nicht erfüllten. Kombinierte Interventionen in Studien, in denen der Interventionsarm Bewegung plus eine weitere aktive Komponente (z. B. Bewegung + Pharmakotherapie, Bewegung + Achtsamkeit) einschloss, wurde der Arm nur dann einbezogen, wenn der Effekt von Bewegung isoliert werden konnte. Wenn der kombinierte Arm allein mit derselben Nicht-Trainingskomponente verglichen wurde (z. B. Sport + Pharmakotherapie vs. Pharmakotherapie allein), wurde der Unterschied als Widerspiegelung der Wirkung von Bewegung interpretiert. Wenn eine solche Isolation nicht möglich war, wurde die Studie ausgeschlossen. Um die Robustheit der Pooling-Strategie für Mehrarmstudien zu bewerten, wurde eine Sensitivitätsanalyse durchgeführt, die alle Mehrarmstudien ausschloss, und die Ergebnisse wurden mit denen der Primäranalyse verglichen. Wesentliche Unterschiede werden gemeldet.

Die Auswahl des Kontrollarms, wenn mehrere nicht-Belastungsvergleicher vorhanden sind, erfolgte folgendermaßen: Wenn eine Studie Bewegung mit zwei oder mehr unterschiedlichen Kontrollbedingungen verglich (z. B. übliche Versorgung und Pharmakotherapie), wurde eine hierarchische Auswahlregel zur Vermeidung willkürlicher Entscheidungen angewandt, wobei passive Kontrollgruppen (Warteliste ≥ übliche Versorgung ≥ keine Intervention) gegenüber aktiven Kontrollen bevorzugt wurden, um den spezifischen Effekt der Bewegung besser zu isolieren. Wenn nur aktive Kontrollgruppen verfügbar wären, wurde der konservativste Komparator (Pharmakotherapie ≥ Psychotherapie ≥ Aufmerksamkeitskontrolle) ausgewählt, um eine Überschätzung des Trainingseffekts zu vermeiden, und es wurden Sensitivitätsanalysen durchgeführt, die alle verfügbaren Kontrollgruppen einbezogen (indem die Trainingsgruppe auf Vergleichsgruppen aufgeteilt wurde), um zu testen, ob die Auswahlregel die gepoolte Schätzung beeinflusst. Die Ergebnisse dieser Sensitivitätsanalysen werden in den ergänzenden Materialien veröffentlicht.

Suchstrategie
Die folgenden elektronischen Datenbanken wurden systematisch von Beginn bis November 2025 durchsucht: PubMed, Embase (OVID-Plattform), Cochrane Central Register of Controlled Trials (CENTRAL), MEDLINE (OVID-Plattform) und Google Scholar. Die vollständigen Suchstrategien, einschließlich MeSH-Begriffe, Emtree-Begriffe, Schlüsselwörter, Boolesche Operatoren, Trunkierung und Feld-Tags, sind in Tabelle 1 dargestellt. Für PubMed und Embase beschränkten sich die Suchanfragen auf menschliche Studien und die englische Sprache. Für CENTRAL und MEDLINE waren die Suchergebnisse auf randomisierte kontrollierte Studien beschränkt. Für Google Scholar wurden die ersten 500 nach Relevanz sortierten Datensätze mit einer vereinfachten Suchfolge ('exercise AND depression AND (remission OR medication OR treatment)') durchsucht, da die Plattform bei komplexer boolescher Suche19 eingeschränkt ist.

Zusätzlich zu Datenbanksuchen wurden folgende ergänzende Suchen durchgeführt: Handrecherche aller enthaltenen Studien und relevanten systematischen Übersichtswerken (Schneeballsuche), Zitationsverfolgung wichtiger eingeschlossener Studien mittels Google Scholar und Web of Science, Handrecherche in wichtigen Fachzeitschriften (Mental Health and Physical Activity, Journal of Affective Disorders, Depression and Anxiety und Psychosomatic Medicine) für die Jahre 2020–2025, und Suche in klinischen Studienregistren (ClinicalTrials.gov, WHO ICTRP) nach unveröffentlichten oder laufenden Studien mit den Suchbegriffen 'Übung' UND 'Depression'. Der vollständige Suchverlauf, einschließlich der Anzahl der in jedem Schritt für jede Datenbank abgerufenen Datensätze, ist in Ergänzungstabelle 1 dargestellt. Die PRISMA 2020 Suchberichterstattungscheckliste wurde befolgt (Supplementary File 1).

Auswahlverfahren

Alle identifizierten Datensätze wurden nach EndNote 20 exportiert, um Duplikate zu entfernen. Nach der Deduplizierung führten zwei unabhängige Gutachter eine Kalibrierungsübung an einer zufälligen Stichprobe von 100 Datensätzen durch, um die konsistente Anwendung der Zulassungskriterien sicherzustellen. Nach Bestätigung der akzeptablen Vereinbarung (κ ≥ 0,80) prüften die Gutachter unabhängig Titel und Abstracts aller verbleibenden Unterlagen anhand der vorgegebenen Zulassungskriterien. Unterlagen, die von beiden Prüfern als potenziell relevant erachtet wurden, wurden zur Volltextprüfung eingesandt. Volltextartikel wurden von denselben beiden Gutachtern erworben und unabhängig bewertet. Gründe für den Ausschluss im Volltextstadium wurden gemäß den PRISMA-Richtlinien dokumentiert (z. B. keine Bewegungsintervention, keine Depressionsdiagnose, keine Kontrollgruppe, nicht-vergleichendes Design, doppelte Veröffentlichung). Meinungsverschiedenheiten in beiden Screening-Phasen wurden durch Diskussion gelöst; Wenn kein Konsens erzielt werden konnte, traf der korrespondierende Autor die endgültige Entscheidung. Die Übereinstimmung zwischen den Bewertern für die Volltextaufnahme wurde mit Cohens Kappa-Statistik berechnet. Obwohl EndNote 20 für die anfängliche Entfernung von Duplikaten verwendet wurde, wurden zusätzliche Duplikate, die von der Software nicht erkannt wurden (z. B. aufgrund leichter Unterschiede in Titeln, Autorennamen oder Zeitschriftenabkürzungen), während der manuellen Titel-/Abstract-Überprüfung durch die beiden unabhängigen Gutachter identifiziert und entfernt.

Der Auswahl- und Auswahlprozess wird im PRISMA 2020 Flussdiagramm (Abbildung 1) zusammengefasst, das die Anzahl der identifizierten Datensätze, entfernte Duplikate, geprüfte Unterlagen, zur Abrufsuche, geprüfte Berichte auf Berechtigung und eingeschlossene Studien mit spezifischen Ausschlussgründen in jeder Phase umfasst. Google Scholar wurde mit der vereinfachten Zeichenkette 'exercise AND depression AND (remission OR medication OR treatment)' durchsucht, mit folgenden Einstellungen: nach Relevanz sortieren, Zitate ausschließen und Patente einbeziehen. Die ersten 500 Platten wurden gezeigt. Die Suche wurde am 15. November 2025 um 22 Uhr durchgeführt; 00 Uhr GMT ohne aktivierte Personalisierung und wurde am 16. November 2025 wiederholt, um die Konsistenz zu überprüfen.

Datenextraktion

Zwei Gutachter extrahierten unabhängig voneinander Daten aus jeder eingeschlossenen Studie mithilfe eines standardisierten, pilotgeprüften Datenextraktionsformulars. Folgende Informationen wurden erhoben: Name des Erstautors, Veröffentlichungsjahr, Land, in dem die Studie durchgeführt wurde, Stichprobengröße (Gesamtgröße, Trainingsgruppe, Kontrollgruppe), Teilnehmercharakteristika (Alter, Methode der Depressionsdiagnose oder -screening, Basisschweregrad der Depression), Details zur Intervention (Trainingsmodus, Intensität, Häufigkeit, Dauer, Supervision, Format), Beschreibung der Kontrollgruppe, Depressions-Outcome-Maße (Skalenname und -bereich), Zeitpunkt der Ergebnisbewertung, und statistische Ergebnisse (Mittelwerte, Standardabweichungen, Effektschätzungen, Konfidenzintervalle, p-Werte)20. Meinungsverschiedenheiten zwischen Gutachtern wurden durch Diskussion oder durch Rücksprache mit dem korrespondierenden Autor gelöst.

Datenelemente

Die Daten wurden unabhängig erhoben, basierend auf einer Bewertung der Bewegungsintervention für Depressionssymptome, wenn eine Studie unterschiedliche Ergebnisse ergab.

Bewertung des Verzerrungsrisikos

Zwei Autoren bewerteten unabhängig voneinander das Bias-Risiko für jede eingeschlossene Studie mit dem Cochrane RoB 2-Tool für randomisierte kontrollierte Studien (Version von August 2019). Das RoB 2-Tool bewertet fünf Bereiche von Verzerrungen, die sich aus dem Randomisierungsprozess ergeben, Abweichungen von beabsichtigten Interventionen, fehlenden Ergebnisdaten, Messung des Ergebnisses und Auswahl des gemeldeten Ergebnisses. Für jeden Bereich vergaben die Gutachter ein Urteil von "geringem Risiko für Verzerrung", "einige Bedenken" oder "hohes Risiko für Verzerrung". Für jede Studie wurde dann ein Gesamt-Risiko-von-Bias-Urteil gemäß den RoB-2-Algorithmen abgeleitet: 'niedriges Risiko' (alle Bereiche geringes Risiko), 'einige Bedenken' (mindestens ein Bereich mit einigen Bedenken, aber keine Hochrisikodomänen) oder 'Hochrisiko' (jede Domäne mit hohem Risiko oder mehrere Domänen mit bestimmten Bedenken). Meinungsverschiedenheiten zwischen den Gutachtern wurden durch Diskussionen gelöst, wobei der korrespondierende Autor bei Bedarf als Schlichter fungierte. Studien wurden nicht aufgrund von Risiko-von-Verzerrungs-Einschätzungen ausgeschlossen; Stattdessen wurden Sensibilitätsanalysen geplant, um die Metaanalyse auf Studien mit Gesamturteilen von "niedrigem Risiko" oder "niedrigem Risiko + einigen Bedenken" zu beschränken, um die Robustheit der Ergebnisse zu prüfen. Die Inter-Rater-Einigung für Gesamtrisiko-von-Verneigungs-Urteile wurde mit Cohens Kappa21 berechnet.

Untergruppenanalysen (Moderatorenanalysen)

Um potenzielle Quellen der Heterogenität zu erforschen und Moderatoren der Trainingswirksamkeit zu identifizieren, wurde eine Reihe von a priori Untergruppenanalysen auf Basis klinisch und methodisch relevanter Variablen durchgeführt. Subgruppenanalysen wurden nur für Endpunkte mit mindestens 10 Studien pro Untergruppe durchgeführt (um eine angemessene statistische Stärke sicherzustellen). Die folgenden Untergruppenvariablen wurden vorgegeben.

Trainingsmerkmale

Der Trainingsmodus als aerobe (z. B. Gehen, Laufen, Radfahren) vs. Widerstand (z. B. Krafttraining) vs. gemischt (aerob + Widerstand) vs. anderes (Yoga, Tanz, achtsamkeitsbasierte Bewegung).

Trainingsintensität als leichtes (z. B. sanftes Gehen, Dehnen) vs. mittleres (z. B. zügiges Gehen, mäßiges Radfahren) vs. intensives (z. B. Laufen, hochintensives Intervalltraining) – klassifiziert anhand der Standardkriterien für Herzfrequenz oder wahrgenommene Anstrengung, die in jeder Studie berichtet wird.

Trainingsdauer (Wochen) ist kurz (≤8 Wochen) vs. mittlere (9–12 Wochen) vs. lange (≥13 Wochen).

Supervision unter Aufsicht (Trainingseinheiten unter Leitung eines Ausbilders, Trainers oder Therapeuten) vs. unbeaufsichtigt (von zu Hause oder selbstgesteuert ohne direkte Aufsicht).

Formate als gruppenbasiert vs. individuell (zu Hause oder Einzelgespräche).

Bevölkerungsmerkmale

Die Depressionsdiagnose wurde entweder als major depressive Störung (MDD) diagnostiziert, durch ein strukturiertes klinisches Interview wie das strukturierte klinische Interview für DSM-Störungen (SCID) oder das Mini International Neuropsychiatric Interview (MINI) oder erhöhte depressive Symptome, die mit validierten Screening-Tools auf Basis etablierter Cutoff-Werte, einschließlich der Center for Epidemiologic Studies Depression Scale (CES-D ≥ 16) identifiziert wurden, kategorisiert. Beck-Depressionsinventar (BDI ≥ 14) oder Patientengesundheitsfragebogen-9 (PHQ-9 ≥ 10). Die Altersgruppe wurde als Erwachsene (18–59 Jahre) oder ältere Erwachsene (≥60 Jahre) klassifiziert. Die Basis-Schwere der Depression wurde gemäß den Standard-Cutoff-Werten für jede Bewertungsskala als moderat oder schwer kategorisiert, wobei moderate Depression beispielsweise als Hamilton Depression Rating Scale (HAM-D) von 14–18 oder BDI definiert wurde und schwere Depression als HAM-D-Wert von ≥19 oder BDI-Wert von ≥20.

Studiendesign-Merkmale

Der Kontrollgruppentyp wurde entweder als passiv, einschließlich Wartelisten-, Nicht-Behandlungs- oder üblichen Kontrollzuständen, oder als aktiv, einschließlich Aufmerksamkeitskontrollinterventionen, Pharmakotherapie oder Psychotherapie kategorisiert. Das Veröffentlichungsjahr wurde in drei Perioden eingeteilt – vor 2010, 2010–2019 und 2020–2025 –, um mögliche zeitliche Trends in den Studienergebnissen zu untersuchen. Das Verzerrungsrisiko wurde mit dem Cochrane Risk of Bias 2 (RoB 2)-Tool bewertet und als geringes Risiko, einige Bedenken oder Hochrisiko kategorisiert. Die Stichprobengröße wurde als klein (n < insgesamt 50 Teilnehmer), mittel (50–99 Teilnehmer) oder groß (≥100 Teilnehmer) eingeteilt. Der Kontrollgruppentyp wurde als passiv (Warteliste, übliche Versorgung, keine Intervention) kategorisiert – diese Kontrollgruppen bieten keine aktive therapeutische Alternative, sodass die Wirkung von Bewegung aufgrund von Erwartungs- oder Aufmerksamkeitseffekten größer sein kann; und aktiv (Aufmerksamkeitskontrolle, Pharmakotherapie, Psychotherapie) – Diese Kontrollen bieten eine nicht-körperliche Intervention mit glaubwürdigem therapeutischem Wert, die eine konservativere Schätzung der spezifischen Wirkung von Bewegung liefert. Ein signifikant größerer Effekt bei passiven vs. aktiven Kontrollpersonen (p für Interaktion < 0,10), wie angenommen, wurde in den Ergebnissen bestätigt (siehe Tabelle 3).

Statistische Methoden für Untergruppenanalysen

Für jede Untergruppenanalyse wurden Studien innerhalb jeder Untergruppe mit dem random effects-Modell22 zusammengefasst. Um Untergruppen zu vergleichen, wurden Metaregressions- oder Subgruppeninteraktionstests mit gemischten Effekten verwendet. Konkret wurde die Q-Statistik für Untergruppen zwischen Untergruppen berechnet, und der zugehörige p-Wert für die Interaktion wird angegeben. Ein p-Wert < 0,10 (statt 0,05) wurde als statistisch signifikant für Untergruppenunterschiede angesehen, wobei die geringe Leistung von Interaktionstests in Metaanalysen anerkannt wurde. Eine Mehrfachvergleichsanpassung (12 Untergruppenanalysen) wurde nicht durchgeführt; daher sollten Untergruppenergebnisse als explorativ interpretiert werden.

Sensitivitätsanalysen

Um die Robustheit der primären Befunde zu bewerten, wurden folgende vordefinierte Sensitivitätsanalysen durchgeführt. Die Modellwahl analysierte beide Ergebnisse erneut mit einem Fixed-Effect-Modell (inverse Varianzmethode), um sie mit den primären Random-Effects-Ergebnissen zu vergleichen, schloss High-Risk-of-Bias-Studien als ausgeschlossene Studien mit einem Gesamt-RoB-2-Urteil des 'hohen Bias-Risikos' aus (n = 17), und analysierte die übrigen Studien erneut (niedriges Risiko + einige Bedenken), Ausschluss von Mehrarmstudien als ausgeschlossene Studien, in denen mehrere Übungsarme kombiniert wurden oder eine einzelne Kontrollgruppe für mehrere Vergleiche verwendet wurde (n = 9) und nur zweiarmige Studien erneut analysiert, Studien mit imputierten oder angenommenen Daten als ausgeschlossene Studien ausgeschlossen, bei denen Standardabweichungen für Änderungswerte angenommen wurden (r = 0,50) statt berichtet (n = 6), Ausschluss von Pre-CONSORT-Studien als ausgeschlossene Studien vor 2001 (n = 5), um zu bewerten, ob verbesserte Berichtsstandards die Effektschätzungen beeinflussten, die Analyse (Leave-One-Out) wie eine Leave-One-Out-Metaanalyse durchgeführt wurde, Durch sequentielles Entfernen jeder Studie und Neuberechnung des gepoolten Effekts, um einflussreiche Studien zu identifizieren (definiert als solche, deren Entfernung die Punktschätzung um >10 % verändert oder das Konfidenzintervall über die ursprünglichen Grenzen hinaus verschiebt), sowie bei Langzeit-Nachbeobachtungsanalysen wie bei Studien, die Nachbeobachtungsdaten ≥6 Monate nach der Intervention (n = 6) berichteten, wurden diese Daten separat zusammengefasst, um die Dauerhaftkeit der Bewegungseffekte zu untersuchen, ohne Vermischung mit primären Endpunktdaten (nach der Intervention). Alle Sensitivitätsanalysen wurden mit Random-Effects-Modellen durchgeführt, sofern nicht anders angegeben. Ergebnisse der Sensitivitätsanalysen werden im Ergebnisabschnitt und in ergänzenden Materialien veröffentlicht. Jede Abweichung von diesen vorgegebenen Analysen wird transparent gemeldet.

Extraktion kontinuierlicher Ergebnisdaten (Depressionswerte)

Für jede eingeschlossene Studie wurden der mittlere Depressionsscore und seine Standardabweichung (SD) sowohl für die Trainings- als auch für die Kontrollgruppe am primären Endpunkt (definiert als der Zeitpunkt, der dem Ende der Bewegungsintervention am nächsten liegt) extrahiert. Um die Konsistenz zwischen den Studien zu maximieren, wurde folgende hierarchische Extraktionsregel angewandt: Angepasste Effektschätzungen (z. B. ANCOVA-abgeleitete Unterschiede zwischen Gruppen mit 95%-KI oder SE) wurden priorisiert, wenn verfügbar, da sie Ausgangsungleichgewichte berücksichtigen und typischerweise die geringste verzerrte Schätzung des Interventionseffekts liefern. Change-to-baseline-Scores (post-minus-pre oder prozentuale Veränderung) und deren SDs wurden extrahiert, wenn bereinigte Effekte nicht gemeldet wurden. Wenn der SD der Änderungswerte nicht direkt gemeldet wurde, wurde er mit folgender Formel berechnet:

figure-protocol-1(1)

wobei ein konservativer Korrelationskoeffizient von r = 0,5 angenommen wurde, es sei denn, die Studie lieferte eine berichtete oder zurechenbare Korrelation. Nur nach der Intervention (ohne Anpassungs- oder Änderungswerte) wurden extrahiert, wenn weder bereinigte Effekte noch Änderungswerte vorlagen. Dies war die am wenigsten bevorzugte Option, da sie potenzielle Ausgangsunterschiede zwischen den Gruppen nicht berücksichtigt. Umrechnung aus anderen Statistiken, als ob Mittelwerte und SDs nicht direkt gemeldet würden, wurden verfügbare Statistiken (Medianen und IQRs, t-Statistiken, F-Statistiken, p-Werte oder 95%-KI) in Mittelwerte und SDs mit Standardformeln aus dem Cochrane Handbook (Kapitel 6) umgewandelt. Studien, die nur Medianwerte und Bereiche berichteten, wurden nur dann einbezogen, wenn die Stichprobengrößen groß genug waren (n ≥ 25 pro Gruppe), um eine ungefähre Normalität anzunehmen, oder wenn die Studienautoren auf Anfrage Mittelwerte und SDs bereitstellten.

Mehrere Zeitpunkte wie bei Studien mit mehreren Nachbeobachtungszeitpunkten wurde der Zeitpunkt, der dem Ende der aktiven Interventionsphase (typischerweise 8–12 Wochen) am nächsten liegt, extrahiert. Langzeit-Nachbeobachtungsdaten (≥6 Monate nach der Intervention) wurden separat für eine geplante sekundäre Analyse der Haltbarkeit extrahiert, aber diese Daten wurden nicht mit den primären Endpunktdaten zusammengefasst. Mehrere Depressionsskalen. Wenn eine Studie mehr als eine Depressionsskala (z. B. sowohl HAM-D als auch BDI) meldete, wurden von Klinikern bewertete Skalen (HAM-D, MADRS) gegenüber Selbstberichtsskalen (BDI, CES-D, PHQ-9, GDS) priorisiert, da klinikerbewertete Skalen in Depressionsstudien als Goldstandard gelten. Wenn beide berichtet wurden, wurde das von den Studienautoren definierte primäre Endergebnismaß extrahiert. Imputation fehlender SDs, als ob Standardabweichungen fehlen und nicht aus verfügbaren Statistiken berechnet werden könnten; sie wurden durch die Entnahme des durchschnittlichen SD aus Studien mit ähnlichen Stichprobengrößen und derselben Depressionsskala berechnet. Es wurden Sensitivitätsanalysen durchgeführt, bei denen Studien mit imputierten SDs ausgeschlossen wurden, um die Wirkung dieser Imputation zu bewerten. Alle Entscheidungen zur Datenextraktion wurden unabhängig voneinander von zwei Autoren mit einem standardisierten Datenextraktionsformular getroffen. Unstimmigkeiten wurden durch Diskussion oder durch den korrespondierenden Autor gelöst. Die Extraktionsregel und etwaige Abweichungen wurden dokumentiert.

Effektmaße

Für das dichotome Ergebnis (Depressionsremission) wurden Odds Ratios (ORs) mit 95%-Konfidenzintervallen (KI) berechnet. Für das kontinuierliche Ergebnis (Schweregrad der Depression) wurde erwartet, dass die eingeschlossenen Studien verschiedene Depressionsbewertungsskalen verwenden (z. B. Hamilton Depression Rating Scale, Beck Depression Inventory, PHQ-9, CES-D, Geriatric Depression Scale). Obwohl eingeschlossene Studien unterschiedliche Depressionsbewertungsskalen verwendeten, wurde die Standardmitteldifferenz (SMD) angegeben, da alle Skalen Umrechnungsgleichungen zu HAM-D festgelegt hatten.

Statistische Synthese

Für das dichotome Ergebnis (Depressionsremission) wurden gepoolte Odds-Ratios (ORs) mit 95%-Konfidenzintervallen (KI) berechnet. Für das kontinuierliche Ergebnis (Schweregrad der Depression) wurden gepoolte standardisierte Mittelwertdifferenzen (SMDs, Hedges' g) mit 95%-KI berechnet, da eingeschlossene Studien unterschiedliche Depressionsbewertungsskalen verwendeten. Angesichts der erwarteten klinischen und methodischen Vielfalt zwischen den Studien (Unterschiede in Trainingsprotokollen, Populationen, Kontrollbedingungen und Ergebnismaßen) wurde für alle primärenAnalysen a priori ein Random-Effects-Modell (DerSimonianische und Laird-Methode) gewählt. Die Heterogenität wurde mit der Statistik I2 quantifiziert, die anhand der Cochrane Handbook-Kriterien als folgt interpretiert wurde: 0–40 % (möglicherweise nicht relevant), 30–60 % (moderate Heterogenität), 50–90 % (erhebliche Heterogenität) und 75–100 % (erhebliche Heterogenität). Die Varianz zwischen den Studien (tau2) wurde ebenfalls geschätzt, und 95 % Vorhersageintervalle für die gepoolten Effekte wurden, wo angebracht, berechnet.

Statistische Analyse und Heterogenität

Aufgrund der erwarteten klinischen und methodologischen Vielfalt in den eingeschlossenen Studien (einschließlich Unterschiede in Trainingsart, Intensität, Dauer, Aufsicht, Populationsmerkmalen, Depressionsschwere, Kontrollbedingungen und Depressionsmessskalen) wurde für alle primären Analysen a priori ein Random-Effects-Modell (DerSimonian und Laird-Methode) gewählt22. Das Random-Effects-Modell geht davon aus, dass der wahre Effekt zwischen den Studien variiert und liefert eine konservativere Schätzung mit breiteren Konfidenzintervallen, was angesichts der erwarteten Heterogenität angemessen ist.

Bewertung der Heterogenität

Die Heterogenität wurde mit der Statistik I2 quantifiziert, die den Prozentsatz der Gesamtvariation zwischen den Studien aufgrund echter Heterogenität und nicht durch Zufall darstellt. I-2-Werte wurden wie folgt interpretiert: 0–40 % (möglicherweise nicht wichtig); 30–60 % (moderate Heterogenität); 50–90 % (erhebliche Heterogenität); 75–100 % (erhebliche Heterogenität), gemäß den Cochrane Handbook-Kriterien. Zusätzlich zu I2 wurden die Varianz zwischen den Studien (tau2) und die Berichtsintervalle von 95 % für den gepoolten Effekt geschätzt, wenn es angemessen war.

Begründung für die Modellauswahl

Ein Fixed-Effect-Modell wurde für keine Primäranalyse verwendet, da die Studien funktional nicht identisch sind (sie variieren in Trainingsprotokollen, Populationen und Ergebnismaßen), die Annahme eines einzigen wahren Effekts, der alle Studien teilen, in der Bewegungsdepressionsforschung unwahrscheinlich ist, und selbst wenn I2 niedrig erscheint (z. B. I2 = 48 % für Remission), rechtfertigt die klinische Diversität allein einen randomen Effekt-Ansatz. Zur Vollständigkeit wurden auch Sensitivitätsanalysen mit einem Fixed-Effect-Modell durchgeführt, um zu untersuchen, ob die Modellwahl die Schlussfolgerungen beeinflusste; Diese Ergebnisse werden in den ergänzenden Materialien veröffentlicht.

Bewertung des Publikationsbiases

Publikationsverzerrung und Effekte kleiner Studien wurden sowohl mit visueller Inspektion von Funnel-Plots als auch mit Eggers linearem Regressionstest bewertet. Für jedes Ergebnis wurden Funnel-Plots erstellt, die die Effektgröße (logaritgemisches Quotenverhältnis für Remission; standardisierter mittlerer Unterschied für Depressionswerte) im Vergleich zum Standardfehler zeigten. Für die quantitative Bewertung regressiert Eggers Test die standardisierte Effektschätzung gegen deren Genauigkeit (das Inverse des Standardfehlers). Ein statistisch signifikanter Intercept (p < 0,10 in Metaanalysen mit ≥10 Studien) deutet auf das Vorhandensein einer Funnelplot-Asymmetrie hin, die auf Publikationsverzerrung oder Effekte kleiner Studien hinweisen kann. Umgekehrt zeigt p ≥ 0,10 keine statistischen Belege für eine solche Verzerrung.

Vorhersageintervalle

Für die primäre Metaanalyse mit Zufallseffekten wurden 95 % Vorhersageintervalle berechnet, die den Bereich schätzen, in dem der wahre Effekt einer zukünftigen Studie liegen würde. Breite Vorhersageintervalle zeigen, dass die Wirkung von Bewegung zwischen Umgebungen und Bevölkerungsgruppen erheblich variieren kann, mit wichtigen klinischen Implikationen. Für mehrarmige Studien, bei denen mehrere Übungsarme zu einer einzigen Gruppe kombiniert wurden, wurden die Formeln im Cochrane Handbook verwendet, um kombinierte Mittelwerte, Standardabweichungen und Stichprobengrößen zu berechnen. In Studien, die einen einzelnen Kontrollarm über mehrere Übungsvergleiche verwendeten, wurde das Doppelzählen vermieden, indem die Kontrollgruppenstichprobengröße bei der Berechnung der Effektgrößen durch die Anzahl der Übungsarme geteilt wurde. Alle Analysen wurden mit Reviewer Manager Version 5.3 durchgeführt, wobei die mehrarmige Behandlung von zwei unabhängigen Autoren überprüft wurde.

Berechnung der benötigten Anzahl (NNT)

Die zu behandelnde Zahl (NNT) wurde aus dem Pooled Odds Ratio (OR) für Remission mit der Formel berechnet

figure-protocol-2

wobei CER (Control Event Rate) die gepoolte Remissionsrate in allen eingeschlossenen Studien war. NNT wurde auch mit der alternativen Methode berechnet, die von Furukawa und Leucht (2011) vorgeschlagen wurde, wobei Cohens d (von SMD) mithilfe der Fläche unter der normalen Kurve in NNT umgewandelt wird. NNT-Werte wurden für die Primäranalyse (alle Studien), für Untergruppen (Low-Risk of Bias-Studien, reine MDD-Studien, überwachte Trainingsstudien) und zum Vergleich mit veröffentlichten NNT-Werten für Psychotherapie und Antidepressiva berechnet. Ein NNT von ≤ 10 galt als klinisch bedeutsam.

Umstellung auf klinisch vertraute Kennzahlen (BDI und HAM-D)

Zur Unterstützung der klinischen Interpretierbarkeit wurde die gepoolte standardisierte Mittelwertdifferenz (SMD) für Depressionswerte in geschätzte Mittelwertdifferenzen auf zwei häufig verwendeten Depressionsskalen umgewandelt: dem Beck Depression Inventory (BDI, Bereich 0–63) und der Hamilton Depression Rating Scale (HAM-D, Bereich 0–52). Bei der Umstellung wurde folgende Formel verwendet

figure-protocol-3

wo SDgepoolt wurde, war die Referenz die gepoolte Basisstandardabweichung aus Studien, die die BDI (n = 8 Studien) bzw. HAM-D (n = 16 Studien) verwendeten. Dieser Ansatz setzt voraus, dass die SMD-Effektgröße über die Skalen hinweg konsistent ist. Die beobachteten mittleren Unterschiede in diesen Studien werden ebenfalls als Sensitivitätsprüfung berichtet. Eine Änderung von ≥3 Punkten auf dem BDI oder HAM-D galt gemäß den NICE-Richtlinien als klinisch sinnvoll5.

Vergleich mit etablierten Behandlungen gegen Depressionen

Um die Wirkung von Bewegung im Vergleich zu anderen Erstlinienbehandlungen gegen Depressionen zu kontextualisieren, wurde das zusammengefasste NNT für Bewegung mit veröffentlichten NNT-Werten aus aktuellen hochwertigen Metaanalysen verglichen. Psychotherapie hat, wie Cuijpers et al. (2020) berichteten, einen NNT von 2,5 für Psychotherapie in allen Altersgruppen. Antidepressiva haben, wie Cipriani et al. (2018) berichteten, einen NNT von 4,3 für Medikamente im Vergleich zu Placebo. Diese Vergleiche sind beschreibend und basieren nicht auf direkten Vergleichen. Trainingsdaten wurden nicht mit Psychotherapie- oder Medikamentendaten zusammengefasst, und Unterschiede in Studienpopulationen, Ergebnisdefinitionen und Zeitpunkten begrenzen die direkte Vergleichbarkeit.

Bewertung von Berichtsverzerrung (Publikationsbias)

Funnel-Plots für jedes Ergebnis (Remission und Depressionswert) sowie Funnel-Diagramme, die die Effektgröße (logaritäres Quotenverhältnis für Remission; standardisierter Mittelwert für Depressionswerte) im Vergleich zum Standardfehler zeigen, wurden erstellt. Asymmetrie im Funnel-Plot kann auf Publikationsbias, Effekte kleiner Studien oder Heterogenität hinweisen. Der Eggersche Regressionstest, auch bekannt als Eggers linearer Regressionstest, wurde durchgeführt, um die Asymmetrie des Funnel-Plots formell zu bewerten. Der Eggersche Test regressiert die standardisierte Effektschätzung auf ihre Genauigkeit (das Inverse des Standardfehlers). Ein statistisch signifikanter Intercept (p < 0,10 für den Egger-Test, wie vom Cochrane Handbook für Ergebnisse mit weniger als 10 Studien empfohlen, oder p < 0,05 für größere Metaanalysen) deutet auf das Vorhandensein von Effekten kleiner Studien oder Publikationsfehler hin. Umgekehrt zeigt p ≥ 0,05 (oder p ≥ 0,10) keine statistisch signifikanten Belege für eine solche Verzerrung. Interpretationsvorsicht, da Funnel-Plot-Asymmetrie nicht gleichbedeutend mit Publikationsverzerrung ist; Sie kann auch aus echter Heterogenität, Unterschieden in der Studienqualität oder Zufall resultieren, und die Ergebnisse sollten entsprechend interpretiert werden23.

Beweissicherheit (GRADE-Bewertung)

Die Gesamtsicherheit der Evidenz für jedes Ergebnis (Remission und Depressionswert) wurde mit dem Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation (GRADE)-Rahmen bewertet. Zwei Autoren bewerteten unabhängig voneinander die Gewissheit und lösten Meinungsverschiedenheiten durch Diskussion. Der GRADE-Ansatz berücksichtigt fünf Bereiche, die die Sicherheit senken können: Risiko für Verzerrung (basierend auf RoB-2-Bewertungen, einschließlich des Anteils der Studien mit geringem Risiko, einigen Bedenken oder hohem Risiko), Inkonsistenz (basierend auf der Statistik I2 , Vorhersageintervallen und Überlappungen von Konfidenzintervallen), Indirektheit (basierend auf Unterschieden zwischen Studienpopulationen, Interventionen, Vergleichsmethoden und Ergebnissen im Verhältnis zur Übersichtsfrage), Ungenauigkeit (basierend auf optimaler Informationsgröße und ob 95%-Konfidenzintervalle klinisch wichtige Schwellenwerte überschreiten, wie etwa ein Odds Ratio von 1,0 für Remission oder eine standardisierte Mittelwertdifferenz von 0,2 für einen kleinen Effekt auf Depressionswerte) und Publikationsbias (basierend auf Funnelplot-Asymmetrie und Egger-Test). Die Gewissheit wurde wie folgt bewertet: Höchst (Weitere Untersuchungen sind sehr unwahrscheinlich, das Vertrauen in die Effektschätzung zu verändern); Moderat (Weitere Forschung wird wahrscheinlich einen wichtigen Einfluss auf das Vertrauen haben und die Schätzung verändern); Niedrig (Weitere Forschung wird sehr wahrscheinlich einen wichtigen Einfluss auf das Vertrauen haben und die Schätzung verändern); und Sehr niedrig (jede Schätzung des Effekts ist sehr unsicher). Gewissheitsbewertungen wurden getrennt für Remission (dichotomes Ergebnis) und Depressionswerte (kontinuierliches Ergebnis) durchgeführt.

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Ergebnisse

Studienauswahl

Das PRISMA 2020 Flussdiagramm (Abbildung 1) fasst den Auswahlprozess der Studie zusammen. Datenbanksuchen identifizierten 10.123 Datensätze (Cochrane Library: n = 1.845; Embase: n = 2.567; Google Scholar: n = 3.210; MEDLINE via OVID: n = 1.892; PubMed: n = 609). Nach der Entfernung von 1.018 doppelten Datensätzen blieben 9.105 eindeutige Einträge zur Auswertung übrig. Diskrepanz zwischen den angegeb...

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Diskussion

Diese Metaanalyse von 40 randomisierten kontrollierten Studien (2.667 Teilnehmer mit Depression)24,25,26,27,28,29,30,31,32,33,34,35,36,37,38,39

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Offenlegungen

Die Autoren haben keine konkurrierenden Interessen zu deklarieren.

Danksagungen

Nicht anwendbar.

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Materialien

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Liste der in diesem Artikel verwendeten Materialien
NameUnternehmenKatalognummerKommentare
Assumed correlation coefficient for change-score SDImputation von fehlenden DatenCochrane-Handbuch-Standardr = 0,5 (Empfindlichkeitsanalyse durchgeführt)
ClinicalTrials.govKlinische StudienregisterU.S. National Library of MedicineDatenbank vom 10. November 2025 (kein NCT-spezifischer Filter)
Cochrane Central Register of Controlled Trials (CENTRAL)DatenbankenCochrane LibraryAusgabe 11 von 12, November 2025
Cochrane-Handbuch-FormelnFormeln & BerechnungenCochrane CollaborationHandbuch-Version 6.4 (aktualisiert im September 2024)
Egger's linearer RegressionstestTrichterplot-AsymmetrieRevMan 5.3 / benutzerdefinierter MakroN/A
Embase (OVID-Plattform)DatenbankenElsevier / OVID TechnologiesEmbase Classic+Embase 1947 bis 2025 Woche 47
EndNoteReferenzmanagementClarivate Analytics (London, UK)Version 20 (Build 20.1.0.16478)
Google ScholarDatenbankenGoogle LLCSuche durchgeführt am 15.–16. November 2025 (erste 500 Datensätze nach Relevanz)
GRADE (Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation)EvidenzsicherheitGRADE Working GroupGRADEpro GDT (Online-Version, abgerufen im November 2025)
MEDLINE (OVID-Plattform)DatenbankenOVID TechnologiesOvid MEDLINE® 1946 bis November 14, 2025
NNT aus SMD (Furukawa & Leucht Methode)EffektgrößenumrechnungBasierend auf Fläche unter normaler KurveN/A
Erforderliche Anzahl zur Behandlung (NNT) aus OREffektgrößenumrechnungFormel: NNT = 1 / [CER × (1 – OR-¹)]N/A
PubMedDatenbankenU.S. National Library of MedicineNLM-ID: 101775772 (Datenbank-Version 2025)
Review Manager (RevMan)Statistische & Meta-Analyse-SoftwareCochrane CollaborationVersion 5.3 (Kopenhagen: The Nordic Cochrane Centre)
RoB 2-ToolRisikobewertung von VerzerrungenCochrane CollaborationVersion: August 2019 (letzte Aktualisierung)
Standardisierte Mittelwertdifferenz (Hedges' g)EffektgrößenumrechnungBenutzerdefinierte Berechnungen in RevMan 5.3N/A
WHO International Clinical Trials Registry Platform (ICTRP)DatenbankenWorld Health OrganizationSuchportal-Version 1.6 (abgerufen im November 2025)
```

Referenzen

  1. James SL, et al. Global, regional, and national incidence, prevalence, and years lived with disability for 354 diseases and injuries for 195 countries and territories, 1990&2013;2017: a systematic analysis for the Global Burden of Disease Study 2017. The Lancet. 2018;392(10159):1789-858.
  2. Organization WH. Depression and other common mental disorders: global health estimates. World Health Organization; 2017.
  3. Malhi GS, et al. The 2020 Royal Australian and New Zealand College of Psychiatrists clinical practice guidelines for mood disorders. Australian & New Zealand Journal of Psychiatry. 2021;55(1):7-117.
  4. Cuijpers P, et al. Psychological Treatment of Depression Compared With Pharmacotherapy and Combined Treatment in Primary Care: A Network Meta-Analysis. The Annals of Family Medicine. 2021;19(3):262-70.
  5. Wise J. NICE guidance on depression: 35 health organizations demand “full and proper” revision. BMJ. 2019;365:l2356.
  6. Thornicroft G, et al. Undertreatment of people with major depressive disorder in 21 countries. British Journal of Psychiatry. 2017;210(2):119-24.
  7. Kessler RC. The costs of depression. Psychiatr Clin North Am. 2012;35(1):1-14.
  8. Activity MP, Team W. WHO guidelines on physical activity and sedentary behavior. World Health Organization. 2020.
  9. McAllister-Williams RH. NICE guidelines for the management of depression. British Journal of Hospital Medicine. 2006;67(2):60-1.
  10. Schuch FB, et al. Exercise as a treatment for depression: A meta-analysis adjusting for publication bias. Journal of Psychiatric Research. 2016;77:42-51.
  11. Morres ID, et al. Aerobic exercise for adult patients with major depressive disorder in mental health services: A systematic review and meta-analysis. Depression and Anxiety. 2019;36(1):39-53.
  12. Krogh J, et al. Exercise for patients with major depression: a systematic review with meta-analysis and trial sequential analysis. BMJ Open. 2017;7(9):e014820.
  13. North TC, McCullagh P, Tran ZV. Effect of Exercise on Depression. Exercise and Sport Sciences Reviews. 1990;18(1).
  14. Honey EP. I shrunk the pooled SMD! Guide to critical appraisal of systematic reviews and meta-analyses using the Cochrane review on exercise for depression as example. Ment Health Phys Act. 2015;8:21-36.
  15. Yu Q, et al. Comparative Effectiveness of Multiple Exercise Interventions in the Treatment of Mental Health Disorders: A Systematic Review and Network Meta-Analysis. Sports Medicine - Open. 2022;8(1):135.
  16. Singh B, et al. Effectiveness of physical activity interventions for improving depression, anxiety, and distress: an overview of systematic reviews. British Journal of Sports Medicine. 2023;57(18):1203-9.
  17. Stroup DF, et al. Meta-analysis of observational studies in epidemiology: a proposal for reporting. JAMA. 2000;283(15):2008-12.
  18. Page MJ, et al. The PRISMA 2020 statement: an updated guideline for reporting systematic reviews. BMJ. 2021;372:n71.
  19. Liberati A, et al. The PRISMA statement for reporting systematic reviews and meta-analyses of studies that evaluate health care interventions: explanation and elaboration. J Clin Epidemiol. 2009;62(10):e1-e34.
  20. Gupta S, et al. Efficacy of generic oral directly acting agents in patients with hepatitis C virus infection. J Viral Hepat. 2018;25(7):771-8.
  21. Higgins J, et al. eds. Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions. 2nd ed. Chichester, UK: Wiley & Sons; 2019.
  22. DerSimonian R, Laird N. Meta-analysis in clinical trials. Controlled Clinical Trials. 1986;7(3):177-88.
  23. Higgins JP, Thompson SG, Deeks JJ, Altman DG. Measuring inconsistency in meta-analyses. Bmj. 2003;327(7414):557-60.
  24. Nimmo MA, McLean D, Mutrie N, McKenzie S. A holistic approach to recovery from an overuse injury in a games player. British Journal of Sports Medicine. 1986;20(3):103-6.
  25. Doyne EJ, et al. Running versus weight lifting in the treatment of depression. Journal of consulting and clinical psychology. 1987;55(5):748.
  26. McNeil JK, LeBlanc EM, Joyner M. The effect of exercise on depressive symptoms in the moderately depressed elderly. Psychology and aging. 1991;6(3):487.
  27. Veale D, et al. Aerobic Exercise in the Adjunctive Treatment of Depression: A Randomized Controlled Trial. Journal of the Royal Society of Medicine. 1992;85(9):541-4.
  28. Singh NA, Clements KM, Fiatarone MA. A Randomized Controlled Trial of Progressive Resistance Training in Depressed Elders. The Journals of Gerontology: Series A. 1997;52A(1):M27-M35.
  29. Mather AS, et al. Effects of exercise on depressive symptoms in older adults with poorly responsive depressive disorder: Randomized controlled trial. British Journal of Psychiatry. 2002;180(5):411-5.
  30. Nabkasorn C, et al. Effects of physical exercise on depression, neuroendocrine stress hormones, and physiological fitness in adolescent females with depressive symptoms. European Journal of Public Health. 2005;16(2):179-84.
  31. Singh NA, et al. A Randomized Controlled Trial of High Versus Low Intensity Weight Training Versus General Practitioner Care for Clinical Depression in Older Adults. The Journals of Gerontology: Series A. 2005;60(6):768-76.
  32. Sims J, et al. Exploring the feasibility of a community-based strength training program for older people with depressive symptoms and its impact on depressive symptoms. BMC Geriatrics. 2006;6(1):18.
  33. Brenes GA, et al. Treatment of minor depression in older adults: a pilot study comparing sertraline and exercise. Aging Ment Health. 2007;11(1):61-8.
  34. Blumenthal JA, et al. Exercise and pharmacotherapy in the treatment of major depressive disorder. Psychosomatic medicine. 2007;69(7):587-96.
  35. Pilu A, et al. Efficacy of physical activity in the adjunctive treatment of major depressive disorders: preliminary results. Clinical Practice and Epidemiology in Mental Health. 2007;3(1):8.
  36. Vieira JLL, Porcu M, Rocha PGMd. A prática de exercícios físicos regulares como terapia complementar ao tratamento de mulheres com depressão. Jornal Brasileiro de Psiquiatria. 2007;56:23-8.
  37. Williams CL, Tappen RM. Exercise training for depressed older adults with Alzheimer's disease. Aging & Mental Health. 2008;12(1):72-80.
  38. Sims J, et al. Regenerate: assessing the feasibility of a strength-training program to enhance the physical and mental health of chronic post stroke patients with depression. International Journal of Geriatric Psychiatry. 2009;24(1):76-83.
  39. Shahidi M, et al. Laughter yoga versus group exercise program in elderly depressed women: a randomized controlled trial. International Journal of Geriatric Psychiatry. 2011;26(3):322-7.
  40. Mota-Pereira J, et al. Moderate exercise improves depression parameters in treatment-resistant patients with major depressive disorder. Journal of Psychiatric Research. 2011;45(8):1005-11.
  41. Prakhinkit S, Suppapitiporn S, Tanaka H, Suksom D. Effects of Buddhism Walking Meditation on Depression, Functional Fitness, and Endothelium-Dependent Vasodilation in Depressed Elderly. The Journal of Alternative and Complementary Medicine. 2013;20(5):411-6.
  42. Legrand FD. Effects of Exercise on Physical Self-Concept, Global Self-Esteem, and Depression in Women of Low Socioeconomic Status With Elevated Depressive Symptoms. Journal of Sport and Exercise Psychology. 2014;36(4):357-65.
  43. Pfaff JJ, et al. ACTIVEDEP: a randomised, controlled trial of a home-based exercise intervention to alleviate depression in middle-aged and older adults. British Journal of Sports Medicine. 2014;48(3):226-32.
  44. Danielsson L, et al. Exercise or basic body awareness therapy as add-on treatment for major depression: A controlled study. Journal of Affective Disorders. 2014;168:98-106.
  45. Oertel-Knöchel V, et al. Effects of aerobic exercise on cognitive performance and individual psychopathology in depressive and schizophrenia patients. European Archives of Psychiatry and Clinical Neuroscience. 2014;264(7):589-604.
  46. Hallgren M, et al. Physical exercise and internet-based cognitive–behavioral therapy in the treatment of depression: Randomized controlled trial. British Journal of Psychiatry. 2015;207(3):227-34.
  47. Carneiro LSF, et al. Effects of structured exercise and pharmacotherapy vs. pharmacotherapy for adults with depressive symptoms: A randomized clinical trial. Journal of Psychiatric Research. 2015;71:48-55.
  48. Doose M, et al. Self-selected intensity exercise in the treatment of major depression: A pragmatic RCT. International Journal of Psychiatry in Clinical Practice. 2015;19(4):266-75.
  49. Schuch FB, et al. Exercise and severe major depression: Effect on symptom severity and quality of life at discharge in an inpatient cohort. Journal of Psychiatric Research. 2015;61:25-32.
  50. Gao L, Zhang L, Qi H, Petridis L. Middle-aged female depression in perimenopausal period and square dance intervention. Psychiatria Danubina. 2016;28(4):372-8.
  51. Schneider KL, et al. Feasibility of Pairing Behavioral Activation With Exercise for Women With Type 2 Diabetes and Depression: The Get It Study Pilot Randomized Controlled Trial. Behavior Therapy. 2016;47(2):198-212.
  52. Lok N, Lok S, Canbaz M. The effect of physical activity on depressive symptoms and quality of life among elderly nursing home residents: Randomized controlled trial. Archives of Gerontology and Geriatrics. 2017;70:92-8.
  53. Cheung LK, Lee S. A randomized controlled trial on an aerobic exercise program for depression outpatients. Sport Sciences for Health. 2018;14(1):173-81.
  54. Roy A, Govindan R, Muralidharan K. The impact of an add-on video-assisted structured aerobic exercise module on mood and somatic symptoms among women with depressive disorders: A study from a tertiary care center in India. Asian Journal of Psychiatry. 2018;32:118-22.
  55. Abdelbasset WK, et al. Examining the impacts of 12 weeks of low to moderate-intensity aerobic exercise on depression status in patients with systolic congestive heart failure- A randomized controlled study. Clinics. 2019;74:e1017.
  56. Makizako H, et al. Exercise and Horticultural Programs for Older Adults with Depressive Symptoms and Memory Problems: A Randomized Controlled Trial. Journal of Clinical Medicine. 2020;9(1):99.
  57. La Rocque CL, et al. Randomized controlled trial of Bikram yoga and aerobic exercise for depression in women: Efficacy and stress-based mechanisms. Journal of Affective Disorders. 2021;280:457-66.
  58. Chau RMW, et al. Effectiveness of a structured physical rehabilitation program on the physical fitness, mental health, and pain for Chinese patients with major depressive disorders in Hong Kong – a randomized controlled trial with 9-month follow-up outcomes. Disability and Rehabilitation. 2022;44(8):1294-304.
  59. Nicholas M, Nsibambi An, Ojuka E, Maghanga M. Twelve Weeks Aerobic Exercise Improves Anxiety and Depression in HIV Positive Clients on Art in Uganda. International Journal of Sport Exercise and Training Sciences - IJSETS. 2024;10(4):288-98.
  60. Woolf C, et al. A feasibility, randomized controlled trial of Club Connect: a group-based healthy brain aging cognitive training program for older adults with major depression within an older people’s mental health service. BMC Psychiatry. 2024;24(1):208.
  61. James Vibin A, et al. Effect of Integrated Yoga as an add-on therapy in adults with clinical depression – A randomized controlled trial. International Journal of Social Psychiatry. 2024;70(4):709-19.
  62. Chang Q, et al. Effects of varying exercise intensities on muscle strength and depressive symptoms in Chinese adolescents: A 12-week randomized controlled trial. PLOS ONE. 2025;20(11):e0336894.
  63. Wei X, et al. Efficacy of a Combined Aerobic Exercise and Mindfulness Intervention on Depressive Symptoms: A Pilot Randomized Controlled Trial. Research on Social Work Practice. 2025;10497315251316844.
  64. Ross R, Janssen I, Tremblay MS. Public health importance of light intensity physical activity. Journal of Sport and Health Science. 2024;13(5):674-5.
  65. Maltagliati S, et al. Effort minimization: A permanent, dynamic, and surmountable influence on physical activity. J Sport Health Sci. 2025;14:100971.
  66. Cuijpers P, et al. Psychotherapy for Depression Across Different Age Groups: A Systematic Review and Meta-analysis. JAMA Psychiatry. 2020;77(7):694-702.
  67. Cipriani A, et al. Comparative efficacy and acceptability of 21 antidepressant drugs for the acute treatment of adults with major depressive disorder: a systematic review and network meta-analysis. The Lancet. 2018;391(10128):1357-66.
  68. Stubbs B, et al. Challenges Establishing the Efficacy of Exercise as an Antidepressant Treatment: A Systematic Review and Meta-Analysis of Control Group Responses in Exercise Randomized Controlled Trials. Sports Medicine. 2016;46(5):699-713.
  69. Gupta SK. Intention-to-treat concept: A review. Perspectives in Clinical Research. 2011;2(3).
  70. Cullen W, Gulati G, Kelly BD. Mental health in the COVID-19 pandemic. QJM: An International Journal of Medicine. 2020;113(5):311-2.
  71. Hardcastle SJ, et al. A randomized controlled trial of Promoting Physical Activity in Regional and Remote Cancer Survivors (PPARCS). J Sport Health Sci. 2024;13(1):81-9.
  72. Herold F, et al. Alexa, let's train now! - A systematic review and classification approach to digital and home-based physical training interventions aiming to support healthy cognitive aging. J Sport Health Sci. 2024;13(1):30-46.
  73. Liu Y, et al. The efficacy of exercise interventions on depressive symptoms and cognitive function in adults with depression: An umbrella review. Journal of Affective Disorders. 2025;368:779-88.
  74. Munro NR, et al. Effect of exercise on depression and anxiety symptoms: systematic umbrella review with meta-meta-analysis. British Journal of Sports Medicine. 2026;60(8):590-9.

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