综述：哌醋甲酯对注意缺陷多动障碍儿童和青少年身体生长指标的影响：一项系统评价和荟萃分析

《Frontiers in Psychiatry》：Effect of methylphenidate on physical growth indicators in children and adolescents with attention-deficit/hyperactivity disorder: a systematic review and meta-analysis

　　**摘要**

**背景**：哌甲酯（MPH）是治疗注意力缺陷多动障碍（ADHD）的一线药物。关于其对患有多动症的儿童和青少年身体成长的潜在负面影响的研究结果并不一致。因此，本研究旨在系统评估单用MPH对患有多动症的儿童和青少年身体生长参数的影响。

**方法**：在Cochrane Library、Embase、PubMed和Web of Science中进行了系统搜索，截至2025年12月，以识别报告接受MPH单治的患有多动症的儿童和青少年在治疗前后身体生长参数（包括身高、体重和体重指数（BMI）测量的临床研究。使用EndNote进行文献筛选。符合标准的研究进行了数据提取和质量评估。使用Newcastle-Ottawa量表评估队列研究，而随机对照试验则使用RoB 2.0进行评估。证据确定性使用GRADE方法进行评估。统计分析在STATA 18.0中实施。

**结果**：共纳入了33项研究，其中16项被评为高质量，17项被评为中等质量。荟萃分析表明，接受MPH治疗的患有多动症的儿童在身高Z分数（平均差异[MD] = -0.13，95%置信区间[CI] = -0.18至-0.09；I2 = 91.1%，p < 0.001）、体重Z分数（MD = -0.25，95% CI = -0.36至-0.15；I2 = 96.8%，p < 0.001）、短期平均体重（MD = -0.34，95% CI = -0.51至-0.18；I2 = 0.0%，p = 0.449）和体重指数Z分数（MD = -0.26，95% CI = -0.32至-0.20；I2 = 96.3%，p < 0.001）方面表现出显著下降，而平均BMI没有统计学上的显著差异（MD = 0.20，95% CI = -0.24至0.64；I2 = 96.0%，p = 0.449）。对于存在显著异质性的结果，进行了亚组分析和回归分析，但未发现明确的来源。

**结论**：使用MPH与患有多动症的儿童和青少年生长参数的减少显著相关。尽管效应量很小，临床医生仍应优先考虑个性化监测。未来的研究应采用更标准化的前瞻性设计，以尽量减少潜在的混杂因素。

**系统评价注册**：https://www.crd.york.ac.uk/PROSPERO/view/CRD420251117485，标识符CRD420251117485.1

**引言**
注意力缺陷多动障碍（ADHD）是一种常见的慢性神经发育疾病，其特征是注意力不集中、多动和冲动。其患病率在全球呈上升趋势，估计儿童患病率为约7.2%（1）。值得注意的是，某些个体的症状会持续到成年（2），且该疾病在男性中的患病率更高。患有多动症的儿童和青少年在发展轨迹上面临比正常发展的同龄人更大的挑战。这在多个生活领域导致不利影响，包括学业表现下降、社交互动问题、家庭关系紧张，以及患多种精神疾病的风险增加（3）。难以控制的不冲动行为和注意力不集中常常表现为课堂干扰和学业成绩下降，在严重情况下还可能导致辍学（4, 5）。此外，冲动性增加了意外伤害和接触有毒物质的风险（6）。对于学龄儿童，药物治疗是一线干预措施。Cortese等人的回顾性研究表明，早期有效治疗与更好的预后和更少的成年问题相关（7）。哌甲酯（MPH）是一种中枢神经系统兴奋剂，其主要作用机制是抑制突触转运蛋白的活性（8），从而减少突触前神经元对去甲肾上腺素和多巴胺的再摄取。这一过程提高了前额叶皮质的功能效率，并改善了皮层下和皮层回路中的去甲肾上腺素和多巴胺调节。这些神经化学改善最终改善了患有多动症的个体的注意力和执行功能（9, 10）。然而，家长和研究人员对MPH对儿童生长和发展的潜在负面影响仍存在持续担忧。目前关于ADHD药物治疗是否影响儿童身高的证据尚不一致（11–13）。MPH对生长的潜在影响可能由多种机制介导。首先，食欲下降是一个常见的不良反应，而营养摄入不足以满足生长需求可能是直接影响因素。内源性肽也可能显著参与MPH相关的厌食作用（14）。同时，MPH可能对睡眠产生负面影响，并直接增加多巴胺活性，从而抑制生长激素的分泌。其他提出的机制包括软骨组织生长减缓或破骨细胞活性的调节（15–21）。现有的荟萃分析主要集中在MPH治疗对这一特定人群身高的影响上。我们的荟萃分析旨在明确MPH对患有多动症的儿童和青少年在体重、体重指数（BMI）和身高方面的总体效应和临床意义。这项工作可能有助于临床医生实施有针对性的监测和个性化干预，以平衡治疗效果和安全性。

**材料与方法**
本荟萃分析按照《系统评价和荟萃分析的优先报告项目指南》（22）（补充材料1）进行。其方案已前瞻性注册在International Prospective Register of Systematic Reviews数据库中（CRD420251117485）。

**2.1 合格标准**
符合以下标准的文献可以被纳入：
(i) 受试者：根据DSM-III/IV/V或ICD-10标准诊断为ADHD的儿童和青少年，年龄<18岁；
(ii) 干预措施：MPH单治疗，治疗持续时间至少为三周；
(iii) 主要结果：报告干预组在治疗前后的生长参数变化，包括身高[标准差分数（SDS）或Z分数]、体重（测量值、SDS或Z分数）和BMI（测量值、SDS或Z分数）；
(iv) 研究设计：前瞻性或回顾性观察性研究，以及随机对照试验（RCTs）。

**排除标准**：
(i) 动物实验、综述、病例报告、社论、会议摘要等；
(ii) 非英文出版物；
(iii) 未指定兴奋剂药物或在治疗期间更换药物的试验；
(iv) 治疗期间同时使用其他精神药物的试验；
(v) 尽管尝试联系但无法获取全文，或数据缺失或包含严重错误的试验。

**2.2 搜索策略**
在Cochrane Library、Embase、PubMed和Web of Science中进行了全面的文献搜索，截至2025年12月16日。搜索策略结合了医学主题词和与ADHD、MPH和生长参数相关的自由文本词，包括“ADHD”、“哌甲酯”、“身高”、“体重”和“BMI”。补充材料2提供了每个数据库的完整搜索策略。为了确保全面性，还审查了纳入研究的参考文献列表及相关系统评价的参考文献列表。

**2.3 文献筛选和数据收集**
使用EndNote导入检索到的记录。两名独立研究人员根据合格标准审查标题和摘要。然后进行全文审查以进行二次筛选。通过讨论或与第三名研究人员协商解决分歧。两名研究人员使用Excel 2016独立从符合条件的研究中收集信息。信息包括作者、出版年份、标题、研究设计、国家、受试者详情（平均年龄、性别、样本量）、诊断标准、MPH治疗细节（剂型、剂量、持续时间）和结果测量。

**2.4 质量评估**
两名研究人员使用Newcastle-Ottawa量表（NOS）（23）评估队列研究的质量，评估患者选择、结果评估和组间可比性。NOS最高给予九颗星；评分为≥6星的研究被认为是高质量的。对于RCTs，应用Cochrane偏倚风险工具（RoB 2.0）来检查随机化过程、结果测量、缺失的结果数据、选择性报告和偏离预期干预的偏倚。每个领域的评分被评定为高风险、一些担忧或低风险。通过团队讨论或咨询第三名研究人员解决分歧。结果以偏倚风险（RoB）图的形式呈现。

**2.5 统计分析**
统计分析在STATA 18.0中实施。所有数据均为连续变量。平均差异（MDs）作为汇总效应度量，报告95%置信区间（CIs）。使用I2统计量和Q检验评估研究间的异质性。I2 ≥ 50%和P值< 0.10表示存在显著异质性，此时使用随机效应模型；否则，使用固定效应模型。进行亚组分析和元回归以研究异质性的可能来源。通过留一法敏感性分析评估结果的稳定性。通过漏斗图和Egger’s测试评估发表偏倚。任何显著的偏倚均使用修剪填充方法进行调整。

**3 结果**
**3.1 文献筛选**
最初的数据库检索产生了2,733条记录。去除1,041条重复记录后，对1,692条独特记录进行标题/摘要筛选，移除了1,569项内容（例如，综述、会议摘要、动物实验、病例报告）。剩余的123项研究进行了全文审查，排除了90项缺乏有效数据的研究。最终，33项研究被纳入荟萃分析（14, 17, 25–55）。图1显示了文献筛选过程。

**3.2 合格研究的特征和RoB**
33项合格研究涉及4,438名受试者，其中男性占多数（五项研究仅招募男性）。年龄范围从3岁到18岁，有两项研究专门针对学龄前儿童（3至6岁）。MPH治疗持续时间从三周到五年不等。口服MPH包括即释或缓释剂型，大多数研究涉及多种剂型。在33项研究中，4项是RCTs，15项是前瞻性研究，14项是回顾性研究。对照组的干预措施在四个RCTs中有所不同，包括安慰剂、停药期、MPH与利培酮联合使用或右旋哌甲酯。因此，定量综合仅限于分析MPH治疗组内的治疗前后的数据（补充材料3）。

**3.3 GRADE评估**
由于对照组设计和结果报告的异质性，可用于特定比较的研究数量相对有限。根据GRADE评估，大多数结果的确定性被评为低。由于研究间的显著异质性和不精确性，身高Z分数（HZS）的证据确定性被降级为非常低（补充材料5）。其余结果的证据也因样本量有限或效应估计的不精确性而被降级。

**3.4 荟萃分析结果**
**3.4.1 身高**
二十项研究报告了HZS的变化。MPH治疗导致HZS显著下降（MD = -0.13，95% CI: -0.18至-0.09；I2 = 91.1%，p < 0.001），表明存在高度异质性（图3A）。按治疗持续时间进行的亚组分析显示：≤6个月的MD为-0.09（-0.14至-0.05；I2 = 38.1%，P = 0.125），6–12个月的MD为-0.06（-0.15至-0.03；I2 = 75.8%，p < 0.001），超过12个月的MD为-0.19（-0.26至-0.12；I2 = 93.8%，p < 0.001）。按国家分层的结果如下：来自美国的六项研究的汇总MD为-0.13（-0.21至-0.06；I2 = 83.1%，p < 0.001）；来自土耳其的五项研究的MD为-0.34（-0.76至0.07；I2 = 87.8%，p < 0.001）；来自中国的三项研究的MD为-0.12（-0.15至-0.10；I2 = 19.8%，P = 0.278）。单项研究的估计值分别为：来自韩国的-0.15（-0.27至-0.04），来自西班牙的-0.06（-0.18至-0.05），来自以色列的-0.11（-0.23至-0.00），来自泰国的0.00（-0.00至0.01），来自荷兰的-0.18（-0.32至-0.05），以及一项多中心研究的0.19（-0.23至-0.61）（图3B）。元回归分析考虑了基线年龄、样本量和发表年份等因素，但未发现显著的异质性来源（补充材料6.1）。图3显示了身高z分数的元分析结果：(A) 身高z分数的森林图；(B) 按国家和随访时间划分的身高z分数的亚组分析。

3.4.2 体重
有十五项研究报告了体重Z分数（WZS）的变化。与基线相比，哌甲酯（MPH）治疗显著降低了WZS（平均差异= -0.25，95%置信区间：-0.36至-0.15；I2 = 96.8%，p < 0.001）（图4A）。按治疗持续时间进行的亚组分析显示：≤6个月的治疗组平均差异为-0.28（-0.37至-0.20；I2 = 40.9%，P = 0.133），6-12个月的治疗组为-0.23（-0.27至-0.18；I2 = 0.0%，p = 0.570），超过12个月的治疗组为-0.25（-0.42至-0.08；I2 = 98.0%，p < 0.001）。按国家分层分析的结果如下：美国五项研究的平均差异为-0.20（-0.31至-0.10；I2 = 89.5%，p < 0.001）；土耳其五项研究为-0.40（-0.73至-0.07；I2 = 92.6%，p < 0.001）；中国两项研究为-0.15（-0.27至-0.02；I2 = 87.5%，p < 0.001）；韩国一项研究为-0.35（-0.45至-0.25）；西班牙一项研究为-0.40（-0.54至-0.26）；泰国一项研究为0.03（0.01至0.05）（图4B）。元回归分析考虑了基线年龄、样本量和发表年份等因素，但未发现显著的异质性来源（补充材料6.2）。图4显示了体重z分数的元分析结果：(A) 体重z分数的森林图；(B) 按国家和随访时间划分的体重z分数的亚组分析。

九项研究报告了接受哌甲酯治疗六个月内平均体重的变化。治疗后的平均体重显著降低（平均差异= -0.34，95%置信区间：-0.51至-0.18；I2 = 0.0%，p = 0.449）（图5A）。亚组分析显示：≤1个月的治疗组平均差异为-0.23（-0.44至-0.02；I2 = 0.0%，P = 0.774），1-6个月的治疗组为-0.51（-0.76至-0.25；I2 = 2.0%，p = 0.410）（图5B）。

3.4.3 体质指数（BMI）
有十五项研究报告了BMI Z分数的变化。与基线相比，哌甲酯治疗显著降低了BMI Z分数（平均差异= -0.26，95%置信区间：-0.32至-0.20；I2 = 96.3%，p < 0.001）（图6A）。按治疗持续时间进行的亚组分析显示：≤6个月的治疗组平均差异为-0.65（-1.02至-0.27；I2 = 97.3%，p < 0.001），6-12个月的治疗组为-0.10（-0.29至0.10；I2 = 91.7%，p < 0.001），超过12个月的治疗组为-0.20（-0.25至-0.14；I2 = 95.1%，p < 0.001）。按国家分层分析的结果如下：美国两项研究的平均差异为-0.24（-0.40至-0.09；I2 = 38.5%，p = 0.181）；土耳其四项研究为-0.46（-1.16至-0.23；I2 = 96.8%，p < 0.001）；中国两项研究为-0.09（-0.56至0.39；I2 = 81.1%，p = 0.006）；西班牙两项研究为-0.29（-0.48至-0.11；I2 = 90.0%，p < 0.001）；韩国一项研究为-0.57（-0.92至-0.23）；以色列一项研究为-0.07（-0.22至-0.08）；英国一项研究为-0.04（-0.00至0.09）；荷兰一项研究为-0.05（-0.65至-0.35）；一项多中心研究为-0.35（-0.86至-0.16）（图6B）。元回归分析考虑了基线年龄、样本量和发表年份等因素，但未发现显著的异质性来源（补充材料6.3）。图6显示了BMI z分数的元分析结果：(A) BMI z分数的森林图；(B) 按国家和随访时间划分的BMI z分数的亚组分析。

十项研究报告了平均BMI的变化。但总体效应未达到统计显著性（平均差异= 0.20，95%置信区间：-0.24至0.64；I2 = 96.0%，p = 0.449）（图7A）。按治疗持续时间进行的亚组分析显示：≤3个月的治疗组平均差异为-0.50（-0.94至-0.07；I2 = 0.0%，P = 0.660），超过12个月的治疗组为0.55（0.00至1.10；I2 = 97.7%，p < 0.001）。按国家划分的亚组结果如下：土耳其四项研究的平均差异为-0.59（-1.06至-0.12；I2 = 0.0%，p = 0.649）；美国两项研究为0.48（-2.03至2.99；I2 = 97.0%，p < 0.001）；英国一项研究为0.74（0.25至1.23）；中国一项研究为0.64（0.35至1.23）；伊朗一项研究为0.30（-0.60至1.20）；斯洛伐克一项研究为-0.05（-1.15至1.05）（图7B）。元回归分析考虑了基线年龄、样本量和发表年份等因素，但未发现显著的异质性来源（补充材料6.4）。

3.4.4 性别亚组
分析包括了五项报告哌甲酯治疗前后Horseman-Z score (HZS) 和 Weight-Z score (WZS) 性别分层变化的研究，以及两项仅纳入男童的研究。治疗后HZS显著降低（平均差异= -0.09，95%置信区间：-0.12至-0.06；I2 = 94.0%，p < 0.001）（图8A）。亚组分析显示：男性的平均差异为-0.26（-0.38至-0.14；I2 = 95.3%，P < 0.001），女性为-0.29（-0.58至-0.00；I2 = 91.4%，P < 0.001）（图8B）。WZS也显著降低（平均差异= -0.38，95%置信区间：-0.48至-0.28；I2 = 97.0%，p < 0.001）（图8C）。亚组分析显示：男性的平均差异为-0.35（-0.59至-0.11；I2 = 97.9%，P < 0.001），女性为-0.45（-0.79至-0.12；I2 = 94.7%，P < 0.001）（图8D）。

四项研究报告了性别分层后的BMI Z分数变化，以及一项仅纳入男童的研究。研究发现BMI Z分数显著降低（平均差异= -0.38，95%置信区间：-0.45至-0.30；I2 = 94.0%，p < 0.001）（图8E）。亚组分析显示：男性的平均差异为-0.60（-0.95至-0.25；I2 = 98.3%，P < 0.001），女性为-0.29（-0.54至-0.04；I2 = 88.6%，P < 0.001）。分析未发现性别是异质性的来源（图8F）。

3.5 敏感性分析
对每个结果进行的留一法敏感性分析表明，没有一项单独的研究对综合效应估计产生显著影响，表明结果稳定性良好（图9）。

3.6 发表偏倚
Egger检验和漏斗图被用来评估所有结果的发表偏倚。HZS（p < 0.001）、WZS（p = 0.012）和BMI Z分数（p < 0.001）均检测到显著发表偏倚，这与Egger检验结果一致（P < 0.05）（图10；补充材料7）。采用了修剪和填充（trim-and-fill）方法进行调整；调整后的结果没有反转，表明检测到的偏倚并未损害结果的可靠性（补充材料8）。

4 讨论
我们的元分析系统地评估了哌甲酯（MPH）单药治疗对儿童和青少年多动症（ADHD）患者身体生长参数的影响。研究结果表明，MPH治疗可能与生长缺陷有关，因为治疗前后体重、BMI和身高出现了显著差异。最显著的变化出现在体重上。尽管如此，尚未确定明确的影响因素。尽管理论上患者可能需要长期药物治疗，但生长缺陷的潜在风险需要临床关注。

就身高而言，MPH治疗导致HZS相对于基线显著降低，这与之前的元分析结果一致（56）。许多临床研究表明MPH可能与生长缺陷相关。然而，在身高方面，这些降低被认为是微小的。这表明临床表现为生长速度的轻微减缓，而不是明显的生长障碍，这种效应可能会随时间减弱。欧洲委员会进行的一项为期两年的前瞻性研究支持了这一观点（57）。MPH是一种中枢兴奋剂，其多巴胺能和肾上腺素能作用可能抑制胰岛素样生长因子的释放（25）。此外，MPH调节中枢多巴胺浓度，可能干扰生长激素的分泌——生长激素是儿童线性生长的关键调节因子。这种干扰可能解释了停止使用兴奋剂后生长追赶的可能性（35）。MPH对身高的长期影响及其潜在机制需要进一步研究。

最近的一项大规模队列研究随访至成年期（58）发现，尽管MPH治疗导致的成年身高降低显著，但绝对差异小于1厘米（P<0.001），表明临床相关性有限。值得注意的是，尽管总体效应不大，但在基线身高较低或处于快速青春期生长的个体中，这种轻微的生长减缓可能仍然具有临床意义。鉴于MPH在临床实践中常被长期使用，本研究包括了不同年龄段的参与者，随访时间最长达到五年。这表明相当比例的患者在整个青春期都接受了药物治疗。因此，期望治疗停止后出现生长追赶的结果似乎不现实，从而对长期使用者最终的成年身高构成潜在风险。因此，不应仅基于总体效应的小幅度就忽视其对特定高风险亚群的可能影响。

关于体重，治疗后WZS显著降低，并伴有短期体重减轻。这与先前的研究结果一致（59）。大多数研究直接报告MPH可在儿科患者中引起短期体重减轻。然而，从长期来看，WZS的降低效应虽然在统计上显著（平均差异= -0.25），但临床意义不大。MPH对体重的抑制作用可能具有时间依赖性和可逆性。泰国的一项回顾性观察性研究显示，WZS在治疗的第一个年度从0.1262降至0.1177，在第二年度有所恢复，并在第三和第四年度继续增加（36）。这种模式可能与使用的MPH剂量较低有关。总体而言，现有证据表明MPH对体重的影响更类似于早期的显著生长偏差，这种偏差会随时间减弱。食欲抑制是MPH的常见不良反应，导致食物摄入减少。能量、蛋白质、钙和其他关键营养素的长期不足可能直接导致体重减轻。相反，有限的证据将营养缺乏与MPH治疗期间的生长迟缓联系起来（60），这可能反映了个体对兴奋剂反应的差异性（61）。此外，儿童ADHD症状的固有异质性可能导致现有的饮食行为问题。这些问题可能与药物的副作用相互作用，使得难以区分它们的因果关系。现有证据不足以表明大多数儿童会出现严重的营养不良或仅仅因为体重减轻就需要停药。MPH对体重的短期不良反应似乎被其预期的益处所抵消，因此没有具体指南建议仅因体重减轻而调整治疗。少数个体可能出现更明显的体重和食欲抑制，这值得关注。

BMI Z分数在MPH治疗后显著降低，这与大多数先前的临床发现一致。然而，这并不表示存在营养不良状态。此外，平均BMI变化的总体效应并未达到统计显著性。对于BMI而言，小效应的临床意义高度个体化，很大程度上取决于患者的基线身体状况。一项研究比较了接受MPH治疗前后正常体重儿童与超重/肥胖儿童的BMI变化。治疗一到三年后，超重/肥胖组的BMI标准差（BMI-SDS）降低幅度明显大于正常体重组（62）。然而，并非所有研究都观察到BMI Z分数的降低（51）。一些研究探讨了ADHD与儿童和青少年超重/肥胖之间的关系。Anderson等人（63）报告称，ADHD儿童与其正常同龄人的BMI Z分数没有统计学上的显著差异。尽管如此，大多数研究表明，患有多动症（ADHD）的儿童可能存在更高的肥胖率，但它们并不一定表现出较高的超重率或平均体重指数（BMI）（64, 65）。这种差异可能源于ADHD症状表现的不同。冲动和注意力不集中可能导致饮食模式紊乱，增加超重和肥胖的风险（66）。此外，与ADHD相关的学习困难和压力会负面影响饮食习惯和睡眠，进而影响营养状况（67）。在临床实践中，BMI经常被用作个体营养状况的指标。对于基线BMI较高的患者，BMI Z分数的降低可能反映了向更健康的BMI范围转变，这可能具有中性甚至有益的效果（68）。相反，对于基线BMI已经在较低百分位的儿童，这样的降低可能会使他们面临体重过轻的风险，从而引发实际的临床担忧。虽然本研究中没有研究将骨矿物质密度（BMD）作为结果指标，但骨骼健康对于药物相关的生长安全性同样重要。Carucci等人（26）通过长期使用中枢兴奋剂（MPH）后评估骨龄来补充这一观点，他们发现治疗24个月后骨成熟仅有轻微加速。现有文献关于BMD变化的研究结果并不一致：Fu等人（69）和Poulton等人（70）报告称使用兴奋剂与骨量积累减缓或BMD降低有关，而Lahat等人（71）则观察到使用MPH后BMD没有显著差异。这些差异可能源于方法学差异和人群特征的不同。一项包含五项非随机研究的最新综述（72）得出结论，儿童期接触兴奋剂与骨密度受损有关。然而，由于大多数可用证据并不严格限于MPH单药治疗，因此对这些结果的外推需要谨慎。从机制上看，MPH可能通过减少营养摄入或间接的交感神经兴奋作用影响骨量和骨代谢。BMI作为营养状况的标志物，与骨量积累密切相关。鉴于本研究中观察到的体重和BMI Z分数的下降，我们认为现有证据表明MPH相关的生长效应超出了线性生长的范畴，应进一步研究这种效应对骨骼健康的潜在影响。

基于上述讨论，未来的研究应采用更明确和标准化的方法策略。具体来说，建议采用前瞻性纵向设计，在标准化的评估时间点系统报告各种身体生长结果，并明确记录MPH的配方、剂量、累积暴露量和治疗中断情况。此外，应充分考虑可能影响生长轨迹的重要个体因素，如基线营养状况、青春期阶段以及骨龄或BMD，以更全面地评估MPH对生长和发育安全性的长期影响。未来的研究还应在可能的情况下延长随访时间，或者进行按青春期阶段分层的长期纵向调查，以更好地区分暂时的生长放缓与持续的长期效应。

**优势与局限性**
本研究仅关注MPH单药治疗对生长参数的影响，排除了同时使用其他精神药物或特定行为疗法的研究。这种方法旨在隔离药物本身的潜在生长缺陷效应及其持久性。此外，本研究通过涵盖体重、BMI和身高的变化，提供了MPH对不同生长指标影响的全面解释。研究纳入了来自亚洲、欧洲和美洲的参与者，反映了MPH在多种种族中的影响。

需要承认几个局限性。首先，分析主要集中在观察性研究上，尽管前瞻性和回顾性设计的比例相当，但随机对照试验（RCT）的比例较低。因此，汇总的效果估计不可避免地受到非随机研究本身的局限性影响，包括混淆变量、选择偏差和信息偏差。研究人群在症状、共病状况和基线营养状况方面的差异——这些因素都可能影响儿童的生长轨迹——在各研究中未能得到统一控制。此外，治疗相关因素（如MPH剂量调整和依从性）在各研究中的报告不一致。大多数结果都存在较大的异质性。尽管应用了随机效应模型进行校正，但未能明确识别出导致这些异质性的来源。其次，尽管计划按剂量和配方进行亚组分析，但由于方法学上的不一致性（如配方区分不清、未报告的剂量调整过程和单位不一致），这些分析无法进行。第三，现有研究缺乏长期随访数据，因此无法得出关于MPH对最终成人身高和体重长期影响的明确结论。第四，发表偏倚可能影响了本次分析的效果估计，因为所包含的证据主要来自已发表的文献，没有系统地纳入灰色文献或未发表的研究。因此，统计上显著或提示生长抑制的结果更有可能被发表，可能导致汇总效应大小的过高估计。虽然使用了漏斗图和Egger检验来评估发表偏倚，但后者显示出大多数结果指标存在显著的发表偏倚。尽管通过修剪和填充方法进行了调整，但由于符合条件的研究之间的高异质性，无法完全重建未发表的数据，这可能给最终的汇总效应估计带来一些争议。因此，应对结果进行谨慎解读。第五，只纳入了英文研究，这可能引入了语言偏见，尤其是考虑到按国家分层进行的亚组分析时。虽然这些差异可能反映了真正的区域性差异，但也可能部分受到语言限制和证据代表性不足的影响。因此，应对这些发现持谨慎态度。最后，大多数研究涵盖了广泛的年龄范围，这意味着许多参与者接近或正处于青春期——这一时期生长迅速且个体差异显著。只有三项符合条件的研究（14, 37, 54）进行了年龄分层，且截断点各不相同，这使按照特定青春期状态或年龄分层的分析变得复杂。

总之，这项荟萃分析表明，使用MPH与ADHD儿童和青少年的生长参数降低之间存在显著相关性。尽管效应大小较小，但对于需要长期药物治疗的儿童来说不容忽视。在开始治疗时，临床医生应优先考虑个性化管理，监测生长曲线并考虑每个个体的生长轨迹。对于那些身高或体重增长明显放缓的个体，可以考虑“停药假期”以减轻潜在的长期不良反应。未来的研究应优先采用标准化协议的前瞻性设计，进一步阐明MPH相关生长效应的机制及其对长期发展结果（尤其是成人身高）的影响。在治疗开始前评估生长参数并定期绘制生长曲线图是可行的措施，以确保ADHD患者药物治疗的风险-效益平衡。