AllocationWe assessed risk of bias

Allocation
We assessed risk of bias for random sequence generation as low
in eight studies (80%) and unclear in the remaining two studies
(20%). We assessed risk of bias for allocation concealment as low
for seven studies (70%) and unclear for the remaining three stu
dies
(30%) (
Figure 3
).
Blinding
With participant recall or active registration of falls by the p
ar-
ticipant themselves through a falls calendar or diary, we asse
ssed
the risk of bias for blinding as high in eight studies (80%) and
as
unclear in two studies (20%) (
Figure 3
). In the latter two studies
(
Sato 2005a
;
Sato 2011
), falls were recorded by nursing staff filling
out standardised fall protocols for institutionalised or ho
spitalised
people after stroke, but nurses recording falls would also be
dis-
pensing medication.
Incomplete outcome data
We scored the risk of bias for incomplete outcome data addressed
as low for eight studies (80%) and high for the remaining two
studies (20%) (
Figure 3
).
Selective reporting
We assessed reporting bias as low in eight studies (80%) and hi
gh
in the remaining two studies (20%) (
Figure 3
).
Other potential sources of bias
We also assessed whether the falls/fallers outcome was ascert
ained
reliably. For this item, we scored the risk of bias as low for se
ven
studies (70%), high for two studies (20%) and unclear for the
remaining study (10%) (
Figure 3
). The seven studies that scored
low all used a falls calendar that had to be returned monthly wi
th
follow-up telephone calls if necessary. The two studies that sco
red
high (
Dean 2010
;
Green 2002
) used retrospective recall of six
months and three months respectively. We assessed
Holmgren
2010
as being at unclear risk because it was not apparent whether
the falls calendar that they used for the six-month follow-up ha
d
to be returned monthly, three-monthly or after six months, an
d if
there were any follow-up telephone calls.
Effects of interventions
Exercises
Our searches identified five studies that evaluated the effect o
f
exercises on falls (
Dean 2010
;
Dean 2012
;
Green 2002
;
Lau
2012
;
Marigold 2005
). As we also identified one multiple trial
(
Holmgren 2010
) and one multifactorial trial (
Batchelor 2012)

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

การปันส่วนเราประเมินความเสี่ยงของความโน้มเอียงในลำดับสุ่มเป็นต่ำในการศึกษา 8 (80%) และไม่ชัดเจนในการศึกษาสองที่เหลือ(20%) เราประเมินความเสี่ยงของความโน้มเอียงในการปันส่วนการปิดบังความเป็นต่ำศึกษา 7 (70%) และไม่ชัดเจนใน stu สามเหลือตาย(30%) (รูปที่ 3).Blindingเรียกคืนผู้เข้าร่วมหรือลงทะเบียนใช้งานอยู่ของน้ำตกโดย par-ticipant ตัวเองผ่านน้ำตกปฏิทินหรือบันทึกประจำวัน เรา assessedความเสี่ยงของความโน้มเอียงใน blinding เป็นสูงในการศึกษา 8 (80%) และเป็นชัดเจนในการศึกษา 2 (20%) (รูปที่ 3). ในการศึกษาสองหลัง(ซา 2005a;ซาโต้ 2011), น้ำตกถูกบันทึก โดยพยาบาลเจ้าหน้าที่ที่กรอกข้อมูลออกแบบตกโพรโทคอลสำหรับผสม หรือโฮspitalisedคนหลังจากจังหวะ แต่พยาบาลบันทึกตกยังจะโรค-pensing ยาข้อมูลผลที่ได้ไม่สมบูรณ์เราคะแนนความเสี่ยงของความโน้มเอียงสำหรับส่งข้อมูลสมบูรณ์ผลสำหรับส่วนที่เหลือสองสูง และต่ำสำหรับแปดศึกษา (80%) เป็นการศึกษา (20%) (รูปที่ 3).เลือกรายงานเราประเมินความโน้มเอียงที่รายงานเป็นต่ำสุด ในการศึกษา 8 (80%) และอินเตอร์ที่พักในการศึกษาสองที่เหลือ (20%) (รูปที่ 3).อื่น ๆ อาจทำให้การความโน้มเอียงเรายังประเมินว่าผลลัพธ์ ฟอลส์/fallers เป็น ascertainedได้ สำหรับสินค้านี้ เราคะแนนความเสี่ยงของความโน้มเอียงเป็นต่ำสำหรับ seเวนศึกษา (70%), สูงสำหรับสองศึกษา (20%) และไม่ชัดเจนในการศึกษาที่เหลือ (10%) (รูปที่ 3). เจ็ดการศึกษาที่คะแนนต่ำใช้ปฏิทินน้ำตกที่จะส่งคืนรายเดือนอินเตอร์thติดตามโทรศัพท์ถ้าจำเป็น ทั้งสองศึกษาพร้อม sco ที่สีแดง(สูงคณบดี 2010;กรีน 2002) ใช้เรียกคืนที่คาดของหกเดือน และ เดือนที่สามตามลำดับ เราประเมินHolmgren2010เป็นที่ชัดเจนได้เนื่องจากไม่ชัดเจนว่าน้ำตกปฏิทินที่จะใช้ในการติดตาม 6 เดือนฮาdจะส่งคืนรายเดือน ราย 3 เดือน หรือหลัง จากหก เดือน การถ้า dมีการโทรศัพท์ติดตามผลผลของการแทรกแซงออกกำลังกายการค้นหาของเราระบุศึกษา 5 o ผลประเมินfออกกำลังกาย(น้ำตกคณบดี 2010;คณบดี 2012;กรีน 2002;Lau2012;ปี 2005 ดาวเรือง). เรายังระบุว่าหนึ่งทดลองหลาย(Holmgren 2010) และหนึ่ง(ทดลอง multifactorialแบทเชเลอร์ 2012)

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

จัดสรรเราประเมินความเสี่ยงของการมีอคติในการผลิตสุ่มลำดับต่ำสุดในรอบแปดการศึกษา(80%) และไม่มีความชัดเจนในส่วนที่เหลืออีกสองการศึกษา(20%) เราประเมินความเสี่ยงของการมีอคติในการปกปิดการจัดสรรที่ต่ำเป็นเวลาเจ็ดการศึกษา (70%) และไม่มีความชัดเจนสำหรับที่เหลืออีกสามสตูตาย(30%) (รูปที่3). Blinding กับผู้เข้าร่วมการเรียกคืนหรือการลงทะเบียนการใช้งานของน้ำตกโดยพีar- ticipant ตัวเอง ผ่านน้ำตกปฏิทินหรือไดอารี่เรา Asse ssed ความเสี่ยงของการมีอคติสำหรับแสนสูงในรอบแปดการศึกษา (80%) และเป็นความชัดเจนในการศึกษาทั้งสอง(20%) (รูปที่3) ในระยะหลังทั้งสองการศึกษา(ซาโต2005A; Sato 2011) น้ำตกที่ถูกบันทึกไว้โดยเจ้าหน้าที่พยาบาลกรอกออกโปรโตคอลมาตรฐานสำหรับฤดูใบไม้ร่วงหรือสถาบันโฮspitalised คนหลังจากที่จังหวะ แต่พยาบาลบันทึกตกก็จะปรากฏยาpensing. ข้อมูลผลไม่สมบูรณ์เราทำแต้มความเสี่ยงของการมีอคติข้อมูลผลสมบูรณ์จ่าหน้าที่ต่ำเป็นเวลาแปดการศึกษา (80%) และสูงสำหรับที่เหลืออีกสองการศึกษา(20%) (รูปที่3). รายงานที่เลือกเราประเมินรายงานอคติต่ำสุดในรอบแปดการศึกษา (80%) และ สวัสดี GH ในส่วนที่เหลืออีกสองการศึกษา (20%) (รูปที่3). แหล่งที่มีศักยภาพอื่น ๆ ของอคตินอกจากนี้เรายังประเมินไม่ว่าจะเป็นน้ำตก/ fallers ผลถูก ascert ained ได้อย่างน่าเชื่อถือ สำหรับรายการนี้เราได้คะแนนความเสี่ยงของการเป็นอคติต่ำที่ se ven การศึกษา (70%), สูงสำหรับการศึกษาทั้งสอง (20%) และไม่ชัดเจนสำหรับการศึกษาที่เหลือ(10%) (รูปที่3) เจ็ดการศึกษาที่ได้คะแนนต่ำใช้ปฏิทินน้ำตกที่จะต้องกลับมาเป็นรายเดือนไร้บริบูรณ์ติดตามสายโทรศัพท์ในกรณีที่จำเป็น สองการศึกษาที่ SCO สีแดงสูง(คณบดี2010; กรีน 2002) ที่ใช้ในการเรียกคืนย้อนหลังหกเดือนและสามเดือนตามลำดับ เราประเมินฮัวเกรน2010 ในฐานะที่เป็นความเสี่ยงที่ไม่ชัดเจนเพราะมันไม่ได้ชัดเจนไม่ว่าจะเป็นปฏิทินน้ำตกที่พวกเขาใช้สำหรับหกเดือนติดตามฮ่างจะถูกส่งกลับรายเดือนสามเดือนหรือหลังจากหกเดือนเป็นd ถ้ามีคนใดติดตามโทรศัพท์. ผลของการแทรกแซงการออกกำลังกายการค้นหาของเราระบุห้าที่การศึกษาการประเมินผลกระทบo ฉออกกำลังกายในฟอลส์(คณบดี2010; คณบดี 2012; สีเขียว 2002; Lau 2012; ดาวเรือง 2005) ในขณะที่เรายังระบุหนึ่งในการพิจารณาคดีหลาย(ฮัวเกรน2010) และเป็นหนึ่งในการพิจารณาคดี multifactorial (Batchelor 2012)