Exercício de resistência à força muscular em idosos_ uma metanálise

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31/03/2020 Exercício de resistência à força muscular em idosos: uma metanálise
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Aging Res Rev . Manuscrito do autor; disponível no PMC 2011 1 de jul.
Publicado na forma final editada como:
Aging Res Rev. 2010 Jul; 9 (3): 226-237.
Publicado online em 10 de abril de 2010.
Doi: 10.1016 / j.arr.2010.03.004
PMCID: PMC2892859
NIHMSID: NIHMS195011
PMID: 20385254
Exercício de resistência à força muscular em idosos: uma metanálise
Mark D. Peterson , Ph.D., Matthew R. Rhea , Ph.D., Ananda Sen , Ph.D., e Paul M. Gordon , Ph.D., MPH
Department of Physical Medicine and Rehabilitation, University of Michigan
Department of Interdisciplinary Studies, AT Still University/Arizona School of Health Sciences
Department of Statistics, University of Michigan
Autor correspondente de solicitações de contato e reimpressão: Mark D. Peterson, Ph.D., Departamento de
Medicina Física e Reabilitação, Universidade de Michigan, 325 E. Eisenhower, Suite 100, Ann Arbor, MI
48108, Ph: 734-330-8777 Fax: 734.615.1770, mdpeterz@med.umich.edu
Nota de direitos autorais
Isenção de responsabilidade do editor
Resumo
Objetivo
A eficácia do exercício resistido para melhorar a força entre pessoas idosas é inconsistente entre as
investigações, e há uma falta de síntese de pesquisa para vários resultados de força.
Métodos
A revisão sistemática seguiu as recomendações de itens de relatório preferenciais para revisões
sistemáticas e meta-análises (PRISMA). Uma meta-análise foi realizada para determinar o efeito do
exercício resistido (ER) para múltiplos resultados de força em adultos idosos. Ensaios clínicos
randomizados e estudos randomizados ou não randomizados entre adultos ≥ 50 anos foram incluídos.
Os dados foram agrupados usando modelos de efeito aleatório. Os resultados de 4 testes de força
comuns foram analisados quanto aos efeitos principais. A heterogeneidade entre os estudos foi avaliada
usando o Cochran Q e I estatísticas e viés de publicação foram avaliados através de inspeção física de
gráficos de funil, bem como estatísticas formais de correlação de classificação. Uma regressão linear de
modelo misto foi incorporada para examinar as diferenças entre os resultados, bem como as possíveis
variáveis preditivas no nível do estudo.
Resultados
Quarenta e sete estudos foram incluídos, representando 1079 participantes. Um efeito positivo para
cada um dos resultados de força foi determinado, porém houve heterogeneidade entre os estudos. A
regressão revelou que o treinamento de maior intensidade foi associado a uma melhora maior. Os
aumentos de força variaram de 9,8 a 31,6 kg, e as alterações percentuais foram de 29 ± 2, 24 ± 2, 33 ±
3 e 25 ± 2, respectivamente para leg press, supino, extensão do joelho e tração latente.
Conclusões
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O ER é eficaz para melhorar a força entre os idosos, principalmente com o treinamento de maior
intensidade. Os resultados sugerem, portanto, que o ER pode ser considerado uma estratégia viável
para prevenir fraqueza muscular generalizada associada ao envelhecimento.
Palavras-chave: Sarcopenia, treinamento resistido, envelhecimento, revisão sistemática
Introdução
A fraqueza muscular desempenha um papel principal na patogênese da fragilidade e do
comprometimento funcional que ocorre com o envelhecimento e contribui para numerosos processos
da doença. A capacidade máxima de força atinge um pico em torno da segunda ou terceira década de
vida e, na quinta década, começa um declínio gradual ( Larsson et al., 1979 , Lindle et al., 1997 ,
Metter et al., 1997 , Narici et ai., 1991 , Vandervoort et ai., 1986 ). Essa deterioração, que é tipicamente
atribuída a níveis reduzidos de atividade ou desuso / imobilização devido a doença, foi documentada
principalmente por meio de pesquisas transversais e parece aumentar em gravidade após os 65 anos de
idade ( Baumgartner et al., 1998) Embora as perdas de força raramente sejam rastreadas
longitudinalmente ( Aniansson et al., 1986 , Bassey et al., 1993 , Frontera, et al., 2000 , Kallman et al.,
1990 ), os estudos epidemiológicos existentes relatam uma prevalência significativamente maior em
cada década do final da vida adulta. Sarcopenia e fraqueza muscular não são consideradas estados de
“doença”, mas condições que se traduzem em déficit funcional agudo e incapacidade, além de
comorbidade e mortalidade relacionadas ( Ruiz, et al., 2008) Além disso, o aumento da longevidade
levou a uma maior frequência de sarcopenia e os respectivos gastos crescentes em cuidados de saúde
devido a complicações associadas a declínios na saúde funcional e perda de independência (96).
Numerosas investigações identificaram um declínio díspar de força e massa muscular, indicando que
essas debilidades relacionadas à idade são, em certa medida, independentes ( Klitgaard et al., 1990 ,
Lynch et al., 1999 , Young, et al., 1985 ) No entanto, como a força e a massa muscular não diminuem
simultaneamente, a força pode ser um indicador superior de disfunção muscular ( Doherty, 2003 ,
Klein, et al., 2001 ). De fato, dados longitudinais sugerem que a força muscular é um preditor robusto
de declínio funcional que pode ocorrer durante o envelhecimento ( Pendergast et al., 1993 , Rantanen et
al., 1999 , Rantanen et al., 1999) e é um atributo fisiológico importante para a manutenção da
mobilidade e da eficiência do movimento. Como a capacidade de força parece também ser indicativa
de incapacidade ( Janssen et al., 2002 , Visser et al., 2002 ), o exercício resistido (ER) pode servir como
um modo eficaz de exercício para melhorar diretamente a capacidade funcional. Existem fortes
evidências que sugerem que a fraqueza muscular é uma causa tratável de incapacidade e que as pessoas
envelhecidas com deterioração precoce provavelmente são as mais propensas a se beneficiar de
intervenções estratégicas ( Evans, 1996 , Frontera, et al., 1988 , Hakkinen, et al., 1995 , Hurley et al.,
1995) Especificamente, o ER é considerado um método seguro e eficaz para aumentar a força e o
tecido muscular magro em jovens ( Hubal et al., 2005 , Lowndes et al.) E adultos mais velhos (
Fiatarone et al., 1990 , Frontera, et ai., 1988 , Hakkinen et ai., 1998 , Hakkinen et ai., 2001 , Reeves et
ai., 2004 , Vincent et ai., 2002 , Welle et ai., 1995 ). Mesmo após breves períodos de protocolos de
treinamento de resistência, indivíduos idosos podem experimentar melhorias na taxa de síntese de
proteínas e adaptação neuromuscular que são comparáveis às de coortes mais jovens, apesar de uma
taxa pré-exercício muito menor ( Holviala, et al., 2006 ,Newton et ai., 2002 , Roth et ai., 2001 ,
Yarasheski et ai., 1993 ). Esses achados sugerem que o desuso pode realmente ser a razão subjacente da
atrofia e fraqueza muscular, e não do envelhecimento, por si só.
A eficácia do ER para melhorar a força entre pessoas idosas é inconsistente entre as investigações.
Embora muitas pesquisas tenham examinado aumentos de força que acompanham intervenções de
coorte única, a maioria examinou apenas um ou dois programas de treinamento, fornecendo apenas um
vislumbre da relação dose-resposta geral. O debate sobre a adequação da ER entre indivíduos mais
velhos tem sido cultivado por questõesde eficácia e segurança gerais para essa população. Existem
muito poucos relatos publicados que examinam o benefício geral da ER para a força em pessoas idosas,
considerando um continuum de esquemas de dosagem, duração do tratamento e / ou faixas etárias na
adaptação longitudinal da força. Como resultado, é difícil avaliar os efeitos do tratamento que
coincidem com esses fatores. Mais distante,Chodzko-Zajko, et al., 2009 ), uma revisão sistemática para
avaliar os efeitos do tratamento através de múltiplas medidas de força e possíveis variáveis 
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moderadoras mais generalizáveis à prescrição de ER, ainda está para ser concluída. Até o momento, as
revisões mais abrangentes relacionadas a esse tópico limitaram a análise da força a uma única medida
(isto é, extensão do joelho) ( Latham et al., 2003 , Latham et al., 2004 , Liu, et al., 2009 ), ou
compararam regimentos de exercício multimodais para alterações gerais na capacidade funcional geral
( Baker, et al., 2007), não específico para resultados de força. Portanto, os objetivos desta revisão e
metanálises foram examinar os efeitos do exercício resistido entre idosos para múltiplos resultados de
força na parte superior e inferior do corpo e em vários esquemas de dosagem.
Métodos
Essa metanálise foi conduzida de acordo com as recomendações e critérios descritos na declaração de
itens de relatório preferenciais para revisões sistemáticas e meta-análises (PRISMA).
Critérios para consideração do estudo: Tipos de estudos e participantes
Todas as intervenções no exercício resistido que incluíram o desfecho primário relacionado à força
muscular foram incluídas na aquisição do artigo original. Quaisquer ensaios clínicos randomizados
(ECR) ou ensaios clínicos quase randomizados que atendam às especificações subsequentes foram
incluídos. Estudos de tratamento randomizados ou não randomizados (não ECRs) que examinaram
tratamentos de intervenção usando participantes estratificados jovens versus idosos, ou homens e
mulheres idosos também foram elegíveis para inclusão nas análises. O tipo de participantes incluiu
homens e mulheres mais velhos, residentes em instituições ou hospitais ou comunidades de idosos. Os
ensaios foram incluídos se a idade média dos participantes era ≥ 50 anos, mas excluídos se os
participantes com idade <50 anos estivessem matriculados. A saúde física dos participantes variou de
pessoas em forma e saudáveis a idosos frágeis ou incapacitados, e / ou pessoas com doenças ou
problemas de saúde identificados. Semelhante às avaliações anteriores (Latham, et al., 2003 , Latham,
et al., 2004 ), a inclusão de participantes com faixa etária e complicações de saúde foi fundamental para
aumentar a validade externa e a generalização dos resultados.
Critérios para consideração do estudo: Tipos de intervenções e medidas de resultado
Os ensaios que tiveram pelo menos um grupo de participantes que receberam ER como tratamento
foram considerados para inclusão. O treinamento poderia ter sido realizado em programas de exercícios
em grupo (por exemplo, em clubes de saúde comerciais, etc.), arranjos individuais de treinamento
pessoal e / ou em ambientes comunitários de alto nível. Para essas análises, o ER foi definido como um
regime de treinamento de força que incluía exercícios específicos para todo o corpo. Os protocolos de
treinamento foram classificados de acordo com o posto de posição do American College of Sport
Medicine sobre modelos de progressão no treinamento resistido para adultos saudáveis ( Kraemer, et
al., 2002) A inclusão de estudos para melhorias funcionais limitou-se a quatro medidas discretas da
capacidade máxima de força, incluindo testes de uma repetição máxima (1RM) para leg press, supino,
extensão do joelho e tração do tornozelo (isto é, pulldown e / ou linha lat). Esses testes foram
selecionados devido à confiabilidade documentada das avaliações, bem como à prevalência relatada na
literatura. Outros métodos de avaliação da aptidão muscular (por exemplo, potência, resistência, etc.),
déficit funcional ou desempenho não foram incluídos na análise.
Estratégia de pesquisa
Foram realizadas buscas computadorizadas nas bases de dados MEDLINE, EMBASE, PubMed, Web
of Science, SPORTDiscus ™, banco de dados de análises de medicamentos baseados em evidências
(EBMR) e dissertações digitais (acessadas em maio, junho e julho de 2009) desde o início até julho de
2009. Também foi realizada a pesquisa manual dos principais periódicos, listas de referência e outras
fontes. Estudos publicados em revistas de língua estrangeira não foram incluídos. Resumos e citações
de conferências científicas anuais relacionadas à ciência do exercício ou gerontologia não foram
examinados devido à escassez de dados necessários. A pesquisa preliminar produziu mais de 5.000
resumos e citações relevantes. Textos completos de mais de 400 artigos foram obtidos e examinados
pelo revisor principal (MP).
Elegibilidade do estudo e extração de dados
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Uma ferramenta de codificação específica foi desenvolvida a partir de revisões quantitativas anteriores,
bem como sugestões de especialistas em metanálise, para registrar informações referentes à fonte do
estudo, participantes, características experimentais e resultados. Embora todos os estudos elegíveis
nesta investigação tenham compartilhado uma diretiva comum para examinar a eficácia da ER para
adultos mais velhos, vários estudos examinaram hipóteses diferentes (por exemplo, mais jovens versus
mais velhas ( Roth, et al., 2001)). Apenas os dados dos participantes mais velhos foram codificados
para análise. Para todas as intervenções incluídas nesta metanálise, cada grupo de tratamento foi
considerado intervenção de um grupo pré-teste e pós-teste. Portanto, a codificação da mudança de força
foi realizada apenas nos grupos que receberam o tratamento com ER, e todos os dados relatados nos
controles foram desconsiderados. Se os dados não foram relatados adequadamente para fins de
agrupamento quantitativo, o autor da correspondência foi contatado para obter informações adicionais.
Se os autores não pudessem ser contatados ou se as informações não estivessem mais disponíveis, o
estudo foi excluído das análises.
Avaliação da concordância do revisor e risco de viés para os estudos incluídos
Desacordos entre avaliadores foram resolvidos por consenso. A taxa de concordância antes de alterar
essas discrepâncias foi avaliada usando a estatística kappa ( Donner et al., 1996 ) e determinada como
sendo 0,93. No caso de informações inadequadas contidas no manuscrito, o revisor principal (MP)
buscou esclarecimentos junto aos autores do estudo. Para avaliar a evidência de viés de publicação, os
gráficos de funil de Begg foram examinados ( Begg, et al., 1989) Esse processo incluiu a inspeção
visual dos gráficos de dispersão para cada medida contra seu erro padrão. Esse processo é necessário
para explicar o “problema da gaveta de arquivos”, que é o efeito potencial de os estudos publicados
serem inerentemente tendenciosos devido a uma maior probabilidade de resultados significativos,
enquanto que os resultados não significativos têm maior probabilidade de não serem submetidos à
publicação e colocado em uma gaveta de arquivo. O uso de estudos publicados pode representar um
relato inflacionado do efeito entre tratamento e resultado e, portanto, é necessário testar o viés. Como
verificação subsequente do viés de publicação, o teste de Egger et al. ( Egger et al., 1997) foi
incorporado. Esse método de regressão linear quantifica o viés capturado pelo gráfico do funil e, mais
especificamente, o efeito padronizado é regredido na precisão (isto é, inverso do erro padrão) (
Borenstein, et al., 2009 ). Essa é uma estatística formal que visa avaliar a mesma suposiçãoque o
gráfico de funil e pode ser usada como uma "verificação cruzada" para a inspeção física dos dados.
Testes de heterogeneidade
A heterogeneidade entre os estudos foi avaliada usando a estatística Cochran Q ( Cochran, 1954 ). Esse
teste é apropriado em metanálises maiores e usa a soma dos desvios quadrados das estimativas
específicas do estudo derivadas da estimativa combinada, e pondera a contribuição de cada estudo. Os
valores de p foram obtidos comparando-se a estatística Q com uma distribuição χ e k -1 graus de
liberdade, na qual krepresenta o número de estudos incluídos. A heterogeneidade refere-se à existência
de variação entre os estudos, sobre os principais efeitos avaliados. Como a heterogeneidade é, em certa
medida, inevitável na pesquisa meta-analítica, há um amplo debate sobre a utilidade de atribuir
significância estatística a esse cálculo. Assim, também incorporamos a estatística I , usando a
seguinte equação:
I = [(Q-df) / Q] × 100%
Com este método, I varia de 0% a 100% e valores acima de 50% são usados para indicar
heterogeneidade significativa.
Sínteses de Dados
Os efeitos do tratamento para a capacidade de força muscular foram calculados para cada estudo após a
extração / codificação dos escores de alteração e desvios padrão. Especificamente, o desvio padrão
(DP) da mudança foi necessário para calcular o tamanho do efeito, e para muitos dos estudos esse valor
não foi relatado. Em vez disso, a maioria dos estudos obtidos para esta análise incluiu os DSs para os
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resultados de força da linha de base e pós-intervenção ou, em muitos casos, os erros padrão da média.
No caso em que o estudo relatou valores exatos de P para a mudança no resultado da força, o DP da
mudança foi calculado. No entanto, para os estudos que não relataram P exato Para calcular os valores,
o DP da mudança foi calculado usando os DPs da linha de base e pós-intervenção, bem como a
correlação bivariada entre participantes das medidas de força, usando a seguinte equação:
Alteração SD = √ [(SD ) + ( SD ) ] - 2 × corr (pré, pós) × SD × SD ]
Para todos os artigos incluídos, os autores foram contatados em um esforço para recuperar dados brutos
para o cálculo das correlações de força de linha de base e força pós-intervenção dentro do participante,
ou os valores específicos e respectivos de r (correlação). Para os estudos em que os autores não foram
alcançados, r foi imputado usando a média das correlações disponíveis para 15 dos artigos incluídos.
Isso resultou no uso de uma correlação entre participantes de r = 0,95 para os que estavam faltando.
Isso permitiu o cálculo dos tamanhos de efeito para todas as coortes incluídas na meta-análise,
conforme recomendado por Follmann et al. ( Follmann et al., 1992 ).
Tamanhos de efeito
A análise dos dados agrupados foi realizada com um modelo fixo e de efeitos aleatórios. Um modelo
de efeitos fixos é usado com a suposição de que o erro de amostragem é aleatório e é a principal causa
de variação no efeito sumário. Por outro lado, um modelo de efeitos aleatórios é incorporado quando a
suposição subjacente é que o efeito entre os estudos se situa aleatoriamente sobre um valor central (
Borenstein, et al., 2009 ). Para cada uma das quatro medidas de força, parcelas florestais foram geradas
para ilustrar os tamanhos de efeito específicos do estudo e os respectivos intervalos de confiança de
95% (IC). A combinação de estimativas permitiu a avaliação de um efeito combinado, conforme
descrito anteriormente ( Richardson, et al., 2008), em que o recíproco da soma de duas variações foi
contabilizado, incluindo: (1) a variação estimada associada ao estudo e (2) o componente estimado da
variação devido à variação entre os estudos. Em cada estudo, o tamanho do efeito para a intervenção
foi calculado pela diferença entre as médias do pós-teste e pré-teste no final da intervenção. Os pesos
específicos do estudo foram derivados como o inverso do quadrado dos respectivos erros padrão.
Para comparar a mudança pré-pós entre os tipos de resultados de força, os dados foram analisados sob
uma estrutura linear de modelos mistos, na qual os resultados foram calculados como a porcentagem
média de variação na força. As variáveis independentes no nível de estudo utilizadas no modelo de
regressão foram: tipo de medida de força, indicador para desenho do estudo, sexo, faixa etária, tempo
de treinamento, intensidade média (4 subgrupos) e volume médio de treinamento (4 subgrupos). Uma
interação entre os tipos de medidas de força também foi incluída no modelo para avaliar qualquer
efeito diferencial de idade entre os tipos de medidas. Um estudo aleatórioefeito foi responsável pelo
agrupamento em estudo. Além disso, cada estudo foi ponderado pelo inverso do quadrado do erro
padrão específico do estudo correspondente ao resultado. O desvio padrão (erro padrão multiplicado
por ) para o erro percentual foi aproximado pela seguinte equação:
SD PerChange = R × √ [(CV ) + ( CV ) - 2 × corr (pré, pós) × CV × CV ]
Especificamente, CV denota o coeficiente de variação igual à razão do desvio padrão e média nos
respectivos momentos, e R é a razão das medidas pós e pré-força. Para comparações post-hoc de
medidas de força, os ajustes de Bonferroni foram usados para proteger contra um erro inflado do Tipo
1. Todas as análises estatísticas foram realizadas usando STATA 10.0 (StataCorp LP, College Station,
Texas), MINITAB 14.0 (Minitab Inc, State College, Pensilvânia) e SAS 9.2 (SAS Institute Inc., Cary,
NC).
Resultados
O fluxo de busca e seleção de artigos, de “potencialmente relevante” até a inclusão final, é mostrado na
Figura 1 .
pré
2
pós
2
pré pós
s a m p l e s i z e
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pré
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pós
2
pré pós
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figura 1
Fluxo de papéis no processo de revisão.
Características do estudo
Das 5011 referências examinadas, 47 estudos com 72 coortes foram considerados elegíveis de acordo
com os critérios de exclusão ( Tabela 1 ). Dos artigos incluídos, as datas de publicação variaram de
1990 a 2008. 55,3% dos estudos incluíram atribuição aleatória de condições de tratamento e grupos de
controle (ECR) ( Ades et al., 1996 , Ades et al., 2005 , Ades, et al., 2003 , Bemben, et al., 2000 ,
Beniamini, et al., 1999 , Binder, et al., 2005 , Brochu, et al., 2002 , Castaneda, et al., 2001 , de Vos et
al., 2005 , Fatouros et al., 2006 ,Fatouros, et al., 2005 , Figueroa, et al., 2003 , Greiwe, et al., 2001 ,
Haykowsky, et al., 2000 , Haykowsky, et al., 2005 , Henwood, et al., 2006 , Igwebuike, et al., 2008 ,
Kalapotharakos, et al., 2005 , Miszko, et al., 2003 , Panton, et al., 2001 , Pu, et al., 2001 , Reeves, et al.,
2004 , Sharman, et al. ., 2001 , Stewart, et al., 2005 , Sward, 2001 , Tsutsumi, 1997) Os demais estudos
foram classificados como estudos de tratamento randomizados ou não randomizados (não ECR), dos
quais três estudos ( Izquierdo et al., 2003 , Izquierdo et al., 2001 , Kraemer et al., 1999 ) avaliaram
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jovens ou homens de meia idade versus homens mais velhos, um estudo ( Holviala et al., 2006 )
avaliou mulheres jovens ou de meia idade versus mulheres mais velhas, um estudo ( Ibanez et al., 2005
)avaliou os efeitos em uma única amostra ( ou seja, apenas homens mais velhos ou mulheres mais
velhas), cinco estudos ( Ballor et al., 1996 , Bautmans et al., 2005 , Campbell et al., 1994 , Hartman et
al., 2007 , Reynolds, et al., 2007) avaliaram os efeitos de homens e mulheres idosos combinados, cinco
estudos ( Hurlbut et al., 2002 , Lemmer et al., 2001 , Lemmer et al., 2007 , Roth et al., 2001 , Welle, et
al. ., 1995 ) avaliaram quatro grupos, incluindo mulheres jovens / de meia idade, homens jovens / de
meia idade, mulheres mais velhas e homens mais velhos e seis estudos ( Bottaro, et al., 2007 , Candow,
et al., 2006 , Galvao et al., 2005 , Haub et al., 2002 , Humphries, et al., 2000 , Tarnopolsky, et al., 2007
) foram classificados como outros (por exemplo, comparando mais de uma dosagem de tratamento de
ER, etc.).
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tabela 1
Características dos estudos incluídos
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Características do sujeito
Dados sobre 1079 indivíduos foram incluídos na análise. A faixa etária dos sujeitos foi entre 50 e 92,
com a idade média dos sujeitos na maioria dos estudos variando entre 60 e 75 (média = 67,4 ± 6,3
anos). Uma grande porcentagem das coortes designadas consistiu em grupos combinados masculino e
feminino (25 coortes) ( Ballor et al., 1996 , Bautmans et al., 2005 , Beniamini et al., 1999 , Campbell et
al., 1994 , Castaneda et al., 2001 , de Vos et al., 2005 , Galvão e Taaffe, 2005 , Greiwe, et al., 2001 ,
Hartman, et al., 2007 , Henwood e Taaffe, 2006 ,Kalapotharakos et al., 2005 , Lemmer et al., 2007 ,
Autor, ano Projeto do
tratamento
(n)
Idade
(ano)
Gênero
Duração 
(semanas)
Intensidade
(% 1RM)
(por 
exercício)
(por
seman
9 66. M 10 60 3 partidas 2 sessõ
Brochu, 2002 RCT 13 70 F 24 80 2
conjuntos
3 sessõ
Campbell, 1994 não-
ECR
12 65 Combinado
(8M, 4F)
12 80 3 partidas 3 sessõ
Candow, 2006 não-
ECR
29 59-76 M 12 70 3 partidas 3 sessõ
Castaneda,
2001
RCT 14 65 Combinado
(8M, 6F)
12 80 3 partidas 3 sessõ
de Vos, 2005 RCT 28. 69 Combinado
(11M, 17F)
12 80 3 partidas 2 sessõ
28. 68 Combinado
(11M, 17F)
12 50. 3 partidas 2 sessõ
28. 69 Combinado
(11M, 17F)
12 20 3 partidas 2 sessõ
Fatouros, 2005 RCT 14 71 M 24 40. 3 partidas 3 sessõ
12 70 M 24 60 3 partidas 3 sessõ
14 71 M 24 80 3 partidas 3 sessõ
Fatouros, 2006 RCT 14 71 M 24 40. 3 partidas 3 sessõ
12 70 M 24 60 3 partidas 3 sessõ
14 71 M 24 80 3 partidas 3 sessõ
Figueroa, 2003 RCT 20 55 F 52 75 2
conjuntos
3 sessõ
24 57 F 52 75 2 sets 3 sessi
Galvao, 2005 non- 12 69 Combined 20 80 1 set 2 sessi
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/table/T1/?report=objectonly
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https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/ 9/24
Leg Press (LP)
Miszko, et al., 2003 , Panton, et al., 2001 , Reeves, et al., 2004 , Reynolds, et al., 2007 , Stewart, et al.,
2005 , Sward, 2001 , Tsutsumi, 1997 ), com o restante uniformemente distribuído no sexo masculino
(25 coortes) ( Ades, et al., 1996 , Binder, et al., 2005 , Bottaro, et al., 2007 , Candow, et al., 2006 ,
Fatouros, et al., 2006 , Fatouros, et al., 2005 , Haub, et al., 2002 ,Haykowsky et al., 2000 , Hurlbut et
al., 2002 , Ibanez et al., 2005 , Izquierdo, et al., 2003 , Izquierdo, et al., 2001 , Kraemer, et al., 1999 ,
Lemmer, et al., 2001 , Roth, et al., 2001 , Sharman, et al., 2001 , Tarnopolsky, et al., 2007 , Welle, et
al., 1995 ) e / ou fêmea (22 coortes) ( Ades, et al., 1996 , Ades, et al., 2005 , Ades, et al., 2003 ,
Bemben, et al., 2000 , Binder, et al., 2005 , Brochu, et al., 2002 ,Figueroa, et al., 2003 , Haykowsky, et
al., 2005 , Holviala, et al., 2006 , Humphries, et al., 2000 , Hurlbut, et al., 2002 , Igwebuike, et al., 2008
, Lemmer, et al., 2001 , Pu, et al., 2001 , Roth, et al., 2001 , Sharman, et al., 2001 , Tarnopolsky, et al.,
2007 ) apenas coortes.
Características do tratamento
A duração do treinamento variou de 6 a 52 semanas (duração média = 17,6 ± 8,6 semanas), frequência
de 1 a 3 vezes por semana (média = 2,7 ± 0,5 dias / semana) e intensidade de 40% a 85% de uma
repetição máxima (média = 70% ± 12,7 1RM). O número de séries por sessão de exercício variou de 1
a 6 séries para cada músculo individual (média = 2,5 ± 1,0 séries), enquanto o número de exercícios
realizados variou de 5 a 16 (média = 8,3 ± 2,1 exercícios de resistência). O número de repetições dentro
do grupo realizado para cada série variou entre 2 e 20 (média = 10 ± 2,6 repetições), enquanto o
período de descanso entre as séries variou de 60 a 360 segundos (média = 110 ± 25 segundos). A
adesão, definida como a porcentagem de sessões de exercícios assistidas, variou de 85 a 100%.
Efeitos principais
Cada medida de força foi avaliada independentemente por meio de procedimento meta-analítico e é
apresentada seqüencialmente. Muitos estudos relataram mais de um único resultado ( tabela 1 ). Devido
à significativa heterogeneidade dos dados com base nos Q e I Cochran , um modelo de efeitos
aleatórios foi incorporado para cada tipo de medida de força.
A estimativa combinada da mudança da força média da linha de base para a pós-
intervenção, combinando dados de 51 coortes de tratamento (32 estudos) ( Bautmans et al., 2005 ,
Bemben et al., 2000 , Beniamini et al., 1999 , Binder, et al., 2005 , Bottaro, et al., 2007 , Candow, et al.,
2006 , Castaneda, et al., 2001 , de Vos, et al., 2005 , Fatouros, et al., 2006 , Figueroa, et al. ., 2003 ,
Galvao e Taaffe, 2005 , Greiwe, et al., 2001 , Haub, et al., 2002 , Haykowsky, et al., 2000 ,Haykowsky,
et al., 2005 , Henwood e Taaffe, 2006 , Holviala, et al., 2006 , Humphries, et al., 2000 , Ibanez, et al.,
2005 , Igwebuike, et al., 2008 , Izquierdo, et al. ., 2003 , Izquierdo, et al., 2001 , Kraemer, et al., 1999 ,
Lemmer, et al., 2001 , Lemmer, et al., 2007 , Miszko, et al., 2003 , Pu, et al., 2001 , Reeves et al., 2003
, Reynolds, et al., 2007 , Sharman, et al., 2001 , Stewart, et al., 2005 ,Tarnopolsky, et al., 2007 ) foi de
31,63 kg (IC 95%, 27,59 kg a 35,67 kg) ( p <0,001). Um gráfico da floresta dos principais efeitos do
leg press, bem como ICs para todas as 51 coortes, é fornecido na Figura 2 .
2 de
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/table/T1/
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/figure/F2/
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Pressão no peito (PC)
Figura 2
Gráfico de tamanhos de efeitos florestais e intervalos de confiança de 95% para todas as 51 coortes (32
estudos) representando leg press, com base nos resultados da metanálise de efeitos aleatórios.
Quando analisadas separadamente, as análises de subgrupos para o efeito principal revelaram
diferenças não significativas entre ensaios clínicos randomizados (ECR) (estimativa combinada =
34,38 kg; IC 95%, 27,74 kg a 41,02 kg) e estudos de tratamento randomizados ou não randomizados
(não ECRs) (estimativa combinada = 28,99 kg; IC 95%, 23,47 kg a 34,52 kg), apesar dos aumentos
significativos na força pré e pós-intervenção, para coortes em ambos os modelos ( p <0,001).
A estimativa combinada da mudança da força média da linha de base para a pós-
intervenção, combinando dados de 55 coortes de tratamento (36 estudos), ( Ades, et al., 1996 , Ades, et
al., 2005 , Ades, et al., 2003 , Ballor, et al., 1996 , Bautmans, et al., 2005 , Beniamini, et al., 1999 ,
Bottaro, et al., 2007 , Brochu, et al., 2002 , Campbell, et al., 1994 , Candow, et al. ., 2006 , Castaneda,
et al., 2001 , de Vos, et al., 2005 , Fatouros, et al., 2006 , Galvão e Taaffe, 2005 ,Greiwe et al., 2001 ,
Hartman et al., 2007 , Haub et al., 2002 , Haykowsky et al., 2000 , Haykowsky et al., 2005 , Henwood
e Taaffe, 2006 , Humphries et al. ., 2000 , Hurlbut, et al., 2002 , Ibanez, et al., 2005 , Igwebuike, et al.,
2008 , Izquierdo, et al., 2001 , Kalapotharakos,et al., 2005 , Lemmer, et al., 2001 , Lemmer et al., 2007
, Miszko, et al., 2003 , Panton, et al., 2001 , Pu, et al., 2001 ,Reynolds, et al., 2007 , Roth, et al., 2001 ,
Stewart, et al., 2005 , Tarnopolsky, et al., 2007 , Tsutsumi, 1997 ) foram 9,83 kg (IC 95%, 8,42 kg a
11,24 kg) ( p <0,001). Um gráfico da floresta dos principais efeitos para a prensa torácica, bem como
ICs para todas as 55 coortes, é fornecido na Figura 3 .
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/core/lw/2.0/html/tileshop_pmc/tileshop_pmc_inline.html?title=Click%20on%20image%20to%20zoom&p=PMC3&id=2892859_nihms195011f2.jpg
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/figure/F2/
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/figure/F3/
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Extensão do Joelho (KE)
Figura 3
Gráfico de tamanhos de efeitos florestais e intervalos de confiança de 95% para todas as 55 coortes (36
estudos) representando pressão no peito, com base nos resultados da metanálise de efeitos aleatórios.
As análises dos subgrupos revelaram diferenças não significativas entre os ensaios clínicos
randomizados (estimativa combinada = 9,97 kg; IC 95%, 7,57 kg a 12,38 kg) e não-ensaios clínicos
randomizados (estimativa combinada = 9,68 kg; IC 95%, 7,79 kg a 11,58 kg), apesar dos aumentos
significativos na força pré e pós-intervenção, para coortes de ambos os modelos ( p <0,001).
A estimativa combinada da alteração da força média da linha de base para a
pós-intervenção, combinando dados de 43 coortes de tratamento (28 estudos) ( Ades, et al., 1996 ,
Ades, et al., 2005 , Ades, et al., 2003 , Ballor, et al. al., 1996 , Bemben et al., 2000 , Beniamini, et al.,
1999 , Binder, et al., 2005 , Brochu, et al., 2002 , Campbell, et al., 1994 , Castaneda, et al. , 2001 , de
Vos, et al., 2005 , Fatouros, et al., 2005 , Galvão e Taaffe, 2005 , Greiwe, et al., 2001 , Haub, et al.,
2002, Haykowsky, et al., 2005 , Henwood e Taaffe de 2006 , Kalapotharakos, et al., 2005 , Lemmer, et
al., 2001 , Lemmer, et al., 2007 , Panton, et al., 2001 , Pu, et al., 2001 , Reeves et al., 2003 , Stewart et
al., 2005 , Sward, 2001 , Tarnopolsky, et al., 2007 , Tsutsumi, 1997 , Welle, et al., 1995 ) foram de
12,08 kg ( IC95%, 10,44 kg a 13,72 kg) ( p <0,001). Um gráfico da floresta dos principais efeitos da
extensão do joelho, bem como ICs para todas as 43 coortes, é fornecido na Figura 4.
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/core/lw/2.0/html/tileshop_pmc/tileshop_pmc_inline.html?title=Click%20on%20image%20to%20zoom&p=PMC3&id=2892859_nihms195011f3.jpg
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/figure/F3/
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/figure/F4/
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Lat Pull (Lat)
Figura 4
Gráfico de tamanhos de efeitos florestais e intervalos de confiança de 95% para todas as 43 coortes (28
estudos) representando extensão do joelho, com base nos resultados da metanálise de efeitos aleatórios.
As análises dos subgrupos revelaram diferenças não significativas entre os ensaios clínicos
randomizados (estimativa combinada = 12,73 kg; IC 95%, 10,38 kg a 15,08 kg) e não-ensaios clínicos
randomizados (estimativa combinada = 9,83 kg; IC 95%, 7,93 kg a 11,73 kg), apesar dos aumentos
significativos na força pré e pós-intervenção, para coortes de ambos os modelos ( p <0,001).
A estimativa combinada da mudança da força média da linha de base para a pós-
intervenção, combinando dados de 38 coortes de tratamento (19 estudos) ( Bemben et al., 2000 ,
Beniamini et al., 1999 , Binder, et al., 2005 , Campbell et al. al., 1994 , Castaneda, et al., 2001 , de Vos,
et al., 2005 , Fatouros, et al., 2005 , Figueroa, et al., 2003 , Galvão e Taaffe, 2005 , Greiwe, et al., 2001
, Haub et al., 2002 , Haykowsky et al., 2005 , Henwood e Taaffe, 2006 , Hurlbut, et al., 2002
,Kalapotharakos et al., 2005 , Lemmer et al., 2001 , Lemmer et al., 2007 , Stewart, et al., 2005 , Welle
et al., 1995 ) foram de 10,63 kg (IC95%, 8,59). kg a 12,67 kg) ( p <0,001). Um gráfico de floresta dos
principais efeitos para lat pull, bem como ICs para todas as 38 coortes, é fornecido na Figura 5 .
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/core/lw/2.0/html/tileshop_pmc/tileshop_pmc_inline.html?title=Click%20on%20image%20to%20zoom&p=PMC3&id=2892859_nihms195011f4.jpg
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/figure/F4/
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/figure/F5/
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Figura 5
Gráfico de tamanhos de efeitos florestais e intervalos de confiança de 95% para todas as 38 coortes (19
estudos) representando lat pull, com base nos resultados da metanálise de efeitos aleatórios.
As análises dos subgrupos revelaram diferenças não significativas entre os ensaios clínicos
randomizados (estimativa combinada = 10,97 kg; IC 95%, 8,21 kg a 13,73 kg) e não-ensaios clínicos
randomizados (estimativa combinada = 9,7 kg; IC 95%, 7,26 kg a 12,14 kg), apesar dos aumentos
significativos na força pré e pós-intervenção, para coortes de ambos os modelos ( p <0,001).
Viés de publicação
O exame das plotagens de funil de Begg para leg press, supino e tração latente demonstrou
considerável simetria, sugerindo que não houve viés de publicação significativo. Os resultados do teste
de Egger confirmaram ainda nenhuma evidência de viés de publicação (p = 0,12 - 0,74), para cada um
desses principais resultados. Por outro lado, para extensão do joelho, inspeção das parcelas do funil ( 
Figura 6), bem como os resultados do teste de Egger (p <0,001) sugeriram evidências positivas de viés
de publicação. No gráfico, o par que representa a mudança real da força e seu erro padrão para cada
estudo é representado por círculos. Uma linha horizontal na altura igual à estimativa do efeito meta-
analítico ponderado por variância é desenhada com as duas paredes do cone representando os limites
do intervalo de confiança (estimativa +/- 1,96 * erro padrão), sobre cada efeito específico do estudo. A
assimetria à direita do gráfico (ou seja, onde são plotados estudos com erro padrão alto) pode indicar
evidência de viés de publicação.
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/core/lw/2.0/html/tileshop_pmc/tileshop_pmc_inline.html?title=Click%20on%20image%20to%20zoom&p=PMC3&id=2892859_nihms195011f5.jpg
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/figure/F5/
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/figure/F6/
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Figura 6
Gráfico de funil de Begg para extensão do joelho, com limites de confiança de 95%. Foi encontrada
evidência positiva de viés de publicação.
Diferença entre medidas
Diferenças significativas foram obtidas em mudanças percentuais de força entre os tipos de medidas. A
média ± erro padrão das mudanças percentuais na força foi de 29 ± 2, 24 ± 2, 33 ± 3 e 25 ± 2,
respectivamente, para leg press, supino, extensão do joelho e tração latente. Nas comparações post-hoc,
a variação percentual na extensão do joelho acabou sendo significativamente maior do que a pressão no
peito (Bonferroni ajustou o valor de p = 0,003) ou lat pull (Bonferroni ajustou o valor de p = 0,007). O
único preditor entre os estudos que teve uma associação significativa com a alteração percentual da
força foi a intensidade do treinamento. A variação percentual média da força para um aumento
incremental no subgrupo de intensidade foi de 5,3% (erro padrão = 0,9, p <0,001).
Discussão
Os principais resultados desta investigação sugerem uma associação robusta e significativa entre o
exercício resistido e a melhora da força superior e inferior do corpo entre os idosos. Do ponto de vista
da saúde pública, esses achados confirmam o valor da ERde corpo inteiro para a prevenção ou
tratamento de declínios relacionados à idade na função muscular, que por sua vez podem servir como
uma salvaguarda contra a incapacidade. Em particular, observamos efeitos principais significativos na
parte inferior do corpo (ie leg press = 31,63 kg (29%); extensão do joelho = 12,08 kg (33%)) e parte
superior do corpo (ie press no peito = 9,83 kg (24%); capacidade de tração lat = 10,63 kg (25%)) de
força, após intervenções de ER. Esses achados têm significado clínico, considerando o declínio
exagerado da força que ocorre em indivíduos sedentários após os 50 anos (Borges et al., 1989 , Larsson
et al., 1979 , Lindle et al., 1997 , Metter et al., 1997 , Narici et al., 1991 , Vandervoort e McComas,
1986 ), bem como a contribuição subsequente do déficit de força para a incapacidade e o movimento (
Pendergast et al., 1993 , Rantanen et al., 1999 , Rantanen et al., 1999 ).
Meta-análises anteriores realizadas nesta população restringiram o exame da função muscular após o
“treinamento progressivo de resistência (PRT)” a alterações na capacidade de força dos extensores do
joelho, com o objetivo de reduzir o risco de “heterogeneidade clínica” ( Latham, et al. , 2003 , Latham,
et al., 2004 , Liu e Latham, 2009 ). Esse critério é racional, dada a alta frequência com que a força de
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/core/lw/2.0/html/tileshop_pmc/tileshop_pmc_inline.html?title=Click%20on%20image%20to%20zoom&p=PMC3&id=2892859_nihms195011f6.jpg
https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2892859/figure/F6/
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extensão do joelho é relatada na literatura, bem como a relevância da força dos membros inferiores
para a locomoção, as atividades da vida diária e o risco de acidentes por escorregões e quedas (
Pijnappels, et al., 2008) Além disso, devido à grande área transversal do quadríceps, o grau de declínio
da força e atrofia muscular durante o envelhecimento parece exceder o da parte superior do corpo (
Doherty, 2003 ) e, portanto, um modelo de intervenção para efeitos positivos nos músculos inferiores. a
força do membro fornece inferência importante para o aprimoramento da capacidade funcional geral.
No entanto, as análises mencionadas produziram heterogeneidade estatística significativa nos dados de
força que não puderam ser atribuídos a diferenças na qualidade do estudo, nas características dos
participantes ou nas variáveis do programa de exercícios ( Latham et al., 2003 , Latham et al., 2004 ).
A fim de melhorar a validade externa e a generalização clínica associada à prescrição de ER em idosos,
a análise atual separou e examinou os quatro resultados de força testados com mais freqüência (por
exemplo, leg press, supino, extensão do joelho e tração latente) e submeteu cada medida para síntese
meta-analítica individual e análise post-hoc. Essas medidas foram escolhidas devido à alta frequência
de relatos na literatura e, finalmente, porque o agregado representa um indicador superior da
funcionalidade do corpo inteiro. Para nosso conhecimento, esta é a primeira meta-análise a sintetizar
dados de programas de treinamento de resistência de corpo inteiro realizados em homens e mulheres
mais velhos e a relatar os principais efeitos de vários resultados de força.
Similar às revisões anteriores ( Latham et al., 2003 , Latham et al., 2004 , Liu e Latham, 2009 ),
encontramos heterogeneidade significativa nos dados para cada estimativa de resultado e, portanto, um
modelo de efeitos aleatórios foi necessário para analisar tamanhos de efeito combinados. Com base na
regressão linear do modelo misto e nas análises de subgrupos, essa heterogeneidade não pôde ser
explicada por diferenças de idade, indicador de desenho do estudo, duração do treinamento ou volume
de treinamento resistido. Embora houvesse variabilidade nas características individuais do estudo,
quase todos os protocolos de exercícios resistidos estavam em conformidade com as recomendações do
American College of Sports Medicine (ACSM) para exercícios resistidos em idosos ( ACSM, 1998)
Além disso, de acordo com a regressão do modelo misto, a melhora da força em todos os quatro
resultados compartilhou uma relação positiva e significativa com a intensidade do treinamento de
força, sugerindo que os programas de ER de maior intensidade são superiores para a melhoria da força.
Em particular, a intensidade do treinamento variou entre aproximadamente 40-90% de 1RM. Com base
na designação a priori de baixa intensidade (<60% 1RM), intensidade baixa / moderada (60-69%
1RM), intensidade moderada / alta (70-79% 1RM) e alta intensidade (≥ 80% 1RM), a mudança média
na força relativa (ou seja, porcentagem do pré ao pós-intervenção) para um aumento incremental no
subgrupo de intensidade foi de quase 5,5%. Isso é semelhante a avaliações anteriores ( Latham et al.,
2003 , Latham et al., 2004), em que a análise de subgrupos demonstrou que o treinamento de maior
intensidade estava associado a uma maior melhoria de força entre as populações mais velhas, em
comparação com o treinamento de intensidade baixa e moderada.
Os resultados do modelo linear misto nas variáveis de prescrição de ER não identificaram relações
significativas entre a duração da intervenção ou o volume de treinamento e os efeitos de força
subsequentes. Isso é contrário aos dados de estudos independentes que demonstraram a superioridade
de maior dosagem de ER para adaptação da força longitudinalmente ( Galvao e Taaffe, 2005 ). Para a
análise atual, é concebível que a falta geral de variabilidade substancial nos regimes de treinamento nos
modelos de programa ( Tabela 1 ) possa ter envolvido esses resultados. Especificamente, sem um
número suficiente de coortes para estratificar em categorias tricotômicas para cada uma das variáveis 
(por exemplo, alto, médio e baixo volume), não é viável reunir dados de maneira eficaz para estimar os
principais efeitos individuais.
As recomendações atuais de ER publicadas são consideravelmente diferentes para adultos jovens e de
meia-idade saudáveis ( ACSM, 2009 , Kraemer, et al., 2002 ), em comparação com aquelas para
populações idosas ( ACSM, 1998 , Chodzko-Zajko, et al., 2009 , Nelson et al., 2007 ). A maioria dos
estudos de intervenção publicados e as recomendações subsequentes para adultos mais jovens
incorporaram sugestões de periodização para promover maior adaptação da força, enquanto que essas
recomendações não foram endossadas para o envelhecimento da população. Como a maioria dos
estudos em análise atual seguiu as recomendações básicas do ACSM ( ACSM, 1998 , ACSM, 1998), a
única “progressão” necessária na prescrição do treinamento era a carga absoluta de treinamento (ou
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seja, “Treinamento Progressivo de Resistência (PRT)”). No entanto, o simples aumento da carga de
treinamento ao longo do tempo pode não ser suficiente além de um certo ponto, pois isso representa
uma dependência inevitável da mesma intensidade relativa (ou seja, por capacidade máxima de força).
Portanto, é concebível que os achados atuais deturpem a verdadeira relação entre as doses de volume
de treinamento e o respectivo potencial de adaptação à força de homens e mulheres idosos. Embora os
resultados do presente estudo confirmem que o exercício resistido é muito eficaz para aumentar a
capacidade de força nessa população, são necessárias mais pesquisas que examinem intervenções com
modelos hierárquicos de prescrição de exercícios resistidos,
Comparações anteriores entre homens e mulheres jovens e / ou de meia idade e amostras de idosos
saudáveis produziram resultados conflitantes ( Hakkinen et al., 1998 , Holviala et al., 2006 , Lemmer et
al., 2000 ). Várias investigações demonstraram melhorias semelhantes de força ( Hakkinenet al., 1998 ,
Holviala et al., 2006 , Newton et al., 2002 ), enquanto outras sugerem maior adaptação da força entre as
coortes mais jovens ( Lemmer et al., 2000 , Macaluso, et al., 2000) Para a revisão atual, as análises de
regressão falharam em identificar uma associação entre sexo ou idade e os principais efeitos da força e,
portanto, implicam que a potencial resposta adaptativa é significativa para homens e mulheres, ao
longo de cada década do final da vida adulta. Embora a adaptação significativa da força seja possível
no “idoso mais velho” ( Kryger, et al., 2007 ), pode-se esperar que os benefícios da aquisição precoce
da força se traduzam em preservação superior da capacidade de movimento funcional e atividades
instrumentais da vida diária, prevenção deficiência e manutenção da independência e autonomia. De
fato, como foi sugerido recentemente, um grau razoável de variação na atrofia muscular e fraqueza
entre indivíduos mais velhos pode ser em parte atribuível ao pico atingido mais cedo na vida (Sayer et
al., 2008 ). No entanto, como uma declaração de advertência, deve-se notar que a grande maioria
desses dados atuais é proveniente de idosos saudáveis, <80 anos de idade. Certamente são necessárias
mais pesquisas para determinar a influência da ER para resultados específicos da doença e em um
espectro mais amplo de categorias etárias.
Critérios estritos de inclusão relacionados ao desenho do estudo para metanálise foram amplamente
debatidos. Revisões sistemáticas geralmente empregam apenas ensaios clínicos randomizados devido à
remoção do risco aumentado de viés em amostras não randomizadas. No entanto, houve várias revisões
recentes que não demonstraram diferenças nos tamanhos dos efeitos entre os ensaios randomizados e
não randomizados ( Benson et al., 2000 , Concato et al., 2000 ), e há amplo debate sobre o valor dessa
qualidade índice de inclusão no estudo de meta-análise ( Balk et al., 2002) No que diz respeito à
avaliação de indicadores de “qualidade” do estudo, atualmente não existe uma escala aceitável para
examinar a qualidade da pesquisa sobre intervenção no exercício. Além disso, a Cochrane
Collaboration atualizou recentemente as diretrizes para revisões sistemáticas e recomendou o uso de
escalas de qualidade devido a uma falta geral de evidências e validade de suporte ( Higgins, et al., 2009
). Portanto, a subanálise para a qualidade geral do estudo não foi realizada para a investigação atual,
embora revisões anteriores tenham relatado a falta geral de qualidade entre a maioria da literatura de
treinamento de resistência para adultos mais velhos ( Latham, et al., 2004 ).
Embora as metanálises geralmente solicitem artigos de grandes bancos de dados, normalmente há uma
limitação em relação à qualidade do design da pesquisa. No presente estudo, apenas 25 dos 47 estudos
incorporaram desenhos randomizados controlados (ECR). Os demais estudos foram classificados como
não-ECRs que geralmente não tinham um grupo controle ou envolviam a colocação de sujeitos em
grupos por conveniência, disponibilidade ou estratificação de idade / sexo. As análises de subgrupos
não demonstraram diferenças significativas para o principal efeito entre ECRs e não-ECRs e, em todos
os casos, os principais efeitos para os não-ECRs foram realmente um pouco menos do que o
demonstrado entre os modelos de ECR. Certamente, o corpo de conhecimento referente aos efeitos da
ER na força muscular entre idosos seria aprimorado se houvesse mais investigações com um
verdadeiro desenho experimental.
Como em todas as metanálises, as limitações gerais incluem a comparação de resultados agregados que
não necessariamente avaliam exatamente o mesmo construto (por exemplo, “comparação de maçãs e
laranjas”), o processo de busca e recuperação de artigos elegíveis e a influência potencial da publicação
viés ( Rosenthal, 1991 ). Para este estudo, foram feitas todas as tentativas para examinar resultados de
construto semelhante. Entretanto, enquanto revisões anteriores restringiram as análises dos efeitos da
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força à extensão do joelho ( Latham et al., 2003 ; Latham et al., 2004 , Liu e Latham, 2009 ), reunimos
dados em várias medidas de força, em um esforço para melhorar a validade externa. Cooper et al. (
Cooper et al., 1994), também relataram um “viés de recuperação” no qual os critérios para solicitar
artigos são potencialmente inadequados. Por exemplo, nessa análise, o viés de recuperação pode ter
sido um problema devido à seleção e recuperação de artigos publicados apenas no idioma inglês.
Apesar de mais de 5.000 resumos terem sido revisados, a seleção de artigos para inclusão poderia
resultar em mais publicações se esse critério não fosse estabelecido. O viés de publicação também tem
sido uma preocupação de longa data com metanálise e revisões sistemáticas. Em essência, o uso dos
dados publicados pode representar um relato inflacionado do efeito entre tratamento e resultado. Para
esse fim, muitos revisores avaliaram o viés de publicação através do exame visual de gráficos de funil.
Embora seja uma prática comum, o uso de gráficos de funil recebeu algum grau de crítica (Tang et al.,
2000 ). No momento, não existe um consenso uniforme sobre como essas parcelas devem ser
construídas para examinar a literatura sobre intervenção em exercícios e, portanto, as parcelas de funil
assimétricas devem ser interpretadas com cautela. Para as análises atuais, a única evidência de viés de
publicação determinada por esses testes foi para os principais efeitos da força de extensão do joelho.
Por fim, essa metanálise não pode inferir um efeito causal para incapacidade ou déficit funcional, por si
só. Como a fraqueza muscular relacionada à idade é uma coleção de deteriorações inter-relacionadas
que coincidemcom o envelhecimento cronológico, a melhoria da capacidade de força por meio da ER é
uma estratégia preventiva viável para complementar outras intervenções médicas e de estilo de vida. A
fraqueza muscular está associada a déficits funcionais específicos, comorbidade da doença e aumento
dos gastos com assistência médica, e, portanto, são necessários mais estudos para examinar diretamente
as opções de tratamento por essas conseqüências significativas. A investigação do exercício resistido
para populações em envelhecimento é um foco relativamente contemporâneo de bolsas de pesquisa que
une vários campos de estudo e que tem potencial para impactar significativamente a qualidade de vida
de idosos, bem como para o aprimoramento geral da saúde pública.
Conclusões
O exercício resistido é uma modalidade eficaz para homens e mulheres idosos e pode provocar
melhorias significativas na capacidade de força muscular. A análise atual apoia os achados anteriores
que sugerem uma associação positiva entre a intensidade do exercício resistido e o grau de melhora da
força. Como o declínio da força está altamente relacionado ao déficit funcional subsequente e à
comorbidade da doença, é possível que melhorias nesse parâmetro ajudem a manter a independência, a
saúde e o bem-estar geral. Atualmente, aproximadamente apenas 27% da população dos EUA se
envolve em atividades de exercício resistido no lazer ( CDC, 2009 ). As taxas de participação são
drasticamente menores para indivíduos acima de 50 anos e provavelmente são tão baixas quanto 10%
dos adultos> 75 anos ( CDC, 2009) As evidências da investigação atual confirmam a eficácia de ER de
maior intensidade como uma estratégia robusta de prevenção ou tratamento para perdas da função
muscular relacionadas à idade e, portanto, certamente são necessários maiores esforços de saúde
pública para facilitar o fornecimento desse comportamento.
Agradecimentos
Esta pesquisa é apoiada pelo NIH, NICHD, NCMRR Grant # 5-T32-HD007422. Os autores agradecem
ao Dr. Brent Alvar e à Dra. Pamela Swan pelo apoio e feedback durante a concepção deste projeto.
Nenhuma divulgação financeira foi relatadapelos autores deste artigo.
Notas de rodapé
Divulgação de financiamento : Nenhuma divulgação financeira é relatada pelos autores deste artigo.
Isenção de responsabilidade do editor: este é um arquivo PDF de um manuscrito não editado que foi aceito
para publicação. Como um serviço aos nossos clientes, estamos fornecendo esta versão inicial do manuscrito.
O manuscrito passará por cópia, tipografia e revisão da prova resultante antes de ser publicada em sua forma
final e citável. Observe que, durante o processo de produção, podem ser descobertos erros que podem afetar
o conteúdo e todas as isenções de responsabilidade legais que se aplicam ao diário pertencem.
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