Акупунктура при костно-мышечной боли: мета-анализ и мета-регрессия ложных контролируемых рандомизированных клинических исследований

1. Поиск литературы Наша поисковая стратегия определила 3252 потенциально подходящих статей ( рисунок...
2. Характеристики участников
3. Характеристики вмешательства
4. Фиктивные акупунктурные характеристики
5. Риск предвзятости и методологического проектирования
6. Эффекты иглоукалывания и мета-регрессии в разных условиях
7. Боль в шее
8. Боль в плече
9. Боль в шее и плечах
10. Боль в пояснице
11. остеоартрит
12. Боль в височно-нижнечелюстном суставе (миофасциальная боль)
13. фибромиалгии
14. Боковой эпикондилит (теннисная боль в локте или руке)
15. Ревматический артрит
16. Мета-регрессия для исследования конкретных ковариат по боли в общих условиях
17. Общий уклон публикации
18. Рейтинг доказательств

Поиск литературы

Наша поисковая стратегия определила 3252 потенциально подходящих статей ( рисунок 1 ). Всего было исключено 731 дубликатов, и 2205 дополнительных записей были также исключены на основании их названий или резюме по причинам, например, не связанным с иглоукалыванием или скелетно-мышечными нарушениями, не контролируемыми SA или не РКИ. После того, как полнотекстовые статьи были оценены на предмет соответствия критериям, 253 записи были исключены по таким причинам, как нерелевантность указанного PICO (результат сравнения вмешательства пациента), а не РКИ или в формате систематического обзора. В итоге 63 РКИ 25 , 26 , 27 , 28 , 29 , 30 , 31 , 32 , 33 , 34 , 35 , 36 , 37 , 38 , 39 , 40 , 41 , 42 , 43 , 44 , 45 , 46 , 47 , 48 , 49 , 50 , 51 , 52 , 53 , 54 , 55 , 56 , 57 , 58 , 59 , 60 , 61 , 62 , 63 , 64 , 65 , 66 , 67 , 68 , 69 , 70 , 71 , 72 , 73 , 74 , 75 , 76 , 77 , 78 , 79 , 80 , 81 , 82 , 83 , 84 , 85 , 86 , 87 (6382 участника) были включены в наш систематический обзор. Из них 61 (59 испытаний сообщили о боли, а 31 - инвалидности) сообщили о непрерывных данных и провели метаанализ, а 2 40 , 42 сообщили о боли как дихотомических данных. Последние также были подвергнуты качественному анализу. Пятьдесят девять исследований, которые сообщали о боли как о непрерывных данных, также были включены в мета-регрессию. Значение каппа для соглашения между рецензентами (QLY и JTM) было 0,91, что указывает на отличное согласие.

Характеристики исследования

Все включенные исследования были опубликованы в период с 1975 по 2013 год (медиана 2007 года). Размеры выборки варьировались от 10 до 745 человек (медиана 42, IQR от 28 до 99, всего 6382). Восемь типов условий были включены: NP, SP, LBP, OA, RA, боль в руке (AP), FM и MP ( Таблица 1 ). Основные характеристики включенных испытаний показаны в Дополнительная таблица S4 ; демографические характеристики показаны в Дополнительная таблица S5 ; характеристики иглоукалывания и SA показаны в Дополнительные таблицы S6 а также S7 ; причины исключения из суда приведены в Дополнительная таблица S8 ; и преобразование данных и извлечение данных из рисунков показаны в Дополнительная таблица S9 ,

Таблица 1: Типы включенных условий и общие характеристики.

Характеристики участников

Доля женщин колебалась от 0% до 100% (в среднем 70,3%). В шесть исследований были включены только женщины, в одном - только мужчины, в 53 - и женщины, и мужчины, а в 3 исследованиях не сообщалось о поле. Средний возраст составлял от 20,86 до 76,01 года (медиана 47,9 года), и все участники были взрослыми (возраст ≥18 лет). В 63 исследованиях сообщалось о средней интенсивности боли в начале исследования, которая варьировала от 2,73 до 8,94 (в среднем 6,05) на VAS 10 см. В четырех исследованиях сообщалось об острой боли (<3 месяца, NP = 1, LBP = 3) от продолжительности боли в начале исследования; другие сообщили о хронической боли (≥3 месяцев).

Характеристики вмешательства

Для всех испытаний был диапазон от 1 до 24 сеансов лечения (медиана 8, IQR от 3,5 до 10); общие периоды лечения варьировались от 1 до 26 недель (медиана 4, IQR от 3 до 6); и частота лечения варьировалась от 1 до 7 раз / неделю (медиана 2, IQR 1 до 2). Наиболее распространенная продолжительность лечения для каждого сеанса составляла 20 или 30 минут. В некоторых исследованиях количество акупунктурных точек не было четко указано, особенно для индивидуальных групп акупунктуры, в которых количество акупунктурных точек варьировалось от пациента к пациенту. Таким образом, валовые оценки были сделаны на основе описаний, включенных в протоколы испытаний. Количество баллов варьировалось от 1 до 19 (медиана 9, IQR 4,7–12).

Фиктивные акупунктурные характеристики

В настоящее время SA обычно разрабатывается в соответствии с двумя факторами: расположение ложных игл (то есть, те же точки акупунктуры, что и в реальной иглоукалывании, латеральные или реальные точки акупунктуры или точки в разных или не относящихся к делу условиях) и глубина ложной иглы (то есть непроникновение, поверхностное проникновение или нормальное проникновение). После расчета перестановки и комбинации было выявлено восемь типов SA. В 25 исследованиях (39,7%) использовалась притворная тупая игла с непроникающим проникновением в тех же точках, что и в группе вмешательства.

Риск предвзятости и методологического проектирования

Показатели качества всех исследований варьировались от 4 до 11 (медиана 8, IQR от 6 до 9) ( Дополнительная таблица S10 , Рис. 2 ). Шестнадцать исследований были низкого качества (оценка ≤6), а остальные 47 исследований были высокого качества (оценка> 6). Показатели отсева колебались от 0% до 33,3% (медиана 3,84%, IQR от 0% до 14,6%); В 50 исследованиях сообщалось об истощении менее 15%. В 32 исследованиях был проведен анализ ITT, в 29 - нет, а в 2 исследованиях нет ясности. Сорок девять исследований сообщили о своих методах рандомизации (компьютер или центральный вызов), а остальные 14 исследований были неясными. Тридцать три испытания сообщили о правильном распределении сокрытия (непрозрачные печати и центральный вызов); остальные 30 не сообщили об этом четко. Пятьдесят пять испытаний были двойными слепыми (пациенты и эксперты были ослеплены); однако ни в одном из исследований лица, обеспечивающие уход, не были ослеплены. Три из включенных испытаний имели дизайн кроссовера, в то время как другие имели параллельный дизайн. Один или несколько дополнительных методов лечения, таких как использование нестероидных противовоспалительных препаратов (НПВП), были добавлены к обеим группам во многих исследованиях.

Рисунок 2: Риск смещения для включенных исследований.

Q, вопрос. Q1, был ли метод рандомизации адекватным? Q2, было ли скрыто распределение лечения? Q3, были ли группы схожи по базовым показателям в отношении наиболее важных прогностических показателей? Q4, пациент был ослеплен к вмешательству? В5, Был ли поставщик услуг закрыт для вмешательства? Q6, Был ли эксперт по оценке результатов слепым к вмешательству? В7, Были ли со-вмешательства избегены или похожи? Было ли соблюдение приемлемым во всех группах? Был ли показатель отсева описан и приемлем? Были ли сроки оценки результатов одинаковыми во всех группах? Был ли включен анализ намерения лечить? Являются ли отчеты об исследовании свободными от предположения о выборочных отчетах о результатах?

Эффекты иглоукалывания и мета-регрессии в разных условиях

Все условия (общий суммарный эффект)

После того, как все испытания были объединены, статистически значимые различия в пользу группы вмешательства как для облегчения боли (59 испытаний, 4980 человек, SMD -0,61, 95% ДИ, от -0,76 до -0,47; P <0,001), так и улучшения инвалидности ( Было найдено 31 исследование, 4876 человек, от -0,77, от -1,05 до -0,49; P <0,001), и в обоих случаях клиническое значение, по-видимому, было от умеренного до большого, основываясь на дисперсии определений Коэна. Однако в обоих случаях наблюдалась значительная неоднородность (P <0,001), при этом значения I2 составляли 80,4% для боли и 94,7% для инвалидности. Таким образом, эти анализы показали, что реальное иглоукалывание оказало большее влияние на облегчение боли и улучшение нетрудоспособности, чем SA. Лесные участки (см. Фигуры S1 и S2 в файл дополнительной информации ) были использованы для демонстрации размеров эффекта, доверительных интервалов и весовых коэффициентов как боли, так и инвалидности для отдельных испытаний и для всех объединенных испытаний. Наибольшие веса для любого отдельного исследования составляли 2,49% для боли и 3,72% для инвалидности. Количество испытаний, которые показали значительные различия в пользу реальной иглоукалывания по сравнению с SA, составило 30 (50,85%) для боли и 13 (41,94%) для инвалидности. Одно испытание 38 (Goldman 2008) сообщил, что SA превосходил реальное иглоукалывание при боли, связанной с латеральным эпикондилитом. Подгруппа и анализ чувствительности были показаны в Таблица 2 (от боли) и Таблица 3 (по инвалидности). Результаты мета-регрессии и возможные источники неоднородностей для каждого отдельного болевого состояния также были обобщены ( Таблицы 4 а также 5 ).

Таблица 2: Подгруппа и анализ чувствительности (боль).Таблица 3: Подгруппа и анализ чувствительности (инвалидность).Таблица 4: Результаты мета-регрессии и возможные источники гетерогенности для каждого отдельного состояния, связанного с болью.Таблица 5: Анализ подгрупп возможных источников неоднородности, объясненных дизайном ложной акупунктуры для индивидуальных условий.

Боль в шее

Шесть исследований 25 , 26 , 27 , 28 , 29 , 30 (n = 413) сообщили о средних баллах боли и были объединены с умеренным эффектом в пользу реальной иглоукалывания по сравнению с SA (SMD -0,42, от -0,62 до -0,22; P <0,001) ( Рис. 3 ) без существенной неоднородности (I2 = 0%, P = 0,84). Анализ ножом-ножом существенно не изменил результаты. Тест Эггера не выявил признаков систематической ошибки публикации (коэффициент = -0,63; P = 0,39).

Рисунок 3: Мета-анализ иглоукалывания по сравнению с SA для NP при боли.

CI, доверительный интервал; НП, боль в шее; SA, фиктивная иглоукалывание; SD, стандартное отклонение.

Для инвалидности, пять исследований 25 , 27 , 28 , 29 , 30 (n = 368) были объединены, и SMD был -0,33 (от -0,54 до -0,13, P = 0,002) ( Рис. 4 ). Этот результат показал, что реальная иглоукалывание оказало небольшое влияние на улучшение инвалидности по сравнению с SA. Не было обнаружено значительной гетерогенности (I2 = 0%, P = 0,979). Анализ ножом существенно не изменил результаты. Тест Эггера не выявил доказательств систематической ошибки публикации (коэффициент = -0,01; P = 0,99).

CI, доверительный интервал; НП, боль в шее; SA, фиктивная иглоукалывание; SD, стандартное отклонение.

Боль в плече

Пять испытаний 31 , 32 , 33 , 34 , 35 В общей сложности 495 участников сравнили средние показатели боли между реальной иглоукалыванием и СА. SMD было -0,63 (от -0,91 до -0,36, P <0,001) ( Рис. 5 ), что свидетельствует об умеренном эффекте, благоприятствующем реальной иглоукалыванию по сравнению с СА. Не было выявлено значительной гетерогенности (I2 = 34,9%, P = 0,19). Результат был еще надежным после анализа ножом. При использовании критерия Эггера не было обнаружено существенного смещения публикаций (коэффициент = -1,50; P = 0,23). Мы выполнили мета-регрессию, чтобы исследовать вероятный источник гетерогенности, и обнаружили, что местоположение фиктивной иглы имеет значение R2, равное 100%, что указывает на то, что этот ковариат может объяснить всю гетерогенность.

Рисунок 5: Мета-анализ иглоукалывания в сравнении с SA для SP в боли.

CI, доверительный интервал; SA, фиктивная иглоукалывание; SP, боль в плече; SD, стандартное отклонение.

Два исследования 32 , 34 сообщили об инвалидности и были объединены (n = 129), с SMD от -1,50 (от -5,46 до 2,46). Не было выявлено существенных различий между группами (р = 0,46). Однако была показана значительная гетерогенность (I2 = 96,1%, P <0,001).

Боль в шее и плечах

Два исследования 36 , 37 (n = 58) сообщили об интенсивности боли у пациентов как с NP, так и с SP. Мы объединили исследования и не обнаружили существенных различий между группами (SMD -0,52, от -1,31 до 0,28; P = 0,20). Неоднородность была незначительной (I2 = 53,3%, P = 0,14).

Затем мы объединили эти два исследования с исследованиями, отмеченными выше, в которых сообщалось о NP или SP, что привело к 13 испытаниям (n = 966) с SMD -0,49 (от -0,62 до -0,36, P <0,001) ( Рис. 6 ). Это говорит о том, что реальная иглоукалывание оказывает умеренное влияние на NP и SP по сравнению с SA. Все испытания были статистически однородными (I2 = 0%, P = 0,47). Анализ ножом не привел к значительным изменениям в результатах. Как в тесте Эггера, так и на графике воронки с усилением контура не было выявлено смещения публикации (коэффициент = -1,50; P = 0,23) ( Рис. 7 ).

CI, доверительный интервал; NPSP, боль в шее и плечах; SA, фиктивная иглоукалывание; SD, стандартное отклонение.

Рис. 7. Контурная воронкообразная диаграмма иглоукалывания в сравнении с SA для NPSP при боли.

Визуальный осмотр воронкообразного участка позволяет предположить симметрию. В частности, большинство испытаний имели отрицательные результаты (т. Е. Больше испытаний в областях, не имеющих статистического значения), что указывает на отсутствие смещения публикаций.

Боль в пояснице

Десять исследований 41 , 43 , 45 , 46 , 47 , 48 , 49 , 50 , 51 , 52 (n = 1435) сообщили о средних баллах боли для LBP. SMD в пуле был -0,61 (от -0,91 до -0,32, P <0,001) ( Рис. 8 ), что указывало на умеренный эффект в пользу реального иглоукалывания. Однако результаты были значительно гетерогенными (I2 = 79,2%, P <0,001). Мета-регрессия определила глубину ложной иглы (то есть непроникновение, поверхностное проникновение или нормальное проникновение) в качестве основного источника гетерогенности (R2 = 62,69%), объясняя 62,69% гетерогенности. Объединенные SMD в подгруппах фиктивной иглы составляли -1,23 (от -1,98 до -0,48) для непроникания, -0,19 (от -0,31 до -0,08) для поверхностного проникновения и от -0,50 (от -0,85 до -0,14) для нормального проникновения. Смещение публикации было выявлено с помощью теста Эггера (коэффициент = -3,01; P = 0,003). Анализ метатрима показал, что два исследования с положительным эффектом в пользу реальной иглоукалывания отсутствовали. После того, как эти испытания были заполнены, был обнаружен больший эффект (SMD -0,84, от -1,26 до -0,42). Анализ подгруппы также проводился в соответствии с длительностью состояния (острое или хроническое). Восемь из этих исследований 43 , 46 , 47 , 48 , 49 , 50 , 51 , 52 сфокусированный на хроническом LBP, с объединенным SMD -0,47 (от -0,76 до -0,19, P = 0,001). Этот результат показал, что реальное иглоукалывание было более эффективным, чем SA, но эффект уменьшился до умеренного. Неоднородность все еще была значительной (I2 = 73,0%, P = 0,001), а глубина фиктивной иглы по-прежнему являлась источником гетерогенности (R2 = 80,15%). Анализ ножа показал, что результаты были надежными. Тест Эггера показал смещение публикации (коэффициент = -2,54; P = 0,01). Тем не менее, мы провели анализ отделки и заполнения, и исследование не было выполнено. Это указывало на то, что систематическая ошибка публикации оказала незначительное влияние на результаты. Одно исследование 47 (Itoh 2006) с меньшим размером выборки (n = 19), но очень большим размером эффекта (SMD = -3,43), как было установлено, источником гетерогенности на основе графика Гэлбрейта. После удаления этого исследования результат был все еще устойчивым (SMD -0,30, от -0,45 до -0,15, P <0,001), и значительная неоднородность (I2 = 22,6%, P = 0,26) не была обнаружена, хотя смещение публикации присутствовало (коэффициент = -1,67; P = 0,01). Два из этих десяти испытаний 41 , 45 сообщили об остром LBP, и оба имели благоприятный результат для реального иглоукалывания. SMD в пуле был -1,07 (от -2,1 до -0,02, P = 0,045). Неоднородность была незначительной (I2 = 22,6%, P = 0,26). Кроме того, одно исследование 42 сообщили об остром LBP с дихотомическими данными, и не было обнаружено значительного различия между группами (OR 1,19, 0,62-2,28, P = 0,61).

Рисунок 8: Мета-анализ иглоукалывания в сравнении с SA для LBP при боли.

CI, доверительный интервал; LBP, боль в пояснице; SA, фиктивная иглоукалывание; SD, стандартное отклонение.

Восемь испытаний 41 , 42 , 44 , 45 , 46 , 47 , 49 , 51 (n = 1800) сообщили об инвалидности в LBP, с объединенным SMD -0,29 (от -0,57 до -0,01, P = 0,04) ( Рис. 9 ), что говорит о том, что реальное иглоукалывание имело небольшой эффект по сравнению с СА. Однако гетерогенность присутствовала (I2 = 83,5%, P <0,001). Анализ ножом показал, что результаты значительно изменились, и удаление одного из пяти отдельных испытаний может привести к незначительности (P> 0,05). Пять из этих восьми испытаний 44 , 46 , 47 , 49 , 51 (n = 1536) сообщили об инвалидности при хроническом LBP, и были обнаружены незначительные различия между группами (SMD -0,15, от -0,46 до 0,16, P = 0,34). Результаты были неоднородными в разных исследованиях (I2 = 83%, P <0,001). Тест Эггера показал смещение публикации (коэффициент = -4,18; P = 0,01). Воронкообразный участок с усилением контура показал асимметрию из-за эффекта малого исследования. Мы скорректировали это смещение путем удаления небольшого исследования 47 (n = 19) (Itoh 2006), и смещение публикации было устранено (коэффициент = -3,64; P = 0,11), гетерогенность была снижена (I2 = 66%, P = 0,03), а объединенное SMD составило 0,00 (- 0,20 до 0,20). Для острого LBP, остальные три исследования 41 , 42 , 45 (n = 264) достиг объединенного SMD -0,50 (от -1,05 до 0,05, P = 0,07), что свидетельствует об отсутствии существенных различий между группами. Тем не менее, значительная гетерогенность все еще присутствовала (I2 = 77,5%, P = 0,01).

CI, доверительный интервал; LBP, боль в пояснице; SA, фиктивная иглоукалывание; SD, стандартное отклонение.

остеоартрит

Четырнадцать исследований 53 , 54 , 55 , 56 , 57 , 58 , 59 , 60 , 62 , 63 , 64 , 65 , 66 , 67 (n = 1656) сообщили о боли у пациентов с остеоартрозом (1 ОА тазобедренного сустава) 66 , 12 колено, 1 оба 67 ). SMD в пуле составил -0,77 (от -1,12 до -0,41, P <0,001) ( Рис. 10 ), что указывало на то, что реальное иглоукалывание оказывало большее влияние на боль при ОА, чем СА. Анализ ножа показал, что результаты были надежными и не имели существенных изменений. Однако наблюдалась высокая гетерогенность (I2 = 89,9%, P <0,001). Одномерная мета-регрессия использовалась для оценки континентов, на которых проводились исследования, лет публикации и размеров выборки, и мы обнаружили, что эти факторы могут объяснить неоднородность со значениями R2, равными 16,95%, 29,87% и 11,83% соответственно. Многовариантная мета-регрессия показала, что эти три ковариаты могут объяснить большую часть гетерогенности (R2 = 62,52%), предполагая, что эти ковариаты были источником гетерогенности. Воронкообразный участок с усилением контура предположил асимметрию ( Рис. 11 ) и тест Эггера показал смещение публикации (коэффициент = -3,71; P = 0,02). Тем не менее, метатрим анализ показал, что ни одно исследование не было пропущено или должно быть добавлено.

Рисунок 10: Мета-анализ иглоукалывания в сравнении с SA для ОА при боли.

CI, доверительный интервал; ОА, остеоартроз; SA, фиктивная иглоукалывание; SD, стандартное отклонение.

Рис. 11. Контурная воронкообразная диаграмма иглоукалывания в сравнении с SA для ОА при боли.

Визуальный осмотр воронкообразного участка позволяет предположить симметрию. В частности, большинство испытаний имели отрицательные результаты (то есть больше испытаний в областях статистической несущественности), что указывает на отсутствие смещения публикаций.

Двенадцать испытаний 53 , 54 , 55 , 57 , 58 , 59 , 60 , 61 , 62 , 63 , 64 , 66 (n = 2256) сообщили об инвалидности при ОА (1 бедро 66 11 колен) с объединенным SMD -1,19 (от -1,79 до -0,59, P <0,001) ( Рис. 12 ). Это говорит о том, что реальная иглоукалывание оказало большее влияние на людей с ОА, чем СА. Анализ ножа показал, что результаты не сильно изменились при удалении какого-либо отдельного исследования. Однако в этих исследованиях наблюдалась высокая гетерогенность (I2 = 97,3%, P <0,001). Однофакторная мета-регрессия показала, что расположение фиктивной иглы, боль на исходном уровне (≥6 или <6) и акупунктурно-наивный статус (да или неясно) имели значения R2, ​​равные 19,10%, 8,04% и 6,39% соответственно. Затем мы оценили эти три ковариаты с помощью многомерной мета-регрессии и вычислили R2 на 51,68%, что указывало на то, что эти ковариаты могут объяснить большую часть гетерогенности. На графике с улучшенными контурами наблюдалась асимметрия, и с помощью критерия Эггера (коэффициент = -6,92; P = 0,03) были обнаружены признаки систематической ошибки публикации. Анализ метатрима показал, что три испытания с положительными эффектами отсутствовали ( Рис. 13 ). Добавление этих испытаний в пул принесло большую выгоду от реального иглоукалывания, с объединенным SMD -1,61 (от -2,46 до -0,77).

CI, доверительный интервал; ОА, остеоартроз; SA, фиктивная иглоукалывание; SD, стандартное отклонение.

Рисунок 13: Метатрим анализ иглоукалывания в сравнении с SA для ОА при боли.

Точки на площадях были заполнены исследованиями. Было проведено два испытания с положительными эффектами.

Боль в височно-нижнечелюстном суставе (миофасциальная боль)

Тринадцать исследований 75 , 76 , 77 , 78 , 79 , 80 , 81 , 82 , 83 , 84 , 85 , 86 , 87 (n = 414) были объединены для сравнения реальной иглоукалывания с SA у пациентов с МП. Настоящее иглоукалывание оказало благоприятное влияние на обезболивание. SMD в пуле был -1,00 (-1,43-0,57, P <0,001) ( Рис. 14 ), со значительной гетерогенностью (I2 = 74,6%, P <0,001). Этот результат показал, что реальное иглоукалывание имело больший эффект, чем SA. Удаление любого из исследований не оказало значительного влияния на результаты, которые имели средние значения в диапазоне от -0,86 до -1,10 (P <0,001) в анализе "нож-нож". Мы использовали одномерную мета-регрессию для изучения вероятного источника неоднородности, и два ковариата (расположение и глубина ложной иглы) были идентифицированы со значениями R2 46,46% и 47,20% соответственно. Затем мы оценили эти два ковариата с помощью многомерной мета-регрессии и вычислили R2 на 99,52%. Это говорит о том, что эти ковариаты могут объяснить 99,52% гетерогенности. Тест Эггера не предполагал смещения публикации (коэффициент = -1,50; P = -0,23). Тем не менее, следует отметить, что ни в одном исследовании не сообщалось о показателях инвалидности.

Рисунок 14: Мета-анализ иглоукалывания в сравнении с SA для MP при боли.

CI, доверительный интервал; МП, миофасциальная боль; SA, фиктивная иглоукалывание; SD, стандартное отклонение.

фибромиалгии

Пять исследований 70 , 71 , 72 , 73 , 74 (n = 631) были включены для анализа боли, связанной с FM. Суммарный SMD составлял 0,01 (от -0,35 до 0,37, P = 0,96) ( Рис. 15 ), предполагая несущественную разницу между реальной иглоукалыванием и СА. Не было выявлено значительной гетерогенности (I2 = 39,3%, P = 0,16). Мета-регрессия показала, что глубина ложной иглы может объяснить всю гетерогенность (R2 = 100%). При использовании критерия Эггера не было обнаружено смещений в публикациях (коэффициент = 0,75; P = -0,72). Анализ ножа показал, что результаты существенно не изменились.

Рисунок 15: Мета-анализ иглоукалывания в сравнении с SA для FM при боли.

CI, доверительный интервал; FM, фибромиалгия; SA, фиктивная иглоукалывание; SD, стандартное отклонение.

Два исследования 72 , 73 (n = 163) были объединены для анализа инвалидности, связанной с FM, с SMD от -0,38 (от -0,72 до -0,05, P = 0,03). Обнаружена незначительная гетерогенность (I2 = 0%, P = 0,35).

Боковой эпикондилит (теннисная боль в локте или руке)

Два испытания 38 , 39 (n = 160) сообщили о боли и инвалидности, возникающих в результате латерального эпикондилита (теннисный локоть), с незначительными SMDs от -0,18 (от -1,33 до 0,97, P = 0,76) для боли и от -1,63 (от -5,37 до 2,11, P = 0,39) по инвалидности. Как боль, так и инвалидность имели высокую гетерогенность, при этом значения I2 составляли 90% и 98% соответственно. Одно испытание 39 (n = 118) (Fink 2002) показал положительный эффект в пользу реальной иглоукалывания как для боли (SMD -0,80, от -1,43 до -0,17), так и для инвалидности (SMD от -3,57, от -4,56 до -2,58). Тем не менее, еще одно испытание 38 (Goldman 2008) (n = 42) сообщил, что SA превосходил реальное иглоукалывание для облегчения боли (SMD 0,38, 0,01-0,74) и не показал различий по инвалидности (SMD 0,25, от 0,12 до 0,61). Кроме того, одно испытание 40 (n = 48) (Mosberger 1994) сообщил о боли, используя дихотомические данные, с OR 11,40 (2,95 до 44,00) в пользу реального иглоукалывания.

Ревматический артрит

Два исследования 68 , 69 (n = 76) исследовали боль у пациентов с ревматическими нарушениями, с SMD -0,14 (от -0,60 до 0,33, P = 0,57). Не было обнаружено существенных различий между реальной и фиктивной группами, и статистической гетерогенности не наблюдалось (I2 = 0%, P = 0,32). Инвалидность не сообщалось.

Мета-регрессия для исследования конкретных ковариат по боли в общих условиях

Мета-регрессия гетерогенности была возможна только для результата интенсивности боли, так как это было наше первичное измерение результата и также было более клинически значимым. Результат инвалидности был зарегистрирован в слишком малом количестве испытаний, чтобы анализ был надежным, и в слишком малом количестве условий для инклюзивного охвата всех условий. Что касается количества SMD, используемых в каждой мета-регрессии, почти все ковариаты были проанализированы с 59 SMD, но четыре ковариаты были исключены, потому что в некоторых исследованиях не были представлены данные для этих ковариат (например, одно исследование 65 не сообщили данные о возрасте на исходном уровне; поэтому только 58 SMD были доступны для мета-регрессионного анализа возраста на исходном уровне). Этими ковариатами были возраст в начале исследования (58 SMD), боль в начале исследования (55 SMD), доля женщин в начале исследования (56 SMD) и глубина ложной иглы (58 SMD).

Для одномерной мета-регрессии категориальных ковариат ( Таблица 6 ), размер выборки испытания (<80 или ≥80) (R2 = 17,14%), год публикации (<2009 или ≥2009) (R2 = 10,48%), континент, на котором проводилось исследование (R2 = 6,79%) глубина ложной иглы (R2 = 9,85%), местоположение ложной иглы (R2 = 4,86%) и скрытность распределения (R2 = 5,92%), по-видимому, ответственны за некоторую неоднородность интенсивности боли. Однако только три ковариаты (т. Е. Размер выборки испытания, год публикации и континент) показали значительные различия во взаимодействиях между подгруппами (P <0,05). Что касается размера пробной выборки, SMD для меньшего размера выборки (<80) был на 0,53 ниже, чем для более крупного размера выборки (≥80) (P = 0,01). Что касается года публикации, SMD за последние пять лет (≥2009) был на 0,50 ниже, чем в предыдущие годы (<2009) (P = 0,02). Наконец, что касается континента, на котором проводилось исследование, SMD для Азии был на 0,37 ниже, чем для Европы, и на 0,73 ниже, чем для Америки (P = 0,04). Кроме того, для глубины или местоположения фиктивной иглы, хотя эти два ковариаты могут объяснить некоторые неоднородности, не было обнаружено существенного различия между подгруппами через эти ковариаты (как глубина, так и местоположение фиктивной иглы) (P для взаимодействий составляло 0,09 для глубины фиктивной иглы и 0,19 для расположения ложной иглы) ( Таблица 6 ). Следовательно, тип SA, казалось, не был связан с предполагаемым эффектом реального иглоукалывания.

Мы проанализировали сильные стороны линейных связей между эффектами вмешательства (SMD) на интенсивность боли и каждым из непрерывных ковариат на уровне исследования (т. Е. Год публикации, средний возраст, средняя боль на исходном уровне, сеанс лечения, продолжительность лечения, качество исследования). , размер выборки и доля женщин). Год публикации объяснил 10,18% различий в величинах эффекта (P = 0,02): SMD был в среднем на 0,03 ниже для каждого 10-летнего увеличения года публикации (коэффициент = -0,033) ( Рис. 16А ). Сеанс лечения объяснил 9,81% гетерогенности (P = 0,03): SMD был на 0,039 больше для каждого увеличения на 1 сеанс лечения (коэффициент = 0,039) ( Рис. 16B ). Тем не менее, эта связь не была значимой во всех выборках испытаний (коэффициент = 0,001, P = 0,054, R2 = 8,55%) ( Рис. 16C ). Ни один из других непрерывных ковариат не имел существенной связи с размерами эффектов вмешательства (все P ≥ 0,17, R2 = 0,00%) ( Рис. 17 ).

Рисунок 16: Мета-регрессия иглоукалывания в сравнении с SA для общих состояний боли (часть 1).

CI, доверительный интервал; SA, фиктивная иглоукалывание; SD, стандартное отклонение.

Рисунок 17: Мета-регрессия иглоукалывания в сравнении с SA для общих состояний боли (часть 2).

CI, доверительный интервал; SA, фиктивная иглоукалывание; SD, стандартное отклонение.

Общий уклон публикации

Все исследования, включенные в мета-анализы, были также включены в анализы систематической ошибки публикации (59 испытаний на боль, 31 исследование на инвалидность). Что касается боли, воронкообразный график SMD с усиленным контуром показал значительный асимметричный разброс, соответствующий смещению публикации ( Рис. 18А ) (Критерий Эггера, коэффициент = -2,23, P <0,001). Тем не менее, мы не могли исключить возможность эффекта малого исследования, так как асимметрия объяснялась не только тремя исследованиями с небольшими размерами выборки и положительными эффектами, но и одним исследованием 54 (Mavrommatis 2012) с большим размером выборки и положительным эффектом. Затем мы провели анализ метатрима и обнаружили, что три испытания с положительными эффектами отсутствовали. После того, как эти три пропущенных испытания были заполнены, был обнаружен еще больший положительный эффект с SMD -0,68 (от -0,84 до -0,53, P <0,001). И эти пропущенные испытания, скорее всего, мало повлияли на наши результаты, а это означает, что наш результат все еще был надежным.

Рисунок 18. График воронкообразной акупунктуры в сравнении с SA для общих состояний при боли.

Визуальный осмотр воронкообразного участка позволяет предположить симметрию. В частности, большинство испытаний имели отрицательные результаты (то есть больше испытаний в областях статистической несущественности), что указывает на отсутствие смещения публикаций.

Что касается инвалидности, свидетельство предвзятости публикации также было показано на асимметричном графике воронки с усиленным контуром ( Рис. 18B ) и в тесте Эггера (коэффициент = -4,79, P <0,001). Однако этот уклон не может быть объяснен эффектом малого исследования, потому что два больших исследования 54 , 62 (Витт 2005, Мавромматис 2012) также были ответственны за эту предвзятость. Метатрим анализ показал, что четыре испытания с большими размерами выборки и положительными эффектами отсутствовали; после того, как они были заполнены, разница в пользу реального иглоукалывания достигла еще большего положительного эффекта с SMD -0,98 (от -1,35 до -0,62, P <0,001). Это указывало на то, что наши результаты были все еще надежными даже при наличии систематической ошибки публикации.

Рейтинг доказательств

Восемь типов скелетно-мышечных нарушений были включены в наш обзор. Поскольку боль была критическим измерением результата, доказательства были оценены на основе боли. Были показаны уровни свидетельства GRADE и причины обновления и понижения ( Таблица 7 ). Качество доказательств для общих условий было оценено как низкое, потому что имелись очевидные неоднородности (клинические и статистические) и систематическая ошибка публикаций. Уровни качества доказательств были высокими для NP и SP; умеренный для LBP, MP и FM; низкий для ОА; и очень низкий для AP и RA.

Похожие

Комментарии