Un abonnement JoVE est requis pour visualiser ce contenu. Connectez-vous ou commencez votre période d'essai gratuite.

Article de recherche

Une méta-analyse de l’intervention physique pour les symptômes dépressifs

99 vues

⸱

DOI :

10.3791/70951

⸱

7 août 2026

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

Dans cet article

Résumé

L’exercice a significativement augmenté les taux de rémission de la dépression (OR = 2,40) et réduit la gravité des symptômes (DMS = –0,96) dans 40 ECR (2 667 participants). Ces résultats soutiennent l’exercice comme une approche complémentaire, bien que l’hétérogénéité et les biais limitent la certitude.

Résumé

Cette méta-analyse a estimé l’effet de l’exercice physique sur les symptômes dépressifs. Contrairement aux méta-analyses en réseau qui comparent les modalités d’exercice, cette méta-analyse par paires quantifie spécifiquement l’effet de l’exercice structuré par rapport à l’absence d’exercice, en utilisant des définitions rigoureuses du groupe témoin et des méthodes mises à jour. Une recherche littéraire jusqu’en novembre 2025 a permis d’identifier 10 123 dossiers. Quarante essais contrôlés randomisés remplissaient les critères d’inclusion. Les tailles d’effets regroupées ont été calculées à l’aide de modèles à effets aléatoires ; les rapports de cotes (OR) pour la rémission et les différences moyennes standardisées (DMS) pour les scores de dépression. L’hétérogénéité a été évaluée avec I2. L’exercice a significativement augmenté les taux de rémission (OR = 2,40 ; IC à 95 %, 1,97–2,93 ; p < 0,001 ; I2 = 49 %) et des scores de dépression réduits (DMS = –0,96 ; IC 95 %, –1,27 à –0,65 ; p < 0,001 ; I2 = 87 %) par rapport aux groupes témoins. Le nombre nécessaire pour traiter une rémission supplémentaire était de 2,1. La DMS regroupée correspondait à des réductions cliniquement significatives. Les analyses de sous-groupes ont montré des effets plus importants pour l’exercice supervisé et les contrôles passifs (par exemple, liste d’attente) par rapport aux comparateurs actifs (par exemple, pharmacothérapie). Cependant, les résultats présentent de grandes limites ; seulement 12 sur 40 études (30 %) présentaient un faible risque de biais (RoB 2) ; la plupart ont eu un suivi court (≤16 semaines) ; Les conditions témoins variaient considérablement (liste d’attente à pharmacothérapie) ; et une très forte hétérogénéité pour les scores de dépression (I2 = 87 %) persistait malgré l’utilisation de la DMS. L’intervalle de prédiction à 95 % pour la DMS a franchi zéro, ce qui indique que l’exercice physique pourrait ne pas bénéficier à toutes les populations futures. La notation des recommandations d’évaluation, de développement et d’évaluation (GRADE) était modérée pour la rémission mais faible pour les scores de dépression. Malgré ces limitations, l’exercice physique était associé à une rémission significativement plus élevée et à des scores de dépression plus faibles. Ces résultats soutiennent l’exercice comme une approche complémentaire de la dépression, en particulier pour atteindre la rémission. Cependant, des ECR de grande envergure, de haute qualité, avec des résultats standardisés et un suivi plus long sont nécessaires avant que des recommandations cliniques puissent être formulées.

Introduction

La dépression est une maladie mentale courante et invalidante, liée à une mortalité plus élevée, à une comorbidité médicale et à une qualité de vieinférieure 1. Plus de 300 millions de personnes, soit environ 4,4 % de la population mondiale, souffrent dedépression 2. La psychothérapie et les antidépresseurs (ou un mélange des deux) sont actuellement recommandés commethérapies 3. Cependant, la psychothérapie est généralement coûteuse et ne produit que des taux de rémission de 50 %. Les médicaments antidépresseurs provoquent fréquemment des symptômes de sevrage, des rechutes et des effetssecondaires 5. Notamment, environ deux tiers des adultes souffrant de dépression ne reçoivent pas de soinsappropriés 6. La dépression non traitée s’aggrave fréquemment et peut entraîner des comorbidités, ce qui augmente encore plus les coûts pourla société. L’Institut national pour l’excellence en santé et en soins (NICE) et l’OMS préconisent tous deux l’exercice comme traitement complémentaire de la dépression 8,9.

Les résultats de plusieurs méta-analyses examinant l’effet antidépresseur de l’exercice physique chez les personnes dépressives ont fourni des preuves à l’appui de cessuggestions 10,11,12. Néanmoins, certaines de ces méta-analyses8 ont indiqué des effets significatifs de l’exercice, tandis que d’autres ont identifié des effets modérés àfaibles 11,12. Des désaccords méthodologiques et conceptuels sur les critères d’inclusion et les techniques d’analyse sont à l’origine de ces conclusions contradictoires. Par exemple, certaines recherches ont exclu les études évaluant l’existence de la dépression en utilisant des outils de dépistage établis et se sont plutôt concentrées sur les personnes ayant un diagnostic de trouble dépressifmajeur 8. Pour des recherches publiées entre 2003 et 2019, d’autres ont examiné l’impact de l’exercice, soit seul, soit en association avec des traitements pharmaceutiques comme traitement de la dépression11,12. De plus, les essais où les patients des groupes témoins ont également reçu des interventions d’exercice13 ont été inclus dans certaines revues. Étant donné que même un exercice léger peut avoir des bienfaits antidépresseurs, cela soulève la possibilité d’un biaisde 14.

De manière cruciale, plusieurs évaluations ont exprimé des inquiétudes quant au fait que, lorsqu’il était limité aux essais contrôlés randomisés (ECR) à faible risque de biais », l’exercice n’avait pas d’impact discernable 8,13. En conséquence, les méta-analyses actuelles n’ont pas produit de données suffisamment solides pour soutenir l’utilisation de l’exercice comme un choix de traitement de la dépression fondé sur des preuves et réussi par les médecins du monde entier. Ces failles méthodologiques ont été corrigées par uneméta-analyse 11, qui ne comprenait que des études comparant l’exercice à des témoins non actifs et se concentrant sur des échantillons présentant un trouble dépressif majeur diagnostiqué à l’aide d’outils diagnostiques et des échantillons dépressifs utilisant des seuils sur des instruments de dépistage validés. Les essais comparant différents schémas d’exercice n’ont pas été inclus par les auteurs. Cependant, un nombre significatif d’articles ont été publiés récemment, nécessitant une méta-analyse mise à jour des effets antidépresseurs de l’exercice, qui répond aux limites des revues antérieures.

Cela démontre la nécessité d’options de traitement alternatives rapides et accessibles. Des revues systématiques récentes ont confirmé que les programmes structurés d’activité physique et d’exercice améliorent systématiquement les symptômes dépressifs et les résultats liés à la santé mentale, soutenant l’exercice comme une approche potentiellement évolutive et complémentaire15,16. Le manuscrit comprend plusieurs formes d’exercices, notamment l’exercice aérobie, l’entraînement en résistance, l’exercice mixte, le yoga, le tai-chi, la danse et d’autres approches corps-esprit. Cependant, la discussion tend toujours à décrire « exercice » comme une seule intervention decatégorie 15. Malgré la base croissante de preuves en faveur de l’exercice comme traitement de la dépression, plusieurs questions non résolues justifient une méta-analyse mise à jour. Premièrement, les méta-analyses antérieures ont abouti à des conclusions contradictoires. Ces divergences proviennent de différences méthodologiques, notamment l’inclusion d’études avec des groupes témoins actifs (par exemple, étirements, relaxation ou psychothérapie), qui peuvent atténuer la taille des effets ; l’inclusion d’études dans lesquelles les groupes témoins ont également reçu des interventions d’exercice ; et l’utilisation de différents outils d’évaluation du risque de biais. Deuxièmement, les méta-analyses les plus récentes et complètes dans ce domaine ont été publiées en 2016–2019dans les 10, 11, 12. Depuis 2019, au moins 23 nouveaux essais contrôlés randomisés ont été publiés (identifiés dans cette recherche), augmentant considérablement la base de preuves disponible. Une synthèse mise à jour est donc nécessaire pour intégrer ces nouvelles données et déterminer si les preuves cumulatives soutiennent ou réfutent les conclusions antérieures.

Troisièmement, les méta-analyses antérieures n’ont pas abordé de manière cohérente les questions méthodologiques clés qui influencent l’interprétation clinique. Cela inclut l’utilisation de métriques d’effet appropriées pour les résultats continus mesurés sur différentes échelles de dépression (différence moyenne standardisée plutôt que différence moyenne), la gestion de conditions témoins hétérogènes (comparateurs passifs vs. actifs), l’inclusion d’études où la dépression était un critère secondaire chez des populations non psychiatriques, l’évaluation du biais de publication dans un contexte d’hétérogénéité élevée, et le calcul des intervalles de prédiction pour communiquer la gamme des effets attendus dans les études futures. Quatrièmement, aucune méta-analyse antérieure n’a examiné systématiquement les modérateurs de l’efficacité de l’exercice sur toute la gamme des modificateurs d’effet potentiels, y compris le mode d’exercice (aérobie, résistance, mixte, yoga), l’intensité (légère, modérée, vigoureuse), la durée, la supervision, le format (groupe vs. individu), le type témoin, le diagnostic de dépression (TDM vs. dépistage), le groupe d’âge et le risque de biais. Comprendre ces modérateurs est essentiel pour prescrire de l’exercice.

Cette méta-analyse aborde ces lacunes à travers les innovations suivantes. Tout d’abord, une base de preuves mise à jour inclut les études publiées jusqu’en novembre 2025, recueillant 23 nouveaux essais non inclus dans les méta-analyses précédentes. Ensuite, un critère d’inclusion méthodologiquement rigoureux a été utilisé, où seules les études comparant l’exercice à des groupes témoins sans exercice (excluant les essais dans lesquels les groupes témoins ont reçu des étirements, de la relaxation ou des interventions psychologiques actives) ont été incluses afin d’isoler l’effet spécifique de l’exercice. Le troisième était la métrique d’effet appropriée, avec une différence moyenne standardisée (DMS) plutôt que une différence moyenne, pour les résultats de dépression continue, en reconnaissant que les études utilisaient différentes échelles de dépression. Le quatrième était des analyses complètes de modérateurs, dans lesquelles des analyses prédéfinies de sous-groupes des caractéristiques de l’exercice, des caractéristiques de la population et des caractéristiques du plan d’étude ont été réalisées afin d’identifier les conditions dans lesquelles l’exercice est le plus efficace. Ensuite, il y a eu l’évaluation actuelle du risque de biais dans laquelle l’outil RoB 2 mis à jour (version 2019) a été utilisé plutôt que l’ancien outil RoB 1 employé dans les méta-analyses précédentes. Un autre cas était l’interprétabilité clinique dans laquelle le nombre nécessaire à traiter (NNT) était calculé, la DMS convertie en métriques cliniquement familières (points BDI et HAM-D), et des intervalles de prédiction étaient rapportés pour communiquer la gamme d’effets attendue dans les applications futures. Le dernier était la certitude des preuves, dans lequel le GRADE (Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation) a été appliqué pour évaluer la certitude des preuves pour chaque résultat, une évaluation qui n’a pas été rapportée de manière cohérente dans les méta-analyses précédentes de la dépression liée à l’exercice.

Bien que les méta-analyses en réseau (NMA) récentes et les revues parapluies aient synthétisé des preuves sur l’exercice pour la dépression, aucune ne répond directement à la question fondamentale par paires : « Est-ce qu’un exercice structuré réduit les symptômes dépressifs par rapport à l’absence d’exercice ? » Les NMA se regroupent entre des conditions témoins hétérogènes (liste d’attente, pharmacothérapie, psychothérapie) pour comparer les modalités, ce qui masque l’effet spécifique de l’exercice par rapport à l’inactivité réelle. Les revues ombrières agrégent des méta-analyses antérieures utilisant des critères d’inclusion différents et des outils de risque de biais, laissant l’hétérogénéité méthodologique non résolue. Cette méta-analyse par paires comble ce manque spécifique en fournissant une estimation unique, à jour et cohérente en interne du contrôle exercice versus non exercé, utilisant l’éligibilité préspécifiée, le RoB 2, le GRADE, les intervalles de prédiction et le NNT – incluant 23 nouveaux essais non encore synthétisés dans ce cadre. Cette estimation fondamentale complète les NMA en répondant à la fonction de l’exercice avant de demander lequel fonctionne le mieux.

L’exercice est une intervention comportementale, pas un médicament. Tout au long de ce manuscrit, l’exercice est comparé à la pharmacothérapie et à la psychothérapie en utilisant des indicateurs tels que le nombre nécessaire pour traiter (NNT) et les taux de rémission. Ce cadre « exercice comme médicament » est utile pour la communication clinique et l’élaboration de lignes directrices car il permet de comparer directement les tailles d’effet entre les modalités de traitement en utilisant des métriques communes. Cependant, des distinctions importantes doivent être reconnues. L’exercice est une intervention comportementale complexe qui nécessite une participation active du patient, de la motivation, et souvent une supervision ou un soutien environnemental. Contrairement à une pilule, l’exercice n’a pas de cible biologique directe, pas de courbe dose-réponse standardisée entre individus, et l’adhésion est fortement influencée par des facteurs psychosociaux tels que l’anhédonie liée à la dépression et la fatigue. De plus, l’exercice n’a pas le même profil d’effets secondaires (par exemple, pas de syndromes de sevrage ni de troubles métaboliques) mais présente un risque de blessure et des obstacles logistiques. Ainsi, bien que des estimations d’effets comparatifs soient présentées, l’intention n’est pas de suggérer que l’exercice physique soit interchangeable avec un médicament ; au contraire, l’exercice doit être considéré comme une option complémentaire, centrée sur le patient, avec des exigences de mise en œuvre distinctes.

Cette méta-analyse visait à comparer l’exercice physique à des groupes témoins non sportifs afin de mettre à jour les preuves actuelles sur les effets de l’exercice dans la réduction des symptômes dépressifs chez les individus présentant des niveaux cliniquement élevés de dépression, y compris le trouble dépressif majeur et la dysthymie. L’existence d’un biais de publication et les possibles modérateurs des effets antidépresseurs de l’exercice ont également été examinés. Ainsi, la méta-analyse évaluait l’intervention physique pour les symptômes dépressifs.

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

Protocole

Critères d’éligibilité

Les études ont été incluses si elles répondaient à tous les critères suivants, organisées selon le cadre PICOS (Population, Intervention, Comparateur, Résultats, Conception de l’étude)17. Toutes les plateformes et matériaux utilisés dans cette étude sont listés dans le tableau des matériaux. Toutes les recherches dans la base de données ont été effectuées en novembre 2025. Aucun logiciel propriétaire supplémentaire (par exemple, SAS, SPSS, R) n’a été utilisé au-delà de RevMan 5.3 et EndNote 20. L’évaluation GRADE a été réalisée manuellement à l’aide de l’outil en ligne GRADEpro GDT ; la version est enregistrée à la date d’accès.

Population (P)

Les participants présentaient des symptômes dépressifs cliniquement significatifs, définis soit comme un diagnostic formel de trouble dépressif majeur (TDM) ou de dysthymie selon les critères du DSM (quelle que soit sa version) ou les critères de la CIM, confirmés par un entretien clinique structuré (par exemple, SCID, MINI, CIDI) ; ou un score supérieur au seuil validé sur un instrument standardisé de dépistage de la dépression (par exemple, Beck Depression Inventory ≥ 14, Hamilton Depression Rating Scale ≥ 14, CES-D ≥ 16, PHQ-9 ≥ 10, Geriatric Depression Scale ≥ 11). Les participants pouvaient avoir tout âge (enfants, adolescents, adultes, personnes âgées) 18 ans. Les études ayant inclus des participants présentant des troubles médicaux ou psychiatriques comorbides (par exemple, maladies cardiovasculaires, diabète, troubles anxieux, troubles liés à l’usage de substances) n’ont été incluses que si l’analyse primaire rapportait des résultats séparément pour le sous-groupe dépressif ou si ≥80 % des participants remplissaient les critères de dépression. Les études où la dépression était un critère secondaire dans une population non dépressive (par exemple, patients insuffisants cardiaques sans dépistage de la dépression) ont été exclues. Il n’y avait pas de restriction sur la sévérité de la dépression au départ (légère, modérée, sévère), mais la sévérité a été extraite pour les analyses de sous-groupes.

Intervention (I)

L’intervention consistait en un exercice physique structuré et planifié, défini comme toute forme d’exercice aérobie, de résistance, mixte (aérobie + résistance) ou alternatif (yoga, tai-chi, danse) administrée pendant au moins 2 semaines. Les interventions d’exercice peuvent être supervisées (par un formateur, un thérapeute ou un instructeur) ou non supervisées (à domicile, autodirigées). Les études où l’exercice était combiné à une autre intervention active (par exemple, exercice + pharmacothérapie, exercice + pleine conscience) n’ont été incluses que si l’effet de l’exercice pouvait être isolé (par exemple, exercice + pharmacothérapie vs. pharmacothérapie seule). Les études où l’intervention consistait uniquement en des conseils sur l’activité physique (sans prescription d’exercice structuré) ou en orientation sur le mode de vie ont été exclues.

Comparateur (C)

Le groupe témoin n’a reçu aucune intervention structurée pour l’exercice. Les conditions témoins acceptables ont été classées comme contrôles passifs (pas d’intervention thérapeutique active), par exemple liste d’attente (traitement différé), soins habituels (prise en charge médicale standard sans exercice structuré), ou absence d’intervention ; et contrôles actifs (interventions thérapeutiques non liées à l’exercice), par exemple le contrôle de l’attention (par exemple, éducation à la santé sans exercice, séances de relaxation, ou étirements légers ne respectant pas les critères d’intensité de l’exercice), pharmacothérapie (médicament antidépresseur seul) ou psychothérapie (thérapie psychologique sans exercice). Les études dans lesquelles le groupe témoin a reçu une forme d’exercice structuré (y compris un exercice minimal ou un étirement répondant aux critères d’intensité de l’exercice) ont été exclues. Note sur la divergence : bien que la section sur l’innovation ait indiqué que les études avec des interventions psychologiques actives ou des contrôles d’étirement/relaxation étaient exclues, par la suite, les critères d’éligibilité incluant des comparateurs actifs (pharmacothérapie, psychothérapie, contrôle de l’attention) pour refléter la question clinique réelle de la comparaison de l’exercice avec d’autres traitements établis ont été élargis. Cette incohérence est abordée dans la discussion. Toutes les analyses stratifient par type de contrôle (passif vs. actif) afin d’examiner l’influence du type de contrôle sur la taille des effets.

Résultats (O)

L’étude a rapporté au moins une mesure de résultat spécifique à la dépression : la rémission de la dépression (dichotomique, définie par les auteurs comme ne répondant plus aux critères diagnostiques ou classant en dessous du seuil sur une échelle validée) ; OU (b) changement du score de sévérité de la dépression continue mesuré sur une échelle validée (par exemple, HAM-D, BDI, CES-D, PHQ-9, GDS, MADRS). Les études rapportant uniquement des mesures d’humeur non spécifiques (par exemple, « bien-être », « état émotionnel » sans échelle de dépression validée) ont été exclues.

Conception de l’étude (S)

Seuls des essais contrôlés randomisés (ECR) ont été inclus. Les études de cohorte prospectives, les études cas-témoins, les études rétrospectives, les séries de cas et les rapports de cas ont été exclus car ils présentent un risque élevé de biais de confusion et de sélection lors de l’estimation des effets du traitement. Les études pouvaient être en groupe parallèle ou en croisement (seule la première phase étant extraite pour les essais croisés). Les études devaient avoir au moins 10 participants par bras au départ afin de minimiser les effets sur les petites études. Aucune restriction linguistique n’a été appliquée, mais les études non anglaises n’étaient incluses que si une traduction complète était disponible.

Critères d’exclusion

Les études où la dépression n’était pas le critère principal ou où la population n’était pas sélectionnée pour la dépression (par exemple, les populations médicales générales avec la dépression comme mesure secondaire) ont été exclues. Les études dans lesquelles l’intervention d’exercice était réalisée dans le cadre d’une intervention multi-composantes sur le mode de vie, sans effet isolé de l’exercice, ont été exclues. Les études où le groupe témoin a reçu une quelconque forme d’exercice structuré ont été exclues. Les études disposant de données insuffisantes pour calculer les tailles d’effet (moyennes, écarts-types ou scores de changement non rapportés et non obtenables auprès des auteurs) ont été exclues. Les publications en double de la même cohorte d’étude (seul le rapport le plus complet ou le plus récent a été inclus) ont été exclues. Les résumés de conférences, les thèses et les manuscrits inédits sans disponibilité du texte intégral étaient exclus.

Sources d’information

L’étude complète est présentée à la Figure 1 sous forme de diagramme de flux PRISMA. La littérature a été incluse dans l’étude si les critères d’inclusion suivants étaient remplis : l’étude était un essai contrôlé randomisé (ECR) ; Les patients sélectionnés pour l’investigation souffraient de dépression ; et la condition témoin était de non-exercice. Les groupes témoins acceptables comprenaient les soins habituels (gestion médicale standard sans exercice structuré), la liste d’attente (traitement différé), l’absence d’intervention, le contrôle de l’attention (par exemple, éducation à la santé sans exercice, séances de relaxation, ou étirements légers ne respectant pas les critères de prescription d’exercices), ou le traitement pharmacologique (antidépresseurs seuls). Les études où le groupe témoin a reçu un entraînement structuré aérobie, de résistance ou d’exercice mixte ont été exclues. Les études où les groupes témoins ont reçu une psychothérapie ou une thérapie cognitivo-comportementale sans composante exercice n’ont été incluses que si elles étaient clairement définies comme non entraînantes.

L’étude a comparé les interventions d’exercice aux conditions témoins. Les groupes témoins ont été définis comme des comparateurs non faisant de l’exercice, incluant les soins habituels, la liste d’attente, l’absence de traitement, le contrôle de l’attention (par exemple, éducation à la santé, des activités de relaxation ou d’étirements ne répondant pas aux critères d’intensité de l’exercice), ou le traitement pharmacologique seul. Les études ont été exclues si le groupe témoin recevait une intervention structurée ou si l’exercice était comparé uniquement à un autre schéma d’exercice, sans un groupe témoin non exercé. Les études n’évaluant pas les effets de l’intervention par exercice pour les symptômes dépressifs, les études sur la dépression chez des patients sans exercice ni contrôle, ainsi que les études sans groupe de comparaison ont été exclues.

Gestion des études multi-bras
Pour les études comportant plus de deux bras pertinents (par exemple, plusieurs interventions d’exercice ou plusieurs groupes de comparaison), les stratégies suivantes ont été appliquées afin d’éviter les erreurs de double comptage et d’unités d’analyse comme plusieurs groupes d’exercice vs. un seul groupe témoin : lorsqu’une étude a comparé deux interventions d’exercice ou plus différentes (par exemple, aérobie vs. entraînement en résistance) à un seul groupe témoin, les bras d’exercice ont été combinés en un seul groupe regroupé selon les formules recommandées par le Cochrane Manuel (Chapitre 23). Cette approche évite de doubler le comptage des participants du groupe témoin tout en préservant l’indépendance statistique ; Comparateurs d’exercice vs. de multiples comparateurs non-exercice. Lorsqu’une étude comparait l’exercice à deux conditions témoins ou plus distinctes (par exemple, soins habituels et pharmacothérapie), seule la condition témoin le mieux correspondant à la définition de « contrôle non exercé » a été sélectionnée (ordre de priorité : liste d’attente ≥ soins habituels ≥ contrôle de l’attention > pharmacothérapie > psychothérapie).

Si plusieurs contrôles non entraînants étaient présents, le comparateur le plus conservateur (le moins actif) pour éviter de surestimer l’effet de l’exercice était sélectionné ; Exercice vs. exercice uniquement (pas de contrôle sans exercice). Les études qui comparaient uniquement différents types d’exercice (par exemple, haute intensité vs. basse intensité) sans bras témoin non entraînant ont été exclues de l’analyse primaire, car elles ne répondaient pas au critère de comparaison « exercice vs. contrôle ». Interventions combinées pour les études, où le groupe d’intervention incluait l’exercice plus une autre composante active (par exemple, exercice + pharmacothérapie, exercice + pleine conscience), le bras n’était inclus que si l’effet de l’exercice pouvait être isolé. Si le bras combiné était comparé à la même composante non liée à l’exercice seul (par exemple, exercice + pharmacothérapie vs. pharmacothérapie seule), la différence a été interprétée comme reflétant l’effet de l’exercice. Si aucune telle isolation n’était possible, l’étude était exclue. Pour évaluer la robustesse de la stratégie de regroupement pour les essais multi-bras, une analyse de sensibilité excluant toutes les études multi-bras a été réalisée, et les résultats ont été comparés à ceux de l’analyse principale. Toute différence substantielle est signalée.

La sélection du groupe témoin lorsque plusieurs comparateurs non liés à l’exercice sont présents s’est faite de la manière suivante : si une étude comparait l’exercice à deux conditions témoins ou plus distinctes (par exemple, soins habituels et pharmacothérapie), une règle de sélection hiérarchique pour éviter des choix arbitraires était appliquée, les contrôles passifs (liste d’attente ≥ soins habituels ≥ sans intervention) privilégiés aux contrôles actifs afin de mieux isoler l’effet spécifique de l’exercice. Si seuls des contrôles actifs étaient disponibles, le comparateur le plus conservateur (pharmacothérapie ≥ psychothérapie ≥ contrôle de l’attention) a été sélectionné pour éviter de surestimer l’effet de l’exercice, et des analyses de sensibilité ont été réalisées, incluant tous les groupes témoins disponibles (en divisant le groupe d’exercice entre les comparateurs) afin de tester si la règle de sélection influençait l’estimation combinée. Les résultats de ces analyses de sensibilité sont présentés dans les Documents Complémentaires.

Stratégie de recherche
Les bases de données électroniques suivantes ont été systématiquement recherchées de leur création à novembre 2025 : PubMed, Embase (plateforme OVID), Cochrane Central Register of Controlled Trials (CENTRAL), MEDLINE (plateforme OVID) et Google Scholar. Les stratégies de recherche complètes, incluant les termes MeSH, les termes Emtree, les mots-clés, les opérateurs booléens, la troncature et les balises de champ, sont fournies dans le Tableau 1. Pour PubMed et Embase, les recherches se limitaient aux études humaines et à la langue anglaise. Pour CENTRAL et MEDLINE, les recherches étaient limitées aux essais contrôlés randomisés. Pour Google Scholar, les 500 premiers dossiers triés par pertinence ont été recherchés à l’aide d’une chaîne de recherche simplifiée (« exercice ET dépression ET (rémission OU médicament OU traitement) ») en raison des limitations de la plateforme sur la recherche booléennecomplexe 19.

En plus des recherches dans les bases de données, les recherches complémentaires suivantes ont été effectuées : recherche manuelle des listes de références de toutes les études incluses et des revues systématiques pertinentes (recherche en boule de neige), suivi des citations des études clés incluses via Google Scholar et Web of Science, recherche manuelle dans les revues clés (Mental Health and Physical Activity, Journal of Affective Disorders, Depression and Anxiety, et Psychosomatic Medicine) pour les années 2020–2025, et la recherche dans les registres d’essais cliniques (ClinicalTrials.gov, ICTRP de l’OMS) pour des essais non publiés ou en cours en utilisant les termes de recherche « exercice » ET « dépression ». L’historique complet de la recherche, incluant le nombre d’enregistrements récupérés à chaque étape pour chaque base de données, est fourni dans le Tableau Supplémentaire 1. La liste de contrôle des rapports de recherche PRISMA 2020 a été suivie (Fichier Supplémentaire 1).

Processus de sélection

Tous les enregistrements identifiés ont été exportés vers EndNote 20 pour suppression des doublons. Après la déduplication, deux évaluateurs indépendants ont réalisé un exercice d’étalonnage sur un échantillon aléatoire de 100 enregistrements afin d’assurer une application cohérente des critères d’éligibilité. Après confirmation de l’accord acceptable (κ ≥ 0,80), les évaluateurs ont examiné indépendamment les titres et résumés de tous les documents restants selon les critères d’éligibilité prédéfinis. Les documents jugés potentiellement pertinents par l’un ou l’autre des évaluateurs étaient envoyés pour examen intégral. Les articles en texte intégral ont été obtenus et évalués de manière indépendante par les deux mêmes évaluateurs. Les raisons d’exclusion au stade intégral ont été documentées selon les recommandations PRISMA (par exemple, pas d’intervention physique, pas de diagnostic de dépression, pas de groupe témoin, dessin non comparatif, publication en double). Les désaccords à chaque étape de la projection furent résolus par la discussion ; Si un consensus n’était pas parvenu, l’auteur correspondant prenait la décision finale. L’accord inter-évaluateurs pour l’inclusion du texte intégral a été calculé à l’aide de la statistique kappa de Cohen. Bien que EndNote 20 ait été utilisé pour la suppression initiale des doublons, des doublons supplémentaires non détectés par le logiciel (par exemple, en raison de légères variations de titres, de noms d’auteurs ou d’abréviations de revues) ont été identifiés et supprimés lors du tri manuel des titres/résumés par les deux évaluateurs indépendants.

Le processus de sélection et de sélection est résumé dans le diagramme de flux PRISMA 2020 (Figure 1), qui inclut le nombre d’enregistrements identifiés, de doublons supprimés, de dossiers filtrés, de rapports recherchés pour récupération, de rapports évalués pour l’éligibilité et des études incluses, avec des raisons d’exclusion spécifiques à chaque étape. Google Scholar a été recherché en utilisant la chaîne simplifiée « exercice ET dépression ET (rémission OU médication OU traitement) » avec les paramètres suivants : trier par pertinence, exclure les citations et inclure les brevets. Les 500 premiers disques ont été examinés. La recherche a eu lieu le 15 novembre 2025, à 10 heures ; 00 AM GMT, sans personnalisation activée, et a été rediffusée le 16 novembre 2025 pour vérifier la cohérence.

Extraction des données

Deux évaluateurs ont extrait indépendamment les données de chaque étude incluse à l’aide d’un formulaire d’extraction de données standardisé et testé par un pilote. Les informations suivantes ont été recueillies : nom du premier auteur, année de publication, pays où l’étude a été réalisée, taille de l’échantillon (total, groupe d’exercice, groupe témoin), caractéristiques des participants (âge, diagnostic ou méthode de dépistage de la dépression, gravité de la dépression de base), détails de l’intervention (mode d’exercice, intensité, fréquence, durée, supervision, format), description du groupe témoin, mesures de résultats pour la dépression (nom et plage d’échelle), calendrier de l’évaluation des résultats, et résultats statistiques (moyennes, écarts-types, estimations d’effets, intervalles de confiance, valeurs p)20. Les désaccords entre les évaluateurs étaient résolus par discussion ou en consultant l’auteur correspondant.

Éléments de données

Les données ont été collectées indépendamment sur la base d’une évaluation de l’intervention physique pour les symptômes dépressifs lorsqu’une étude a produit des résultats différents.

Évaluation du risque de biais

Deux auteurs ont évalué indépendamment le risque de biais pour chaque étude incluse en utilisant l’outil Cochrane RoB 2 pour les essais contrôlés randomisés (version d’août 2019). L’outil RoB 2 évalue cinq domaines de biais résultant du processus de randomisation, les écarts par rapport aux interventions prévues, les données manquantes de résultats, la mesure du résultat et la sélection du résultat rapporté. Pour chaque domaine, les évaluateurs ont attribué un jugement de « faible risque de biais », « certaines préoccupations » ou « haut risque de biais ». Un jugement global de risque de biais a ensuite été établi pour chaque étude selon les algorithmes de RoB 2 : « faible risque » (tous les domaines à faible risque), « certaines préoccupations » (au moins un domaine avec quelques préoccupations mais aucun domaine à haut risque), ou « haut risque » (tout domaine classé haut risque ou plusieurs domaines présentant certaines préoccupations). Les désaccords entre les évaluateurs étaient résolus par discussion, l’auteur correspondant arbitrant lorsque cela était nécessaire. Les études n’ont pas été exclues sur la base de jugements de risque de biais ; Au lieu de cela, des analyses de sensibilité ont été prévues pour restreindre la méta-analyse aux études présentant des jugements globaux « à faible risque » ou « faible risque + certaines préoccupations » afin d’examiner la robustesse des résultats. L’accord inter-évaluateurs pour les jugements globaux de risque de biais a été calculé à l’aide du kappa21 de Cohen.

Analyses de sous-groupes (analyses de modérateurs)

Pour explorer les sources potentielles d’hétérogénéité et identifier les modérateurs de l’efficacité de l’exercice, une série d’analyses a priori de sous-groupes basées sur des variables cliniquement et méthodologiquement pertinentes a été réalisée. Des analyses de sous-groupes ont été réalisées uniquement pour les résultats comportant au moins 10 études par sous-groupe (afin d’assurer une puissance statistique suffisante). Les variables de sous-groupe suivantes étaient préspécifiées.

Caractéristiques de l’exercice

Le mode d’exercice est aérobie (par exemple, marcher, courir, faire du vélo) vs. résistance (ex. ex., musculation) vs. mixte (aérobie + résistance) vs. autre (yoga, danse, mouvement basé sur la pleine conscience).

L’intensité de l’exercice est légère (par exemple, marche douce, étirements) vs. modérée (par exemple, marche rapide, vélo modéré) vs. vigoureuse (par exemple, course, entraînement intervallé à haute intensité) – classée selon les critères de fréquence cardiaque standard ou d’effort perçu rapportés dans chaque étude.

Durée de l’exercice (semaines) : courte (≤8 semaines) vs. moyenne (9–12 semaines) ou longue (≥13 semaines).

Supervision supervisée (séances d’exercice dirigées par un instructeur, formateur ou thérapeute) vs. non supervisée (à domicile ou auto-dirigée sans supervision directe).

Formatez en groupe versus individuel (à domicile ou en tête-à-tête).

Caractéristiques de la population

Le diagnostic de dépression était classé soit en trouble dépressif majeur (TDM), diagnostiqué par un entretien clinique structuré tel que l’entretien clinique structuré pour les troubles du DSM (SCID) ou le mini entretien international neuropsychiatrique (MINI), soit en signes dépressifs élevés identifiés à l’aide d’outils de dépistage validés basés sur des scores de seuil établis, y compris l’échelle de dépression du Center for Epidemiologic Studies (CES-D ≥ 16). Inventaire de Beck sur la dépression (BDI ≥ 14), ou questionnaire de santé du patient-9 (PHQ-9 ≥ 10). Le groupe d’âge était classé comme étant des adultes (18–59 ans) ou des adultes plus âgés (≥60 ans). La sévérité de la dépression de base était classée comme modérée ou sévère selon les scores de seuil standard pour chaque échelle d’évaluation, la dépression modérée étant définie, par exemple, comme un score de l’Hamilton Depression Rating Scale (HAM-D) de 14–18 ou un score BDI de 14–19, et la dépression sévère définie comme un score HAM-D de ≥19 ou un score BDI de ≥20.

Caractéristiques de la conception de l’étude

Le type de groupe témoin a été classé comme passif, incluant la liste d’attente, sans traitement, ou conditions de contrôle habituelles, soit actif, incluant les interventions de contrôle de l’attention, la pharmacothérapie ou la psychothérapie. L’année de publication a été classée en trois périodes — avant 2010, 2010–2019 et 2020–2025 – afin d’examiner les tendances temporelles potentielles dans les résultats de l’étude. Le risque de biais a été évalué à l’aide de l’outil Cochrane Risk of Bias 2 (RoB 2) et classé comme à faible risque, à certains préoccupations, ou à haut risque. La taille de l’échantillon a été classée comme petite (n < 50 participants au total), moyenne (50–99 participants) ou grande (≥100 participants). Le groupe témoin a été classé passif (liste d’attente, soins habituels, pas d’intervention) – ces groupes témoins ne constituent pas d’alternative thérapeutique active, donc l’effet de l’exercice peut être plus important en raison des attentes ou des effets d’attention ; et actif (contrôle de l’attention, pharmacothérapie, psychothérapie) – ces contrôles offrent une intervention non liée à l’exercice d’une valeur thérapeutique crédible, offrant une estimation plus conservatrice de l’effet spécifique de l’exercice. Un effet nettement plus important pour les contrôles passifs par rapport aux contrôles actifs (p pour l’interaction < 0,10), tel qu’évoqué, a été confirmé dans les résultats (voir Tableau 3).

Méthodes statistiques pour les analyses de sous-groupes

Pour chaque analyse de sous-groupe, les études au sein de chaque sous-groupe ont été regroupées à l’aide d’un modèle à effetsaléatoires 22. Pour comparer les sous-groupes, des tests de méta-régression à effets mixtes ou d’interaction de sous-groupes ont été utilisés. Plus précisément, la Q-statistique pour les différences entre les sous-groupes a été calculée, et la valeur p associée à l’interaction est rapportée. Une valeur p < 0,10 (au lieu de 0,05) a été considérée comme statistiquement significative pour les différences de sous-groupes, reconnaissant la faible puissance des tests d’interaction dans les méta-analyses. Aucun ajustement par comparaison multiple (12 analyses de sous-groupes) n’a été réalisé ; par conséquent, les résultats des sous-groupes doivent être interprétés comme exploratoires.

Analyses de sensibilité

Pour évaluer la robustesse des résultats primaires, les analyses de sensibilité prédéfinies suivantes ont été réalisées. Le choix du modèle a réanalysé les deux résultats en utilisant un modèle à effet fixe (méthode de la variance inverse) pour comparer avec les résultats principaux des effets aléatoires, l’exclusion des études à haut risque de biais comme études exclues avec un jugement global de « haut risque de biais » (n = 17), et la réanalyse des études restantes (faible risque + certaines préoccupations), l’exclusion des essais multi-bras comme exclus où plusieurs groupes d’exercice étaient combinés ou où un seul groupe témoin était utilisé pour des comparaisons multiples (n = 9) et réanalysé uniquement les essais à deux bras, exclu les études avec données imputées ou supposées comme études exclues où des écarts-types pour les scores de changement étaient supposés (r = 0,50) plutôt que rapportés (n = 6), exclusion des études pré-CONSORT comme études exclues publiées avant 2001 (n = 5) pour évaluer si l’amélioration des normes de reporting influençait les estimations d’effet, analyse d’influence (leave-one-out) en réalisant une méta-analyse leave-one-out, En retirant séquentiellement chaque étude et en recalculant l’effet regroupé pour identifier les études influentes (définies comme celles dont le retrait modifie l’estimation des points de >10 % ou dépasse l’intervalle de confiance au-delà des limites initiales), et en suivant l’analyse à long terme : pour les études rapportant des données de suivi à ≥6 mois après l’intervention (n = 6), ces données ont été regroupées séparément pour examiner la durabilité des effets de l’exercice, sans être mélangé avec les données du critère principal (post-intervention). Toutes les analyses de sensibilité ont été réalisées à l’aide de modèles à effets aléatoires, sauf indication contraire. Les résultats des analyses de sensibilité sont présentés dans la section Résultats et les documents complémentaires. Toute déviation par rapport à ces analyses prédéfinies est rapportée de manière transparente.

Extraction de données de résultats continus (scores de dépression)

Pour chaque étude incluse, le score moyen de dépression et son écart-type (DE) pour les groupes d’exercice et témoins ont été extraits à l’objectif principal (défini comme le point de temps le plus proche de la fin de l’intervention d’exercice). Pour maximiser la cohérence entre les études, la règle d’extraction hiérarchique suivante a été appliquée : des estimations d’effet ajustées (par exemple, des différences entre groupes dérivées d’ANCOVA avec IC ou SEs à 95 %) ont été priorisées lorsque disponibles, car elles tiennent compte des déséquilibres de base et fournissent généralement l’estimation la moins biaisée de l’effet de l’intervention. Les scores de changement par rapport à la ligne de base (post-minus-pré ou variation en pourcentage) et leurs écarts d’écarts ont été extraits lorsque les effets ajustés n’étaient pas rapportés. Si l’ET des scores de changement n’était pas directement rapporté, il était calculé à l’aide de la formule suivante :

figure-protocol-1(1)

où un coefficient de corrélation conservateur de r = 0,5 était supposé, sauf si l’étude fournissait une corrélation rapportée ou imputable. Seuls les scores post-intervention (sans ajustement ni changement) ont été extraits lorsque ni les effets ajustés ni les scores de changement n’étaient disponibles. C’était l’option la moins privilégiée car elle ne prend pas en compte les différences de référence potentielles entre les groupes. Conversion à partir d’autres statistiques, comme si les moyennes et les écarts d’écarts n’étaient pas directement rapportés, les statistiques disponibles (médianes et IQR, t-statistiques, F-statistiques, p-valeurs ou IC à 95 %) ont été converties en moyennes et épreuves de développement à l’aide de formules standard du Manuel Cochrane (chapitre 6). Les études rapportant uniquement des médianes et des plages n’ont été incluses que si la taille des échantillons était suffisamment grande (n ≥ 25 par groupe) pour supposer une normalité approximative, ou si les auteurs de l’étude fournissaient des moyennes et des écarts d’éduction sur demande.

Plusieurs points temporels : pour les études rapportant plusieurs points de suivi, le moment le plus proche de la fin de la période d’intervention active (généralement 8 à 12 semaines) a été extrait. Les données de suivi à long terme (≥6 mois après l’intervention) ont été extraites séparément pour une analyse secondaire prévue de la durabilité, mais ces données n’ont pas été regroupées avec les données des critères d’évaluation primaires. Plusieurs échelles de dépression. Lorsqu’une étude a rapporté plus d’une échelle de dépression (par exemple, à la fois HAM-D et BDI), les échelles évaluées par les cliniciens (HAM-D, MADRS) ont été privilégiées par rapport aux échelles d’auto-évaluation (BDI, CES-D, PHQ-9, GDS) car les échelles évaluées par les cliniciens sont considérées comme la référence absolue dans les essais sur la dépression. Si les deux ont été rapportés, la mesure de jugement principale telle que définie par les auteurs de l’étude a été extraite. Imputation des écarts types manquants comme si les écarts-types étaient absents et ne pouvaient pas être calculés à partir des statistiques disponibles ; ils ont été imputés en prenant la moyenne de l’éduction d’échantillons d’études avec des tailles d’échantillons similaires et la même échelle de dépression. Des analyses de sensibilité ont été réalisées, excluant les études avec des SD imputées, afin d’évaluer l’impact de cette imputation. Toutes les décisions d’extraction des données ont été prises indépendamment par deux auteurs à l’aide d’un formulaire standardisé d’extraction des données. Les divergences étaient résolues par discussion ou par l’auteur correspondant. La règle d’extraction et toute déviation ont été enregistrées.

Mesures d’effet

Pour le résultat dichotomique (rémission de la dépression), des rapports de chances (OR) avec des intervalles de confiance (IC) à 95 % ont été calculés. Pour le critère de jugement continu (scores de sévérité de la dépression), les études incluses étaient prévues pour utiliser différentes échelles d’évaluation de la dépression (par exemple, Hamilton Depression Rating Scale, Beck Depression Inventory, PHQ-9, CES-D, Geriatric Depression Scale). Bien que les études incluses aient utilisé différentes échelles d’évaluation de la dépression, la différence moyenne standard (DMS) a été rapportée car toutes les échelles avaient établi des équations de conversion en HAM-D.

Synthèse statistique

Pour le résultat dichotomique (rémission de la dépression), des rapports de cotes (OR) regroupés avec intervalles de confiance (IC) à 95 % ont été calculés. Pour le résultat continu (scores de sévérité de la dépression), des différences moyennes standardisées groupées (SMD, Hedges' g) avec IC à 95 % ont été calculées car les études incluses utilisaient différentes échelles d’évaluation de la dépression. Compte tenu de la diversité clinique et méthodologique anticipée entre les études (variations des protocoles d’exercice, des populations, des conditions témoins et des mesures de résultats), un modèle à effets aléatoires (méthode DerSimonienne et Laird) a été choisi a priori pour toutes les analysesprimaires 22. L’hétérogénéité a été quantifiée à l’aide de la statistique I2 , interprétée selon les critères du Manuel Cochrane comme étant de 0 à 40 % (ce qui peut ne pas être important), 30 à 60 % (hétérogénéité modérée), 50 à 90 % (hétérogénéité substantielle) et 75 à 100 % (hétérogénéité considérable). La variance entre les études (tau2) a également été estimée, et des intervalles de prédiction à 95 % pour les effets regroupés ont été calculés lorsque cela était approprié.

Analyse statistique et hétérogénéité

En raison de la diversité clinique et méthodologique attendue à travers les études incluses (y compris les variations du type d’exercice, de l’intensité, de la durée, de la supervision, des caractéristiques de la population, de la gravité de la dépression, des troubles témoins et des échelles de mesure de la dépression), un modèle à effets aléatoires (méthode DerSimonienne et Laird) a été choisi a priori pour toutes les analysesprimaires 22. Le modèle des effets aléatoires suppose que l’effet réel varie d’une étude à l’autre et fournit une estimation plus conservatrice avec des intervalles de confiance plus larges, ce qui est approprié compte tenu de l’hétérogénéité anticipée.

Évaluation de l’hétérogénéité

L’hétérogénéité a été quantifiée à l’aide de la statistique I2 , qui représente le pourcentage de variation totale entre les études due à une véritable hétérogénéité plutôt qu’au hasard. I2 valeurs ont été interprétées comme suit : 0–40 % (ce qui peut ne pas être important) ; 30–60 % (hétérogénéité modérée) ; 50–90 % (hétérogénéité substantielle) ; 75 à 100 % (hétérogénéité considérable), comme dans les critères du Manuel Cochrane. En plus de I2, la variance entre les études (tau2) et les intervalles de prédiction rapportés à 95 % pour l’effet regroupé lorsque cela est approprié ont été estimés.

Justification de la sélection du modèle

Un modèle à effets fixes n’a pas été utilisé pour aucune analyse primaire car les études ne sont pas fonctionnellement identiques (elles varient selon les protocoles d’exercice, les populations et les critères de jugement), l’hypothèse d’un seul effet vrai partagé par toutes les études est invraisemblable dans la recherche sur la dépression liée à l’exercice, et même lorsque I2 apparaît faible (par exemple, I2 = 48 % pour la rémission), la diversité clinique justifie à elle seule une approche à effets aléatoires. Pour plus de complétude, des analyses de sensibilité utilisant un modèle à effet fixe ont également été réalisées pour examiner si le choix du modèle influençait les conclusions ; Ces résultats sont présentés dans les documents complémentaires.

Évaluation du biais de publication

Le biais de publication et les effets des petites études ont été évalués à la fois à l’aide d’une inspection visuelle des graphiques en entonnoir et du test de régression linéaire d’Egger. Pour chaque résultat, des graphiques en entonnoir ont été générés montrant la taille de l’effet (logarithmique rapport de rémission ; différence moyenne standardisée pour les scores de dépression) par rapport à son erreur standard. Pour l’évaluation quantitative, le test d’Egger fait régresser l’estimation standardisée de l’effet par rapport à sa précision (l’inverse de l’erreur standard). Un intercept statistiquement significatif (p < 0,10 dans les méta-analyses avec ≥10 études) suggère la présence d’asymétrie du diagramme d’entonnoir, ce qui peut indiquer un biais de publication ou des effets sur les petites études. Inversement, p ≥ 0,10 indique qu’il n’existe aucune preuve statistique de ce biais.

Intervalles de prédiction

Pour la méta-analyse primaire à effets aléatoires, des intervalles de prédiction à 95 % ont été calculés, estimant la plage dans laquelle l’effet réel d’une étude future se situerait. De larges intervalles de prédiction indiquent que l’effet de l’exercice peut varier considérablement selon les milieux et les populations, avec d’importantes implications cliniques. Pour les études multi-bras dans lesquelles plusieurs groupes d’exercice étaient combinés en un seul groupe, les formules du Manuel Cochrane ont été utilisées pour calculer les moyennes combinées, les écarts-types et la taille des échantillons. Pour les études utilisant un seul bras témoin à travers plusieurs comparaisons d’exercices, le double comptage a été évité en divisant la taille de l’échantillon du groupe témoin par le nombre de bras d’exercice lors du calcul des tailles d’effet. Toutes les analyses ont été réalisées à l’aide de Reviewer Manager version 5.3, avec une prise en charge multi-bras vérifiée indépendamment par deux auteurs.

Calcul du nombre nécessaire pour traiter (NNT)

Le nombre nécessaire pour traiter (NNT) a été calculé à partir du ratio de cotes (OR) regroupé pour la rémission en utilisant la formule

figure-protocol-2

où le CER (taux d’événement témoin) était le taux de rémission combiné dans toutes les études incluses. NNT a également été calculée en utilisant la méthode alternative proposée par Furukawa et Leucht (2011), qui convertit le d de Cohen (de SMD) en NNT en utilisant l’aire sous la courbe normale. Les valeurs de NNT ont été calculées pour l’analyse primaire (toutes les études), pour les sous-groupes (études à faible risque de biais, études uniquement sur le TDM, études d’exercice supervisées), et pour la comparaison avec les valeurs publiées de NNT pour la psychothérapie et les antidépresseurs. Un NNT de ≤ 10 était considéré comme cliniquement significatif.

Conversion à des métriques cliniquement familières (BDI et HAM-D)

Pour faciliter l’interprétabilité clinique, la différence moyenne standardisée (DMS) regroupée pour les scores de dépression a été convertie en différences moyennes estimées sur deux échelles couramment utilisées : l’inventaire de dépression de Beck (BDI, plage 0–63) et l’échelle d’évaluation de la dépression de Hamilton (HAM-D, plage 0–52). La conversion utilisait la formule suivante

figure-protocol-3

lorsque SDa été regroupée, la référence était l’écart-type de base regroupé des études utilisant respectivement le BDI (n = 8 études) ou le HAM-D (n = 16 études). Cette approche suppose que la taille de l’effet SMD est cohérente sur toutes les échelles. Les différences moyennes observées à partir de ces études sont également rapportées sous forme de contrôle de sensibilité. Un changement de ≥3 points sur le BDI ou HAM-D était considéré comme cliniquement significatif selon les directivesNICE 5.

Comparaison avec les traitements établis de la dépression

Pour contextualiser l’effet de l’exercice par rapport à d’autres traitements de première intention contre la dépression, le NNT regroupé pour l’exercice a été comparé aux valeurs publiées de NNT issues de méta-analyses récentes de haute qualité. La psychothérapie, comme l’ont rapporté Cuijpers et al. (2020), a un NNT de 2,5 pour la psychothérapie dans tous les groupes d’âge. Les médicaments antidépresseurs, comme l’ont rapporté Cipriani et al. (2018), ont un taux de NNT de 4,3 pour le médicament par rapport au placebo. Ces comparaisons sont descriptives et ne reposent pas sur des essais directs. Les données d’exercice n’ont pas été regroupées avec les données de psychothérapie ou de médicaments, et les différences entre les populations étudiées, les définitions des résultats et les moments de temps limitent la comparabilité directe.

Évaluation du biais de publication (biais de publication)

Des graphiques d’entonnoir pour chaque résultat (score de rémission et de dépression), des graphiques d’entonnoir montrant la taille de l’effet (rapport de probabilité logarithmique pour la rémission ; différence moyenne standardisée pour les scores de dépression) par rapport à son erreur standard ont été générés. L’asymétrie dans le diagramme de l’entonnoir peut indiquer un biais de publication, des effets de petite étude ou une hétérogénéité. Le test de régression d’Egger, également connu sous le nom de test de régression linéaire d’Egger, a été réalisé pour évaluer formellement l’asymétrie du diagramme d’entonnoir. Le test d’Egger fait régresser l’estimation standardisée de l’effet sur sa précision (l’inverse de l’erreur standard). Un intercept statistiquement significatif (p < 0,10 pour le test d’Egger, comme recommandé par le Cochrane Handbook pour les résultats avec moins de 10 études, ou p < 0,05 pour les méta-analyses plus larges) suggère la présence d’effets sur les petites études ou de biais de publication. Inversement, p ≥ 0,05 ( ou p ≥ 0,10) n’indique aucune preuve statistiquement significative de ce biais. Attention à l’interprétation car l’asymétrie du graphique de l’entonnoir n’est pas synonyme de biais de publication ; elle peut aussi découler d’une véritable hétérogénéité, de différences de qualité d’étude ou de hasard, et les résultats doivent être interprétés en conséquence23.

Certitude des preuves (évaluation GRADE)

La certitude globale des preuves pour chaque résultat (score de rémission et de dépression) a été évaluée à l’aide du cadre Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation (GRADE). Deux auteurs ont évalué indépendamment la certitude et résolu les désaccords par discussion. L’approche GRADE prend en compte cinq domaines qui peuvent réduire la certitude : le risque de biais (basé sur les évaluations RoB 2, incluant la proportion d’études à faible risque, certaines préoccupations ou à haut risque), l’incohérence (basée sur la statistique I2 , les intervalles de prédiction et le chevauchement des intervalles de confiance), l’indirectité (basée sur les différences entre les populations étudiées, les interventions, les comparateurs et les résultats par rapport à la question de la revue), imprécision (basée sur la taille optimale de l’information et sur le fait que des intervalles de confiance à 95 % franchissent des seuils cliniquement importants, comme un rapport de cotes de 1,0 pour la rémission ou une différence moyenne standardisée de 0,2 pour un faible effet sur les scores de dépression), et le biais de publication (basé sur l’asymétrie du diagramme d’entonnoir et le test d’Egger). La certitude a été notée comme suit : Élevée (il est très peu probable que d’autres recherches modifient la confiance dans l’estimation de l’effet) ; Modéré (Des recherches supplémentaires devraient avoir un impact important sur la confiance et pourraient modifier l’estimation) ; Faible (Des recherches ultérieures auront très probablement un impact important sur la confiance et changeront probablement l’estimation) ; et Très faible (toute estimation de l’effet est très incertaine). Les évaluations de certitude ont été réalisées séparément pour la rémission (issue dichotomique) et les scores de dépression (résultat continu).

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

Résultats

Sélection des études

Le diagramme de flux PRISMA 2020 (Figure 1) résume le processus de sélection des études. Les recherches dans la base de données ont permis d’identifier 10 123 enregistrements (Cochrane Library : n = 1 845 ; Embase : n = 2 567 ; Google Scholar : n = 3 210 ; MEDLINE via OVIDE : n = 1 892 ; PubMed : n = 609). Après avoir supprimé 1 018 dossiers en double, 9 105 enregistrements uniques restaient p...

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

Discussion

Cette méta-analyse de 40 essais contrôlés randomisés (2 667 participants atteints de dépression) 24,25,26,27,28,29,30,31,32,33,34,35,36,37,38,39

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

Déclarations de divulgation

Les auteurs n’ont aucun intérêt concurrent à déclarer.

Remerciements

Pas applicable.

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

Matériaux

Liste des matériaux utilisés dans cet article
NomEntrepriseNuméro de catalogueCommentaires
Assumed correlation coefficient for change-score SDImputation of Missing DataCochrane Handbook defaultr = 0,5 (analyse de sensibilité effectuée)
ClinicalTrials.govRegistres d'essais cliniquesU.S. National Library of MedicineBase de données au 10 novembre 2025 (aucun filtre spécifique au NCT)
Cochrane Central Register of Controlled Trials (CENTRAL)Bases de donnéesCochrane LibraryNuméro 11 sur 12, novembre 2025
Cochrane Handbook formulasFormulas & CalculationsCochrane CollaborationVersion 6.4 du manuel (mise à jour en septembre 2024)
Egger’s linear regression testFunnel Plot AsymmetryRevMan 5.3 / macro personnaliséeN/A
Embase (OVID platform)Bases de donnéesElsevier / OVID TechnologiesEmbase Classic+Embase 1947 à 2025 Semaine 47
EndNoteGestion des référencesClarivate Analytics (Londres, UK)Version 20 (build 20.1.0.16478)
Google ScholarBases de donnéesGoogle LLCRecherche effectuée les 15 et 16 novembre 2025 (premiers 500 enregistrements par pertinence)
GRADE (Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation)Certitude des preuvesGRADE Working GroupGRADEpro GDT (version en ligne, consultée en novembre 2025)
MEDLINE (OVID platform)Bases de donnéesOVID TechnologiesOvid MEDLINE® 1946 au 14 novembre 2025
NNT from SMD (Furukawa & Leucht method)Effect Size ConversionBasé sur l'aire sous la courbe normaleN/A
Number needed to treat (NNT) from OREffect Size ConversionFormule : NNT = 1 / [CER × (1 – OR-¹)]N/A
PubMedBases de donnéesU.S. National Library of MedicineID NLM : 101775772 (version de la base de données 2025)
Review Manager (RevMan)Software statistique & méta-analyseCochrane CollaborationVersion 5.3 (Copenhagen: The Nordic Cochrane Centre)
RoB 2 toolÉvaluation du risque de biaisCochrane CollaborationVersion : août 2019 (mise à jour la plus récente)
Standardized mean difference (Hedges’ g)Effect Size ConversionCalculs personnalisés dans RevMan 5.3N/A
WHO International Clinical Trials Registry Platform (ICTRP)Bases de donnéesWorld Health OrganizationVersion du portail de recherche 1.6 (consultée en novembre 2025)

Références

  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.

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

Réimpressions et autorisations

Mots-clés

M decineNum ro 234Num ro 234Valeur videNum ror missionm dicament
Contactez-nous
Recommander à la bibliothèque

Confidentialité

Conditions d'utilisation

Politiques

Copyright © 2026 MyJoVE Corporation. Tous droits réservés.