Een abonnement op JoVE is vereist om deze inhoud te bekijken. Log in of start vandaag met uw gratis proefperiode.

Onderzoeksartikel

Een meta-analyse van inspanningsinterventie voor depressiesymptomen

99 weergaven

⸱

DOI:

10.3791/70951

⸱

7 augustus 2026

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

In dit artikel

Samenvatting

Beweging verhoogde significant de reremissie van depressie (OR = 2,40) en verminderde de ernst van de symptomen (SMD = –0,96) bij 40 RCT's (2.667 deelnemers). Deze bevindingen ondersteunen oefening als complementaire benadering, hoewel heterogeniteit en bias de zekerheid beperken.

Samenvatting

Deze meta-analyse schatte het effect van lichaamsbeweging op depressiesymptomen. In tegenstelling tot netwerkmeta-analyses die oefenmodaliteiten vergelijken, kwantificeert deze paargewijze meta-analyse specifiek het effect van gestructureerde oefening versus geen oefening, met behulp van rigoureuze controlegroepdefinities en bijgewerkte methoden. Een literatuurzoektocht tot november 2025 identificeerde 10.123 records. Veertig gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken voldeden aan de inclusiecriteria. Gepoolde effectgroottes werden berekend met behulp van random-effects modellen; odds ratios (OR) voor remissie en gestandaardiseerde gemiddelde verschillen (SMD) voor depressiescores. Heterogeniteit werd beoordeeld met I2. Oefening verhoogde significant de remissiegraad (OR = 2,40; 95% BI, 1,97–2,93; p < 0,001; I2 = 49%) en verlaagde depressiescores (SMD = –0,96; 95% BI, –1,27 tot –0,65; p < 0,001; I2 = 87%) vergeleken met controlegroepen. Het aantal dat nodig was om één extra remissie te behandelen was 2,1. De gepoolde SMD kwam overeen met klinisch betekenisvolle reducties. Subgroepanalyses toonden grotere effecten voor begeleide inspanning en passieve controles (bijv. wachtlijst) versus actieve vergelijkers (bijv. farmacotherapie). Toch hebben de bevindingen grote beperkingen; slechts 12 van de 40 studies (30%) hadden een laag risico op bias (RoB 2); de meeste hadden een korte follow-up (≤16 weken); De controleomstandigheden verschilden sterk (wachtlijst tot farmacotherapie); en zeer hoge heterogeniteit voor depressiescores (I2 = 87%) bleef bestaan ondanks het gebruik van SMD. Het 95% voorspellingsinterval voor SMD overschreed nul, wat aangeeft dat lichaamsbeweging niet alle toekomstige populaties zal bevoordelen. De beoordeling van Aanbevelingen, Beoordeling, Ontwikkeling en Evaluatie (GRADE) was matig voor remissie, maar laag voor depressiescores. Ondanks deze beperkingen werd lichaamsbeweging geassocieerd met significant hogere remissie en lagere depressiescores. Deze resultaten ondersteunen beweging als een aanvullende aanpak voor depressie, vooral om remissie te bereiken. Echter, hoogwaardige, grootschalige RCT's met gestandaardiseerde uitkomsten en langere follow-up zijn nodig voordat klinische aanbevelingen kunnen worden gedaan.

Inleiding

Depressie is een veelvoorkomende en invaliderende psychische aandoening die samenhangt met hogere sterfte, medische comorbiditeit en een lagere levenskwaliteit1. Meer dan 300 miljoen mensen, of ongeveer 4,4% van de wereldbevolking, lijden aan depressie2. Psychotherapie en antidepressiva (of een combinatie van beide) worden momenteel aanbevolen als therapieën3. Psychotherapie is echter meestal duur en levert slechts remissiepercentages van 50% op. Antidepressiva veroorzaken vaak ontwenningsverschijnselen, terugvallen en bijwerkingen5. Opmerkelijk is dat ongeveer tweederde van de volwassenen die lijden aan depressie geen goede zorg krijgt6. Depressie die onbehandeld blijft, verergert vaak en kan leiden tot comorbiditeiten, wat de kosten voor de samenleving nog verder verhoogt7. Zowel het National Institute for Health and Care Excellence (NICE) als de WHO pleiten voor lichaamsbeweging als aanvullende behandeling voor depressie 8,9.

Resultaten van verschillende meta-analyses die de antidepressiva impact van lichaamsbeweging op mensen met depressie onderzochten, leverden bewijs ter ondersteuning van deze suggesties 10,11,12. Desalniettemin gaven sommige van deze meta-analyses8 significante effecten van lichaamsbeweging aan, terwijl andere matige tot zwakke effecten11,12 identificeerden. Methodologische en conceptuele meningsverschillen over inclusiecriteria en analysetechnieken zijn de oorzaak van deze tegenstrijdige bevindingen. Sommige onderzoeken sloten bijvoorbeeld studies uit die het bestaan van depressie beoordeelden met behulp van gevestigde screeningstools en concentreerden zich in plaats daarvan op mensen met een diagnose ernstige depressieve stoornis8. Voor onderzoek dat tussen 2003 en 2019 werd gepubliceerd, onderzochten anderen de impact van lichaamsbeweging op zichzelf, hetzij in combinatie met farmaceutische behandelingen als behandeling voor depressie11,12. Daarnaast werden onderzoeken waarbij patiënten in de controlegroepen ook13 oefeninterventies kregen in bepaalde reviews opgenomen. Aangezien zelfs milde lichaamsbeweging antidepressiva kan hebben, vergroot dit de mogelijkheid van bias14.

Cruciaal is dat een aantal evaluaties zorgen hebben geuit dat, wanneer beperkt tot gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken (RCT's) met een laag risico op bias, oefening geen waarneembaar effect had 8,13. Als gevolg hiervan hebben de huidige meta-analyses niet voldoende sterke gegevens opgeleverd om het gebruik van lichaamsbeweging als een op bewijs gebaseerde, succesvolle depressietherapie door artsen wereldwijd te ondersteunen. Deze methodologische tekortkomingen werden aangepakt door één meta-analyse11, die alleen studies omvatte die beweging vergeleken met niet-actieve controles en zich concentreerde op studies waarbij steekproeven met een ernstige depressieve stoornis werden gediagnosticeerd met diagnostische instrumenten en steekproeven met depressie met cut-offs op gevalideerde screeningsinstrumenten. Onderzoeken die verschillende oefenprogramma's vergeleken, werden door de auteurs niet opgenomen. Er zijn echter recent een aanzienlijk aantal artikelen gepubliceerd, wat een bijgewerkte meta-analyse van de antidepressiva van oefening noodzakelijk maakt, die de beperkingen van eerdere reviews aanpakt.

Dit toont de noodzaak aan van snelle, toegankelijke alternatieve behandelingsopties. Recente systematische reviews hebben bevestigd dat gestructureerde lichamelijke activiteit- en bewegingsprogramma's consequent depressieve symptomen en gerelateerde mentale gezondheidsuitkomsten verbeteren, wat beweging ondersteunt als een potentieel schaalbare aanvullende of aanvullende aanpak15,16. Het manuscript bevat meerdere vormen van oefening, waaronder aerobe oefening, weerstandstraining, gemengde oefeningen, yoga, tai chi, dans en andere lichaam-geest-benaderingen. Toch neigt de discussie nog steeds om "oefening" te beschrijven als één interventiecategorie15. Ondanks de groeiende bewijsbasis voor lichaamsbeweging als behandeling van depressie, rechtvaardigen verschillende onopgeloste kwesties een bijgewerkte meta-analyse. Ten eerste hebben eerdere meta-analyses tegenstrijdige conclusies opgeleverd. Deze verschillen ontstaan door methodologische verschillen, waaronder de opname van studies met actieve controlegroepen (bijv. rekken, ontspanning of psychotherapie), wat de effectgrootte kan verzwakken; de opname van studies waarin controlegroepen ook oefeninterventies kregen; en het gebruik van verschillende risico-van-bias beoordelingsinstrumenten. Ten tweede werden de meest recente uitgebreide meta-analyses op dit gebied gepubliceerd in 2016–2019 10,11,12. Sinds 2019 zijn er minstens 23 nieuwe gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken gepubliceerd (zoals vastgesteld in deze zoekopdracht), waarmee de beschikbare bewijsbasis aanzienlijk is vergroot. Een geactualiseerde synthese is daarom noodzakelijk om deze nieuwe gegevens te verwerken en te bepalen of het cumulatieve bewijs eerdere conclusies ondersteunt of weerlegt.

Ten derde hebben eerdere meta-analyses niet consequent de belangrijkste methodologische kwesties behandeld die de klinische interpretatie beïnvloeden. Deze omvatten het gebruik van geschikte effectmetrics voor continue uitkomsten gemeten op verschillende depressieschalen (gestandaardiseerd gemiddelde verschil in plaats van gemiddelde verschil), de omgang met heterogene controlecondities (passieve vs. actieve vergelijkers), de opname van studies waarbij depressie een secundaire uitkomst was in niet-psychiatrische populaties, de beoordeling van publicatiebias in de context van hoge heterogeniteit, en het berekenen van voorspellingsintervallen om het bereik van verwachte effecten in toekomstige studies te communiceren. Ten vierde heeft geen enkele eerdere meta-analyse systematisch moderators van de effectiviteit van inspanning onderzocht over het volledige spectrum van potentiële effectmodificatoren, waaronder oefenmodus (aerobe, weerstand, gemengd, yoga), intensiteit (licht, matig, intensief), duur, supervisie, format (groep versus individueel), controletype, depressiediagnose (MDD versus screening-gebaseerd), leeftijdsgroep en risico op bias. Het begrijpen van deze moderators is essentieel voor het voorschrijven.

Deze meta-analyse pakt deze hiaten aan met de volgende innovaties. Ten eerste omvat een bijgewerkte bewijsbasis studies die tot november 2025 zijn gepubliceerd, waarin 23 nieuwe onderzoeken zijn opgenomen die niet in eerdere meta-analyses zijn opgenomen. Vervolgens werd een methodologisch rigoureus inclusiecriterium gebruikt, waarbij alleen studies die beweging vergeleken met niet-bewegende controlegroepen (exclusief onderzoeken waarin controlegroepen stretching, ontspanning of actieve psychologische interventies kregen) werden opgenomen om het specifieke effect van beweging te isoleren. Ten derde was de juiste effectmaatstrook, met gestandaardiseerd gemiddelde verschil (SMD) in plaats van gemiddeld verschil, voor continue depressie-uitkomsten, waarbij werd erkend dat studies verschillende depressieschalen gebruikten. Ten vierde waren er uitgebreide moderator-analyses, waarbij vooraf gespecificeerde subgroepanalyses van oefenkenmerken, populatiekenmerken en onderzoeksontwerpkenmerken werden uitgevoerd om condities te identificeren waaronder beweging het meest effectief is. Vervolgens was er de huidige risico-op-bias-beoordeling, waarbij het bijgewerkte RoB 2-instrument (versie 2019) werd gebruikt in plaats van het oudere RoB 1-instrument dat in eerdere meta-analyses werd gebruikt. Een andere was klinische interpreteerbaarheid, waarbij het aantal te behandelen (NNT) werd berekend, SMD werd omgezet naar klinisch vertrouwde metrieken (BDI- en HAM-D-punten), en voorspellingsintervallen werden gerapporteerd om het verwachte bereik van effecten in toekomstige toepassingen te communiceren. De laatste was de zekerheid van het bewijs, waarbij de GRADE (Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation) werd toegepast om de zekerheid van het bewijs voor elke uitkomst te beoordelen, een beoordeling die niet consequent is gerapporteerd in eerdere meta-analyses van inspanningsdepressie.

Hoewel recente netwerk-metaanalyses (NMA's) en overkoepelende reviews bewijs hebben gesynthetiseerd over lichaamsbeweging bij depressie, beantwoordt geen enkele direct de fundamentele paargewijze vraag: "Vermindert gestructureerde oefening depressieve symptomen vergeleken met geen beweging?" NMA's bundelen heterogene controleomstandigheden (wachtlijst, farmacotherapie, psychotherapie) om modaliteiten te vergelijken, wat het specifieke effect van beweging versus echte inactiviteit verdoezelt. Umbrella reviews verzamelt eerdere meta-analyses die verschillende inclusiecriteria en risico-van-bias instrumenten gebruikten, waardoor methodologische heterogeniteit onopgelost blijft. Deze paargewijze meta-analyse vult deze specifieke kloof op door een enkele, actuele, intern consistente schatting te geven van de controle van oefening versus niet-sportend gebruik van vooraf gespecificeerde geschiktheid, RoB 2, GRADE, voorspellingsintervallen en NNT – inclusief 23 nieuwe onderzoeken die nog niet in dit kader zijn gesynthetiseerd. Deze fundamentele schatting vult NMA's aan door te beantwoorden of oefening werkt, voordat wordt gevraagd welke oefening het beste werkt.

Beweging is een gedragsinterventie, geen medicatie. In dit hele manuscript wordt lichaamsbeweging vergeleken met farmacotherapie en psychotherapie met behulp van meetwaarden zoals het aantal te behandelen (NNT) en remissiepercentages. Deze "oefening als medicatie"-kadering is nuttig voor klinische communicatie en richtlijnontwikkeling omdat het directe vergelijking van effectgroottes tussen behandelmodaliteiten mogelijk maakt met behulp van gemeenschappelijke meetmethoden. Toch moeten belangrijke verschillen worden erkend. Beweging is een complexe gedragsinterventie die actieve deelname van de patiënt, motivatie en vaak toezicht of omgevingsondersteuning vereist. In tegenstelling tot een pil heeft lichaamsbeweging geen direct biologisch doel, geen gestandaardiseerde dosis-responscurve over individuen, en wordt de naleving sterk beïnvloed door psychosociale factoren zoals depressiegerelateerde anhedonie en vermoeidheid. Bovendien heeft lichaamsbeweging niet hetzelfde bijwerkingenprofiel (bijvoorbeeld geen ontwenningssyndromen of metabole stoornissen), maar brengt het wel letselrisico en logistieke barrières met zich mee. Daarom is het niet de bedoeling dat lichaamsbeweging uitwisselbaar is met medicatie, hoewel er schattingen van vergelijkende effecten worden gepresenteerd; Oefening moet eerder worden gezien als een complementaire, patiëntgerichte optie met duidelijke implementatievereisten.

Deze meta-analyse had als doel beweging te vergelijken met niet-bewegende controlegroepen om het huidige bewijs over de effecten van lichaamsbeweging op het verlagen van depressieve symptomen bij mensen met klinisch verhoogde depressieniveaus, waaronder ernstige depressieve stoornis en dystymiskie, bij te werken. Het bestaan van publicatiebias en mogelijke moderatoren van de antidepressiva van oefening werden ook onderzocht. Daarom evalueerde de meta-analyse de inspanningsinterventie voor depressiesymptomen.

Toegang beperkt. Log in of start een proefperiode om deze inhoud te bekijken.

Protocol

Toelatingscriteria

Studies werden opgenomen als ze aan alle volgende criteria voldeden, georganiseerd volgens het PICOS-kader (Populatie, Interventie, Vergelijker, Uitkomsten, Studieontwerp)17. Alle platforms en materialen die in deze studie zijn gebruikt, zijn vermeld in de Materiaallijst. Alle databasezoekopdrachten zijn uitgevoerd in november 2025. Er werd geen extra propriëtaire software (bijv. SAS, SPSS, R) gebruikt behalve RevMan 5.3 en EndNote 20. De GRADE-beoordeling werd handmatig uitgevoerd met behulp van de online tool GRADEpro GDT; De versie is geregistreerd op de toegangsdatum.

Bevolking (P)

Deelnemers hadden klinisch significante depressieve symptomen, gedefinieerd als een formele diagnose van een ernstige depressieve stoornis (MDD) of dysthymie volgens DSM-criteria (elke versie) of ICD-criteria, bevestigd door gestructureerd klinisch interview (bijv. SCID, MINI, CIDI); of een score boven de gevalideerde grens op een gestandaardiseerd depressiescreeningsinstrument (bijv. Beck Depression Inventory ≥ 14, Hamilton Depression Rating Scale ≥ 14, CES-D ≥ 16, PHQ-9 ≥ 10, Geriatric Depression Scale ≥ 11). Deelnemers konden van elke leeftijd zijn (kinderen, adolescenten, volwassenen, oudere volwassenen) 18 jaar. Studies waarin deelnemers met comorbide medische of psychiatrische aandoeningen (bijv. hart- en vaatziekten, diabetes, angststoornissen, middelengebruikstoornissen) werden alleen opgenomen als de primaire analyse resultaten afzonderlijk rapporteerde voor de depressiesubgroep of als ≥80% van de deelnemers voldeed aan de depressiecriteria. Studies waarbij depressie een secundaire uitkomst was in een niet-depressieve populatie (bijvoorbeeld patiënten met hartfalen zonder depressiescreening) werden uitgesloten. Er was geen beperking op de ernst van de basisdepressie (mild, matig, ernstig), maar de ernst werd wel afgenomen voor subgroepanalyses.

Interventie (I)

De interventie bestond uit gestructureerde, geplande fysieke oefening, gedefinieerd als elke vorm van aerobe, weerstands-, gemengde (aerobe + weerstand) of alternatieve oefening (yoga, tai chi, dans) die ten minste 2 weken werd gegeven. Bewegingsinterventies kunnen worden begeleid (door een trainer, therapeut of instructeur) of onbegeleid (thuis, zelfgestuurd). Studies waarbij beweging werd gecombineerd met een andere actieve interventie (bijv. beweging + farmacotherapie, beweging + mindfulness) werden alleen opgenomen als het effect van beweging geïsoleerd kon worden (bijv. beweging + farmacotherapie versus alleen farmacotherapie). Studies waarbij de interventie uitsluitend bestond uit advies over lichamelijke activiteit (zonder recept voor gestructureerde lichaamsbeweging) of leefstijladvies werden uitgesloten.

Vergelijker (C)

De controlegroep kreeg geen gestructureerde oefeninterventie. Acceptabele controlecondities werden gecategoriseerd als passieve controles (geen actieve therapeutische interventie), bijvoorbeeld wachtlijst (vertraagde behandeling), gebruikelijke zorg (standaard medisch beheer zonder gestructureerde oefening), of geen interventie; en actieve controles (niet-inspanningstherapeutische interventies), bijvoorbeeld aandachtscontrole (bijv. niet-inspanningsgezondheidsvoorlichting, ontspanningssessies of licht rekken die niet voldoen aan de intensiteitscriteria voor inspanning), farmacotherapie (alleen antidepressiva), of psychotherapie (psychologische therapie zonder lichaamsbeweging). Studies waarin de controlegroep enige vorm van gestructureerde oefening kreeg (inclusief minimale oefening of rekken die voldeed aan de intensiteitscriteria van de inspanning) werden uitgesloten. Opmerking over discrepantie: hoewel in het innovatiegedeelte werd gesteld dat studies met actieve psychologische interventies of stretching/ontspanningscontroles werden uitgesloten, werden de toelatingscriteria om actieve vergelijkers (farmacotherapie, psychotherapie, aandachtscontrole) op te nemen om de klinische vraag in de praktijk te weerspiegelen hoe beweging zich verhoudt tot andere gevestigde behandelingen, uitgebreid. Deze discrepantie wordt in de discussie besproken. Alle analyses worden gestratificeerd op controletype (passief versus actief) om de invloed van controletype op effectgroottes te onderzoeken.

Uitkomsten (O)

De studie rapporteerde ten minste één depressie-specifieke uitkomstmaat: depressieremissie (dichotom, door auteurs gedefinieerd als niet langer aan diagnostische criteria voldoen of onder de grens scoren op een gevalideerde schaal); OF (b) verandering in de ernstscore van continue depressie, gemeten op een gevalideerde schaal (bijv. HAM-D, BDI, CES-D, PHQ-9, GDS, MADRS). Studies die alleen niet-specifieke stemmingsmaten rapporteerden (bijvoorbeeld "welzijn", "emotionele toestand" zonder een gevalideerde depressieschaal) werden uitgesloten.

Studieontwerp (S)

Alleen gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken (RCT's) werden opgenomen. Prospectieve cohortstudies, case-control studies, retrospectieve studies, casusseries en casusrapporten werden uitgesloten omdat ze een hoog risico lopen op confounding en selectiebias bij het schatten van de behandelingseffecten. Studies konden parallel-groep of crossover ontwerp zijn (alleen de eerste fase werd geëxtraheerd voor crossover-proeven). Studies moesten bij de start minstens 10 deelnemers per arm hebben om de effecten van kleine studies te minimaliseren. Er werden geen taalbeperkingen toegepast, maar niet-Engelstalige studies werden alleen opgenomen als er een volledige vertaling beschikbaar was.

Exclusiecriteria

Studies waarbij depressie niet de primaire uitkomst was of waar de populatie niet geselecteerd was voor depressie (bijvoorbeeld algemene medische populaties met depressie als secundaire maatstaf) werden uitgesloten. Studies waarin de inspanningsinterventie werd uitgevoerd als onderdeel van een multicomponenten leefstijlinterventie, zonder een geïsoleerd oefeneffect, werden uitgesloten. Studies waarbij de controlegroep enige vorm van gestructureerde oefening kreeg, werden uitgesloten. Studies met onvoldoende gegevens om effectgroottes te berekenen (gemiddelden, standaarddeviaties of veranderingsscores die niet gerapporteerd en niet van auteurs te verkrijgen waren) werden uitgesloten. Dubbele publicaties van dezelfde studiecohort (alleen het meest volledige of meest recente rapport werd opgenomen) werden uitgesloten. Conferentieabstracts, proefschriften en ongepubliceerde manuscripten zonder volledige tekst beschikbaar waren uitgesloten.

Informatiebronnen

De volledige studie is weergegeven in Figuur 1 als een PRISMA-stroomdiagram. Literatuur werd opgenomen in de studie als aan de volgende inclusiecriteria werd voldaan: de studie was een gerandomiseerde gecontroleerde studie (RCT); De patiënten die voor onderzoek werden geselecteerd, hadden depressie; en de controlevoorwaarde was geen oefening. Acceptabele controlegroepen waren onder andere de gebruikelijke zorg (standaard medisch beheer zonder gestructureerde lichaamsbeweging), wachtlijst (uitgestelde behandeling), geen interventie, aandachtscontrole (bijv. gezondheidsvoorlichting zonder inspanning, ontspanningssessies of licht rekken die niet aan de voorschriften voor de inspanning voldeden) of farmacologische behandeling (alleen antidepressiva). Studies waarbij de controlegroep gestructureerde aerobe, weerstands- of gemengde trainingstraining ontving, werden uitgesloten. Studies waarin controlegroepen psychotherapie of cognitieve gedragstherapie zonder een oefencomponent ontvingen, werden alleen opgenomen als duidelijk gedefinieerd als niet-inspanning.

De studie vergeleek inspanningsinterventies met controlecondities. Controlegroepen werden gedefinieerd als niet-bewegende vergelijkers, waaronder gebruikelijke zorg, wachtlijst, geen behandeling, aandachtscontrole (bijv. gezondheidsvoorlichting, ontspanning of rekactiviteiten die niet voldeden aan de intensiteitscriteria van inspanning), of farmacologische behandeling alleen. Studies werden uitgesloten als de controlegroep een gestructureerde inspanningsinterventie kreeg of als beweging alleen werd vergeleken met een ander trainingsregime, zonder een niet-bewegende controlegroep. Studies die de effecten van inspanningsinterventie op depressiesymptomen niet evalueerden, studies over depressie bij patiënten zonder inspanning of controle, en studies zonder vergelijkingsgroep werden uitgesloten.

Behandeling van meerarmige studies
Voor studies met meer dan twee relevante armen (bijv. meerdere oefeninterventies of meerdere vergelijkingsgroepen) werden de volgende strategieën toegepast om dubbelteling en fouten in de eenheid van analyse te voorkomen, zoals meerdere oefenarmen versus één controlearm. Wanneer een studie twee of meer verschillende oefeninterventies (bijv. aerobe versus krachttraining) vergeleek met één controlegroep, werden de oefenarmen gecombineerd tot één gepoolde oefengroep met behulp van formules aanbevolen door de Cochrane Handboek (Hoofdstuk 23). Deze aanpak voorkomt het dubbeltellen van de deelnemers aan de controlegroep, terwijl statistische onafhankelijkheid behouden blijft; Oefening versus meerdere niet-inspanningsvergelijkers. Wanneer een studie lichaamsbeweging vergeleek met twee of meer verschillende controlecondities (bijv. gebruikelijke zorg en farmacotherapie), werd alleen de controleconditie gekozen die het beste overeenkwam met de definitie van 'niet-inspannende controle' (prioriteitsvolgorde: wachtlijst ≥ gebruikelijke zorg ≥ aandachtscontrole > farmacotherapie > psychotherapie).

Als er meerdere niet-sportende controles aanwezig waren, werd de meest conservatieve (minst actieve) vergelijker gekozen om te voorkomen dat het effect van inspanning overschat werd; Beweging versus alleen bewegen (geen controle zonder oefening). Studies die alleen verschillende soorten oefening (bijvoorbeeld hoge intensiteit versus lage intensiteit) zonder een niet-bewegende controlegroep vergeleken, werden uitgesloten van de primaire analyse, omdat ze niet voldeden aan het vergelijkingscriterium van 'oefening versus controle'. Gecombineerde interventies voor studies, waarbij de interventiearm oefening plus een ander actief onderdeel omvatte (bijv. beweging + farmacotherapie, beweging + mindfulness), werd de arm alleen opgenomen als het effect van beweging geïsoleerd kon worden. Als de gecombineerde arm werd vergeleken met hetzelfde niet-inspanningscomponent alleen (bijvoorbeeld oefening + farmacotherapie versus alleen farmacotherapie), werd het verschil geïnterpreteerd als een weerspiegeling van het effect van beweging. Als zo'n isolatie niet mogelijk was, werd de studie uitgesloten. Om de robuustheid van de poolingstrategie voor multi-arm onderzoeken te beoordelen, werd een sensitiviteitsanalyse uitgevoerd waarbij alle multi-arm studies werden uitgesloten, en werden de resultaten vergeleken met die van de primaire analyse. Er worden substantiële verschillen gemeld.

De selectie van de controlegroep wanneer meerdere niet-inspanningsvergelijkers aanwezig zijn, gebeurde op de volgende manier: als een studie oefening vergeleek met twee of meer verschillende controlecondities (bijv. gebruikelijke zorg en farmacotherapie), werd een hiërarchische selectieregel toegepast om willekeurige keuzes te vermijden, waarbij passieve controles (wachtlijst ≥ gebruikelijke zorg ≥ geen interventie) prioriteit gaven boven actieve controles om het specifieke effect van beweging beter te isoleren. Als er alleen actieve controles beschikbaar waren, werd de meest conservatieve comparator (farmacotherapie ≥ psychotherapie ≥ aandachtscontrole) gekozen om te voorkomen dat het oefeneffect werd overschat, en werden sensitiviteitsanalyses uitgevoerd, inclusief alle beschikbare controlegroepen (door de oefengroep over vergelijkers te splitsen) om te testen of de selectieregel de gepoolde schatting beïnvloedde. De resultaten van deze gevoeligheidsanalyses worden gerapporteerd in de aanvullende materialen.

Zoekstrategie
De volgende elektronische databases werden systematisch doorzocht vanaf de start tot november 2025: PubMed, Embase (OVID-platform), Cochrane Central Register of Controlled Trials (CENTRAL), MEDLINE (OVID-platform) en Google Scholar. De volledige zoekstrategieën, inclusief MeSH-termen, Emtree-termen, trefwoorden, Booleaanse operatoren, afkapping en veldtags, worden weergegeven in Tabel 1. Voor PubMed en Embase waren zoekopdrachten beperkt tot menselijke studies en de Engelse taal. Voor CENTRAL en MEDLINE waren zoekopdrachten beperkt tot gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken. Voor Google Scholar werden de eerste 500 records, gesorteerd op relevantie, gezocht met een vereenvoudigde zoekstring ('exercise AND depression AND (remission OR medication OR treatment)') vanwege platformbeperkingen op complex Boolean zoeken19.

Naast databasezoekopdrachten werden de volgende aanvullende zoekopdrachten uitgevoerd: handmatig zoeken in referentielijsten van alle opgenomen studies en relevante systematische reviews (snowball searching), citatietracking van belangrijke opgenomen studies met Google Scholar en Web of Science, handmatig zoeken in belangrijke tijdschriften (Mental Health and Physical Activity, Journal of Affective Disorders, Depression and Anxiety, en Psychosomatic Medicine) voor de jaren 2020–2025, en het zoeken in klinische proefregisters (ClinicalTrials.gov, WHO ICTRP) naar niet-gepubliceerde of lopende onderzoeken met de zoektermen 'oefening' EN 'depressie'. De volledige zoekgeschiedenis, inclusief het aantal records dat bij elke stap voor elke database is opgehaald, wordt weergegeven in Aanvullende Tabel 1. De PRISMA 2020 zoekrapportagechecklist werd gevolgd (Aanvullend Bestand 1).

Selectieproces

Alle geïdentificeerde records werden geëxporteerd naar EndNote 20 voor verwijdering van duplicaaten. Na deduplicatie voerden twee onafhankelijke beoordelaars een kalibratieoefening uit op een willekeurige steekproef van 100 records om een consistente toepassing van de geschiktheidscriteria te waarborgen. Na bevestiging van aanvaardbare overeenstemming (κ ≥ 0,80), screenden de beoordelaars onafhankelijk titels en samenvattingen van alle resterende documenten aan de vooraf gespecificeerde geschiktheidscriteria. Documenten die door een van beide beoordelaars mogelijk relevant werden geacht, werden voor volledige tekst beoordeeld. Volledige artikelen werden verkregen en onafhankelijk beoordeeld door dezelfde twee beoordelaars. Redenen voor uitsluiting in de volledige tekstfase werden gedocumenteerd volgens de PRISMA-richtlijnen (bijv. geen inspanningsinterventie, geen depressiediagnose, geen controlegroep, niet-vergelijkend ontwerp, dubbele publicatie). Meningsverschillen in beide screeningsfasen werden door overleg opgelost; Als er geen consensus kon worden bereikt, nam de corresponderende auteur de definitieve beslissing. Inter-rater overeenkomst voor volledige tekst inclusie werd berekend met behulp van Cohens kappa-statistiek. Hoewel EndNote 20 werd gebruikt voor het initiële verwijderen van duplicaten, werden extra duplicaten die niet door de software werden gedetecteerd (bijvoorbeeld door kleine variaties in titels, auteursnamen of tijdschriftafkortingen) geïdentificeerd en verwijderd tijdens handmatige screening van titels/abstracts door de twee onafhankelijke beoordelaars.

Het selectie- en selectieproces wordt samengevat in het PRISMA 2020 stroomdiagram (Figuur 1), dat het aantal geïdentificeerde records, verwijderde duplicaten, gescreende records, gezocht rapporten voor opvraging, rapporten beoordeeld op geschiktheid en opgenomen studies bevat, met specifieke uitsluitingsredenen in elke fase. Google Scholar werd doorzocht met de vereenvoudigde string 'exercise AND depression AND (remission OR medication OR treatment)' met de volgende instellingen: sorteren op relevantie, citaties uitsluiten en octrooien opnemen. De eerste 500 platen werden gescreend. De zoektocht werd uitgevoerd op 15 november 2025 om 10 uur; 00 AM GMT, zonder personalisatie ingeschakeld, en werd herhaald op 16 november 2025 om consistentie te verifiëren.

Data-extractie

Twee beoordelaars extraherden onafhankelijk gegevens uit elke opgenomen studie met behulp van een gestandaardiseerd, door piloten getest data-extractieformulier. De volgende informatie werd verzameld: naam van de eerste auteur, publicatiejaar, land waar het onderzoek is uitgevoerd, steekproefgrootte (totaal, oefengroep, controlegroep), kenmerken van de deelnemers (leeftijd, diagnose of screeningsmethode voor depressie, ernst van de depressie als uitgangspunt), details van de interventie (inspanningsmodus, intensiteit, frequentie, duur, supervisie, formaat), beschrijving van de controlegroep, uitkomstmaten voor depressie (schaalnaam en bereik), timing van de uitkomstbeoordeling, en statistische resultaten (gemiddelden, standaarddeviaties, effectschattingen, betrouwbaarheidsintervallen, p-waarden)20. Meningsverschillen tussen beoordelaars werden opgelost door overleg of door overleg met de corresponderende auteur.

Data-items

Gegevens werden onafhankelijk verzameld op basis van een waardering van inspanningsinterventie voor depressiesymptomen wanneer een studie andere resultaten opleverde.

Beoordeling van risico op bias

Twee auteurs beoordeelden onafhankelijk het risico op bias voor elke opgenomen studie met behulp van de Cochrane RoB 2-tool voor gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken (versie van augustus 2019). De RoB 2-tool evalueert vijf domeinen van bias die voortkomen uit het randomisatieproces, afwijkingen van de bedoelde interventies, ontbrekende uitkomstgegevens, meting van de uitkomst en selectie van het gerapporteerde resultaat. Voor elk domein gaven beoordelaars een oordeel van 'laag risico op bias', 'enkele zorgen' of 'hoog risico op bias'. Vervolgens werd voor elke studie een algemeen oordeel over het risico van bias afgesteld volgens de RoB 2-algoritmen: 'laag risico' (alle domeinen laag-risico), 'enkele zorgen' (ten minste één domein met enkele zorgen maar geen hoog-risico domeinen) of 'hoog risico' (elk domein dat hoog risico is beoordeeld of meerdere domeinen met bepaalde zorgen). Meningsverschillen tussen beoordelaars werden opgelost door overleg, waarbij de corresponderende auteur indien nodig als arbitrage optrad. Studies werden niet uitgesloten op basis van risico-op-bias-oordelen; In plaats daarvan werden gevoeligheidsanalyses gepland om de meta-analyse te beperken tot studies met 'laag-risico' of 'laag-risico + enkele zorgen' algemene beoordelingen om de robuustheid van de bevindingen te onderzoeken. Inter-rater overeenkomst voor het totale risico van vooringenomenheid werd berekend met behulp van Cohens kappa21.

Subgroepanalyses (moderatoranalyses)

Om potentiële bronnen van heterogeniteit te onderzoeken en moderators van oefeneffectiviteit te identificeren, werd een reeks a priori subgroepanalyses uitgevoerd op basis van klinisch en methodologisch relevante variabelen. Subgroepanalyses werden alleen uitgevoerd voor uitkomsten met ten minste 10 studies per subgroep (om voldoende statistische kracht te waarborgen). De volgende subgroepvariabelen waren vooraf gespecificeerd.

Kenmerken van de oefening

Oefenmodus als aerobe (bijv. wandelen, hardlopen, fietsen) versus weerstand (bijv. krachttraining) versus gemengd (aeroob + weerstand) versus ander (yoga, dans, mindfulness-gebaseerde bewegingen).

Inspanningsintensiteit als licht (bijv. rustig wandelen, rekken) versus matig (bijv. stevig wandelen, matig fietsen) versus intensieve (bijv. hardlopen, hoogintensieve intervaltraining) – geclassificeerd aan de hand van standaard hartslag- of perceptie-inspanningscriteria die in elke studie zijn gerapporteerd.

Duur van de training (weken) als kort (≤8 weken) versus medium (9–12 weken) versus lang (≥13 weken).

Supervisie onder toezicht (oefensessies geleid door een instructeur, trainer of therapeut) versus onbegeleid (thuis of zelfgestuurd zonder directe supervisie).

Opmaak als groepsgebaseerd versus individueel (thuis of één-op-één).

Populatiekenmerken

De diagnose depressie werd gecategoriseerd als ofwel major depressive disorder (MDD), gediagnosticeerd via een gestructureerd klinisch interview zoals het structured clinical interview for DSM disorders (SCID) of het mini international neuropsychiatric interview (MINI), of verhoogde depressieve symptomen vastgesteld met gevalideerde screeningstools op basis van vastgestelde cutoffscores, waaronder de center for epidemiologic studies depression scale (CES-D ≥ 16), Beck depressieinventaris (BDI ≥ 14), of patiëntgezondheidsvragenlijst-9 (PHQ-9 ≥ 10). De leeftijdsgroep werd geclassificeerd als volwassenen (18–59 jaar) of oudere volwassenen (≥60 jaar). De ernst van de basisdepressie werd gecategoriseerd als matig of ernstig volgens standaard cutoffscores voor elke beoordelingsschaal, waarbij matige depressie bijvoorbeeld werd gedefinieerd als een Hamilton Depression Rating Scale (HAM-D) score van 14–18 of een BDI-score van 14–19, en ernstige depressie als een HAM-D-score van ≥19 of een BDI-score van ≥20.

Kenmerken van het studieontwerp

Het type controlegroep werd gecategoriseerd als passief, inclusief wachtlijst, geen behandeling of gebruikelijke zorgcontrolecondities, of actief, inclusief aandachtcontrole-interventies, farmacotherapie of psychotherapie. Het publicatiejaar werd ingedeeld in drie periodes—pre-2010, 2010–2019 en 2020–2025—om mogelijke temporele trends in studieresultaten te onderzoeken. Het risico op bias werd beoordeeld met behulp van het Cochrane Risk of Bias 2 (RoB 2)-instrument en gecategoriseerd als laag risico, sommige zorgen, of hoog risico. De steekproefgrootte werd geclassificeerd als klein (n < totaal 50 deelnemers), medium (50–99 deelnemers) of groot (≥100 deelnemers). Controlegroepstype werd gecategoriseerd als passief (wachtlijst, gebruikelijke zorg, geen interventie) – deze controlegroepen bieden geen actief therapeutisch alternatief, dus het effect van beweging kan groter zijn door verwachtings- of aandachtseffecten; en actief (aandachtscontrole, farmacotherapie, psychotherapie) – deze controles bieden een niet-oefeninterventie van geloofwaardige therapeutische waarde, wat een conservatievere schatting van het specifieke effect van beweging oplevert. Een significant groter effect voor passieve versus actieve controles (p voor interactie < 0,10), zoals verondersteld, werd bevestigd in de resultaten (zie Tabel 3).

Statistische methoden voor subgroepanalyses

Voor elke subgroepanalyse werden studies binnen elke subgroep samengevoegd met behulp van een random-effects model22. Om subgroepen te vergelijken werden mixed-effects meta-regressie of subgroepinteractietests gebruikt. Specifiek werd de Q-statistiek voor verschillen tussen subgroepen berekend, en de bijbehorende p-waarde voor interactie wordt gerapporteerd. Een p-waarde < 0,10 (in plaats van 0,05) werd als statistisch significant beschouwd voor subgroepverschillen, waarmee het lage vermogen van interactietests in meta-analyses werd erkend. Meervoudige vergelijkingsaanpassing (12 subgroepanalyses) werd niet uitgevoerd; daarom moeten bevindingen van subgroepen als verkennend worden geïnterpreteerd.

Gevoeligheidsanalyses

Om de robuustheid van de primaire bevindingen te beoordelen, zijn de volgende vooraf gespecificeerde gevoeligheidsanalyses uitgevoerd. Modelkeuze als beide uitkomsten opnieuw geanalyseerd met een fixed-effect model (inverse variantiemethode) om te vergelijken met de primaire random-effects resultaten, uitsluiting van high-risk of bias studies als uitgesloten studies met een algemeen RoB 2-oordeel van 'hoog risico op bias' (n = 17), en heranalyse van de resterende studies (laag risico + enkele zorgen), uitsluiting van multi-arm trials als uitgesloten studies waarbij meerdere oefenarmen werden gecombineerd of waar een enkele controlegroep werd gebruikt voor meervoudige vergelijkingen (n = 9) en alleen tweearmige onderzoeken opnieuw geanalyseerd, uitsluiting van studies met geïmputeerde of veronderstelde gegevens als uitgesloten studies waarbij standaardafwijkingen voor veranderingsscores werden aangenomen (r = 0,50) in plaats van gerapporteerd (n = 6), uitsluiting van pre-CONSORT-studies als uitgesloten studies gepubliceerd vóór 2001 (n = 5) om te beoordelen of verbeterde rapportagestandaarden effectschattingen beïnvloedden, invloedsanalyse (leave-one-out) zoals uitgevoerd bij een leave-one-out meta-analyse, waarbij elke studie sequentieel werd verwijderd en het gepoolde effect werd herberekend om invloedrijke studies te identificeren (gedefinieerd als die waarvan het verwijderen de puntschatting met >10% verandert of het betrouwbaarheidsinterval voorbij de oorspronkelijke grenzen verschuift), en langetermijnfollow-up analyse; zoals voor studies die follow-upgegevens rapporteerden ≥6 maanden na de interventie (n = 6), werden deze gegevens apart samengevoegd om de duurzaamheid van inspanningseffecten te onderzoeken, zonder te mengen met primaire eindpunten (post-interventie) data. Alle gevoeligheidsanalyses werden uitgevoerd met random-effects modellen, tenzij anders gespecificeerd. Resultaten van gevoeligheidsanalyses worden gerapporteerd in de Resultatensectie en in aanvullende materialen. Elke afwijking van deze vooraf bepaalde analyses wordt transparant gerapporteerd.

Extractie van continue uitkomstgegevens (depressiescores)

Voor elk opgenomen onderzoek werden de gemiddelde depressiescore en de standaarddeviatie (SD) voor zowel de oefen- als controlegroepen geëxtraheerd op het primaire eindpunt (gedefinieerd als het tijdstip dat het dichtst bij het einde van de inspanningsinterventie ligt). Om consistentie tussen studies te maximaliseren, werd de volgende hiërarchische extractieregel toegepast: aangepaste effectschattingen (bijv. ANCOVA-afgeleide verschillen tussen groepen met 95% BI of SE) werden geprioriteerd wanneer beschikbaar, omdat ze rekening houden met basislijnonevenwichtigheden en doorgaans de minst bevooroordeelde schatting van het interventie-effect bieden. Change-from-baseline scores (post-minus-pre of procentuele verandering) en hun SD's werden geëxtraheerd wanneer aangepaste effecten niet werden gerapporteerd. Als de SD van veranderingsscores niet direct werd gerapporteerd, werd deze berekend met de formule:

figure-protocol-1(1)

waarbij een conservatieve correlatiecoëfficiënt van r = 0,5 werd aangenomen, tenzij de studie een gerapporteerde of toerekeningsvatbare correlatie opleverde. Alleen post-interventie scores (zonder correctie- of veranderingsscores) werden geëxtraheerd wanneer er geen aangepaste effecten noch veranderingsscores beschikbaar waren. Dit was de minst geprefereerde optie omdat het geen rekening houdt met mogelijke basislijnverschillen tussen groepen. Omzetting van andere statistieken, alsof gemiddelden en SD's niet direct werden gerapporteerd, werden beschikbare statistieken (medianen en IQR's, t-statistieken, F-statistieken, p-waarden of 95% BI) omgezet naar gemiddelden en SD's met behulp van standaardformules uit het Cochrane Handbook (hoofdstuk 6). Studies die alleen medianen en bereiken rapporteerden, werden alleen opgenomen als de steekproefgroottes groot genoeg waren (n ≥ 25 per groep) om benaderende normaliteit aan te nemen, of als de auteurs op verzoek gemiddelden en SD's aanleverden.

Meerdere tijdstippen, zoals bij studies die meerdere follow-up tijden rapporteerden, werd het tijdstip dat het dichtst bij het einde van de actieve interventieperiode (meestal 8–12 weken) was verwijderd. Langetermijnfollow-up data (≥6 maanden na de interventie) werden apart geëxtraheerd voor een geplande secundaire analyse van duurzaamheid, maar deze data werden niet gecombineerd met primaire endpointgegevens. Meerdere depressieschalen. Wanneer een studie meer dan één depressieschaal rapporteerde (bijvoorbeeld zowel HAM-D als BDI), werden clinician-rated schalen (HAM-D, MADRS) geprefereerd boven zelfrapportageschalen (BDI, CES-D, PHQ-9, GDS) omdat clinician-rated schalen als de gouden standaard worden beschouwd in depressieonderzoeken. Als beide werden gerapporteerd, werd de primaire uitkomstmaat zoals gedefinieerd door de auteurs van de studie gehaald. Imputatie van ontbrekende SD's alsof standaardafwijkingen ontbraken en niet uit beschikbare statistieken konden worden berekend; ze werden berekend door het gemiddelde SD te nemen uit studies met vergelijkbare steekproefgroottes en dezelfde depressieschaal. Er werden gevoeligheidsanalyses uitgevoerd, waarbij studies met geïmputeerde SD's werden uitgesloten, om de impact van deze imputatie te beoordelen. Alle beslissingen over gegevensextractie werden onafhankelijk genomen door twee auteurs met behulp van een gestandaardiseerd data-extractieformulier. Discrepanties werden opgelost door overleg of door de corresponderende auteur. De extractieregel en eventuele afwijkingen werden geregistreerd.

Effectmaten

Voor de dichotome uitkomst (depressieremissie) werden odds ratio's (OR's) met 95% betrouwbaarheidsintervallen (BI's) berekend. Voor de continue uitkomst (depressie-ernstscores) werd verwacht dat de opgenomen studies verschillende depressiebeoordelingsschalen zouden gebruiken (bijv. Hamilton Depression Rating Scale, Beck Depression Inventory, PHQ-9, CES-D, Geriatric Depression Scale). Hoewel de opgenomen studies verschillende depressie-beoordelingsschalen gebruikten, werd het standaard gemiddelde verschil (SMD) gerapporteerd omdat alle schalen conversievergelijkingen naar HAM-D hadden vastgesteld.

Statistische synthese

Voor de dichotome uitkomst (depressieremissie) werden gepoolde odds ratio's (OR's) met 95% betrouwbaarheidsintervallen (BI's) berekend. Voor de continue uitkomst (depressie-ernstscores) werden gepoolde gestandaardiseerde gemiddelde verschillen (SMD's, Hedges' g) met 95% BI berekend omdat de opgenomen studies verschillende depressie-beoordelingsschalen gebruikten. Gezien de verwachte klinische en methodologische diversiteit tussen de studies (variaties in oefenprotocollen, populaties, controlecondities en uitkomstmaten), werd een random-effects model (DerSimoniaanse en Laird-methode) a priori gekozen voor alle primaire analyses22. Heterogeniteit werd gekwantificeerd met behulp van de I2-statistiek , geïnterpreteerd volgens de Cochrane Handbook-criteria als volgende 0–40% (mogelijk niet belangrijk), 30–60% (matige heterogeniteit), 50–90% (aanzienlijke heterogeniteit) en 75–100% (aanzienlijke heterogeniteit). De variatie tussen de studies (tau2) werd ook geschat, en waar passend werden 95% voorspellingsintervallen voor de gepoolde effecten berekend.

Statistische analyse en heterogeniteit

Vanwege de verwachte klinische en methodologische diversiteit tussen de betrokken studies (inclusief variaties in type oefening, intensiteit, duur, supervisie, populatiekenmerken, ernst van depressie, controlecondities en metingsschalen voor depressie), werd een random-effects model (DerSimonian and Laird method) a priori gekozen voor alle primaire analyses22. Het random-effectsmodel gaat ervan uit dat het werkelijke effect per studie varieert en geeft een conservatievere schatting met bredere betrouwbaarheidsintervallen, wat passend is gezien de verwachte heterogeniteit.

Beoordeling van heterogeniteit

Heterogeniteit werd gekwantificeerd met behulp van de I2-statistiek , die het percentage van totale variatie tussen studies weergeeft door echte heterogeniteit in plaats van toeval. I2-waarden werden als volgt geïnterpreteerd: 0–40% (mogelijk niet belangrijk); 30–60% (matige heterogeniteit); 50–90% (aanzienlijke heterogeniteit); 75–100% (aanzienlijke heterogeniteit), zoals in de Cochrane Handbook-criteria. Naast I2 werden de tussen-studie variantie (tau2) en rapportage 95% voorspellingsintervallen voor het gepoolde effect wanneer passend schat.

Rechtvaardiging voor modelselectie

Voor geen enkele primaire analyse werd een fixed-effect model gebruikt omdat de studies functioneel niet identiek zijn (ze verschillen in oefenprotocollen, populaties en uitkomstmaten), de aanname van één echt effect dat door alle studies wordt gedeeld onwaarschijnlijk is in inspanningsdepressieonderzoek, en zelfs wanneer I2 laag lijkt (bijv. I2 = 48% voor remissie), rechtvaardigt klinische diversiteit alleen al een random-effects benadering. Voor volledigheid werden ook gevoeligheidsanalyses uitgevoerd met een fixed-effect model om te onderzoeken of modelkeuze de conclusies beïnvloedde; Deze resultaten worden gerapporteerd in de aanvullende materialen.

Beoordeling van publicatievooroordeel

Publicatiebias en effecten van kleine studies werden beoordeeld met zowel visuele inspectie van funnel plots als Eggers lineaire regressietest. Voor elke uitkomst werden trechtergrafieken gegenereerd die de effectgrootte (log odds ratio voor remissie; gestandaardiseerd gemiddelde verschil voor depressiescores) ten opzichte van de standaardfout toonden. Voor de kwantitatieve beoordeling regresseert Eggers test de gestandaardiseerde effectschatting ten opzichte van de precisie ervan (de inverse van de standaardfout). Een statistisch significante intercept (p < 0,10 in meta-analyses met ≥10 studies) suggereert de aanwezigheid van funnel plot-asymmetrie, wat kan wijzen op publicatiebias of effecten van kleine studies. Omgekeerd geeft p ≥ 0,10 geen statistisch bewijs voor zo'n bias.

Voorspellingsintervallen

Voor de primaire meta-analyse met random-effects werden 95% voorspellingsintervallen berekend, die het bereik schatten waarbinnen het werkelijke effect van een toekomstige studie zou vallen. Brede voorspellingsintervallen geven aan dat het effect van beweging aanzienlijk kan variëren tussen omgevingen en populaties, met belangrijke klinische implicaties. Voor meerarmige studies waarbij meerdere oefenarmen werden gecombineerd tot één groep, werden de formules in het Cochrane Handbook gebruikt om gecombineerde gemiddelden, standaarddeviaties en steekproefgroottes te berekenen. Voor studies die één controlearm gebruikten bij meerdere oefenvergelijkingen, werd dubbel tellen vermeden door de steekproefgrootte van de controlegroep te delen door het aantal oefenarmen bij het berekenen van effectgroottes. Alle analyses werden uitgevoerd met Reviewer Manager Versie 5.3, waarbij multi-arm afhandeling onafhankelijk door twee auteurs werd geverifieerd.

Aantal nodig om te behandelen (NNT) berekening

Het aantal dat behandeld moest worden (NNT) werd berekend uit de gepoolde odds ratio (OR) voor remissie met behulp van de formule

figure-protocol-2

waarbij CER (control event rate) de gepoolde remissiegraad was over alle opgenomen studies. NNT werd ook berekend met de alternatieve methode voorgesteld door Furukawa en Leucht (2011), waarbij Cohen's d (van SMD) wordt omgezet naar NNT met behulp van het oppervlak onder de normale kromme. NNT-waarden werden berekend voor de primaire analyse (alle studies), voor subgroepen (studies met laag risico op bias, alleen MDD-studies, begeleide inspanningsstudies) en voor vergelijking met gepubliceerde NNT-waarden voor psychotherapie en antidepressiva. Een NNT van ≤ 10 werd als klinisch betekenisvol beschouwd.

Overgang naar klinisch vertrouwde metrieken (BDI en HAM-D)

Om de klinische interpretatie te bevorderen, werd het gepoolde gestandaardiseerde gemiddelde verschil (SMD) voor depressiescores omgezet in geschatte gemiddelde verschillen op twee veelgebruikte depressieschalen: de Beck Depression Inventory (BDI, bereik 0–63) en de Hamilton Depression Rating Scale (HAM-D, bereik 0–52). De conversie gebruikte de volgende formule

figure-protocol-3

waar SDpooled, was de referentie de gepoolde basisstandaarddeviatie van studies die respectievelijk de BDI (n = 8 studies) of HAM-D (n = 16 studies) gebruikten. Deze benadering gaat ervan uit dat de SMD-effectgrootte consistent is over schalen heen. De waargenomen gemiddelde verschillen uit deze studies worden ook gerapporteerd als een gevoeligheidscontrole. Een wijziging van ≥3 punten op de BDI of HAM-D werd klinisch betekenisvol beschouwd volgens NICE-richtlijnen5.

Vergelijking met gevestigde depressiebehandelingen

Om het effect van beweging te contextualiseren ten opzichte van andere eerstelijns depressiebehandelingen, werd de gepoolde NNT voor beweging vergeleken met gepubliceerde NNT-waarden uit recente hoogwaardige meta-analyses. Psychotherapie heeft, zoals Cuijpers et al. (2020) rapporteerden, een NNT van 2,5 voor psychotherapie in alle leeftijdsgroepen. Antidepressiva hebben, zoals Cipriani et al. (2018) rapporteerden, een NNT van 4,3 voor medicatie versus placebo. Deze vergelijkingen zijn beschrijvend en niet gebaseerd op directe vergelijkingen. Inspanningsgegevens werden niet gecombineerd met psychotherapie- of medicatiegegevens, en verschillen in studiepopulaties, uitkomstdefinities en tijdstippen beperken de directe vergelijkbaarheid.

Beoordeling van rapportagebias (publicatiebias)

Funnel plots voor elke uitkomst (remissie- en depressiescore), funnel plots die de effectgrootte tonen (log odds ratio voor remissie; gestandaardiseerd gemiddelde verschil voor depressiescores) ten opzichte van de standaardfout werden gegenereerd. Asymmetrie in de funnel plot kan wijzen op publicatiebias, effecten van kleine studies of heterogeniteit. De regressietest van Egger, ook wel Eggers lineaire regressietest genoemd, werd uitgevoerd om formeel de asymmetrie van de trechterplot te beoordelen. De test van Egger regresseert de gestandaardiseerde effectschatting op de precisie ervan (de inverse van de standaardfout). Een statistisch significante intercept (p < 0,10 voor de Egger-test, zoals aanbevolen door de Cochrane Handbook voor uitkomsten met minder dan 10 studies, of p < 0,05 voor grotere meta-analyses) suggereert de aanwezigheid van effecten van kleine studies of publicatiebias. Omgekeerd geeft p ≥ 0,05 (of p ≥ 0,10) geen statistisch significant bewijs van zo'n bias. Interpretatie-voorzichtigheid omdat trechterplotasymmetrie niet synoniem is met publicatiebias; Het kan ook voortkomen uit echte heterogeniteit, verschillen in studiekwaliteit of toeval, en de resultaten dienen dienovereenkomstig te worden geïnterpreteerd23.

Zekerheid van bewijs (GRADE-beoordeling)

De algehele zekerheid van bewijs voor elke uitkomst (remissie- en depressiescore) werd beoordeeld met behulp van het Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation (GRADE) raamwerk. Twee auteurs beoordeelden onafhankelijk de zekerheid en losten meningsverschillen op door overleg. De GRADE-benadering houdt rekening met vijf domeinen die de zekerheid kunnen verlagen: risico op bias (gebaseerd op RoB 2-beoordelingen, inclusief het aandeel studies met laag risico, sommige zorgen of hoog risico), inconsistentie (gebaseerd op de I2-statistiek , voorspellingsintervallen en overlapping van betrouwbaarheidsintervallen), indirectheid (gebaseerd op verschillen tussen studiepopulaties, interventies, vergelijkers en uitkomsten ten opzichte van de reviewvraag), onnauwkeurigheid (gebaseerd op optimale informatiegrootte en of 95% betrouwbaarheidsintervallen klinisch belangrijke drempels overschrijden, zoals een odds ratio van 1,0 voor remissie of een gestandaardiseerd gemiddelde verschil van 0,2 voor een klein effect op depressiescores), en publicatiebias (gebaseerd op funnel plot asymmetrie en Egger's test). De zekerheid werd als volgt beoordeeld: Hoog (Verder onderzoek zal het vertrouwen in de effectschatting zeer onwaarschijnlijk veranderen); Matig (Verder onderzoek zal waarschijnlijk een belangrijke invloed hebben op het vertrouwen en kan de schatting veranderen); Laag (Verder onderzoek zal zeer waarschijnlijk een belangrijke invloed hebben op het vertrouwen en zal waarschijnlijk de schatting veranderen); en Zeer laag (Elke schatting van het effect is zeer onzeker). Zekerheidsbeoordelingen werden afzonderlijk uitgevoerd voor remissie (dichotome uitkomst) en depressiescore (continue uitkomst).

Toegang beperkt. Log in of start een proefperiode om deze inhoud te bekijken.

Resultaten

Studieselectie

Het PRISMA 2020 stroomdiagram (Figuur 1) vat het selectieproces van de studie samen. Databasezoekopdrachten identificeerden 10.123 records (Cochrane Library: n = 1.845; Embase: n = 2.567; Google Scholar: n = 3.210; MEDLINE via OVID: n = 1.892; PubMed: n = 609). Na het verwijderen van 1.018 dubbele records bleven er 9.105 unieke records over voor screening. Discrepantie tussen de genoemde en toegepas...

Toegang beperkt. Log in of start een proefperiode om deze inhoud te bekijken.

Discussie

Deze meta-analyse van 40 gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken (2.667 deelnemers met depressie) 24,25,26,27,28,29,30,31,32,33,34,35,36,37,38,39...

Toegang beperkt. Log in of start een proefperiode om deze inhoud te bekijken.

Openbaarmakingen

De auteurs hebben geen concurrerende belangen om te verklaren.

Dankbetuigingen

Niet van toepassing.

Toegang beperkt. Log in of start een proefperiode om deze inhoud te bekijken.

Materialen

Lijst van materialen gebruikt in dit artikel
NaamBedrijfCatalogusnummerOpmerkingen
Assumed correlation coefficient for change-score SDImputatie van ontbrekende gegevensCochrane Handbook standaardr = 0,5 (gevoeligheidsanalyse uitgevoerd)
ClinicalTrials.govClinical Trial RegistriesU.S. National Library of MedicineDatabase van 10 november 2025 (geen NCT-specifieke filter)
Cochrane Central Register of Controlled Trials (CENTRAL)DatabasesCochrane LibraryUitgave 11 van 12, november 2025
Cochrane Handbook formulesFormules & berekeningenCochrane CollaborationHandbook versie 6.4 (bijgewerkt september 2024)
Egger’s lineaire regressietestTrechterplot-asymmetrieRevMan 5.3 / aangepaste macroN/A
Embase (OVID-platform)DatabasesElsevier / OVID TechnologiesEmbase Classic+Embase 1947 tot 2025 week 47
EndNoteReferentiebeheerClarivate Analytics (Londen, VK)Versie 20 (build 20.1.0.16478)
Google ScholarDatabasesGoogle LLCZoekactie uitgevoerd 15-16 november 2025 (eerste 500 records op relevantie)
GRADE (Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation)Certainty of EvidenceGRADE Working GroupGRADEpro GDT (online versie, benaderd november 2025)
MEDLINE (OVID-platform)DatabasesOVID TechnologiesOvid MEDLINE® 1946 tot 14 november 2025
NNT van SMD (Furukawa & Leucht-methode)EffectgrootteconversieGebaseerd op oppervlakte onder normale curveN/A
Aantal nodig om te behandelen (NNT) van OREffectgrootteconversieFormule: NNT = 1 / [CER × (1 – OR-¹)]N/A
PubMedDatabasesU.S. National Library of MedicineNLM ID: 101775772 (databaseversie 2025)
Review Manager (RevMan)Statistische & meta-analyse softwareCochrane CollaborationVersie 5.3 (Kopenhagen: The Nordic Cochrane Centre)
RoB 2-toolRisk of Bias AssessmentCochrane CollaborationVersie: augustus 2019 (laatste update)
Gestandaardiseerd gemiddeld verschil (Hedges’ g)EffectgrootteconversieAangepaste berekeningen in RevMan 5.3N/A
WHO International Clinical Trials Registry Platform (ICTRP)DatabasesWorld Health OrganizationZoekportaal versie 1.6 (benaderd november 2025)

Referenties

  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.

Toegang beperkt. Log in of start een proefperiode om deze inhoud te bekijken.

Herprints en machtigingen

Trefwoorden

GeneeskundeEditie 234Editie 234Lege waardeEditieremissiemedicatie
Neem contact met ons op
Aanbevelen aan bibliotheek

Privacy

Gebruiksvoorwaarden

Beleid

Copyright © 2026 MyJoVE Corporation. Alle rechten voorbehouden.