Efek glukosamin

7/24/2019 Efek glukosamin

http://slidepdf.com/reader/full/efek-glukosamin 1/17

Efek g lukosamin, kondroitin atau plasebo pada pasien dengan Osteoartritis p inggul atau

lutut: Jaringan m eta-analisis

Simon Wandel, penelitian sesama, 1, 2 Peter Ju¨ni, profesor dan kepala divisi, 1, 2Britta Tendal, penelitian riset sesama, 3 Eveline Nu¨esc sesama, 1, 2

Peter!"illi#er, $irektur, % Nick& J Welton, peneliti senior fello', ( Step an)eic en*ac , senior penelitian sesama, 1, % Sven Trelle, senior penelitian fello'1, 2

ABSTRAK tujuan untuk menentukan efek glukosamin, kondroitin atau dua dalam kombinasi

pada n yeri sendi dan radiologis p erkembangan p enyakit di Osteoartritis p inggul atau lutut.

Desain jaringan meta-analisis. Perbandingan langsung dalam persidangan yang

dikombinasikan dengan bukti-bukti langsung dari uji lain dengan menggunakan model

Bayesian yang memungkinkan sintesis b eberapa titik waktu.

Hasil utama m engukur intensitas rasa s akit. Sekunder hasil perubahan pada lebar minimal

ruang bersama. Sedikit klinis p enting perbedaan antara p ersiapan dan plasebo prespecied

−0.9 cm pada ska la a nalog visual 10 cm. Sumber data d atabase e lektronik da n konferensi

proses dari awal sampai Juni 2009, ahli kontak, situs yang relevan. Kriteria untuk m emilih

studi besar skala acak terkontrol pada lebih dari 200 pasien dengan Osteoartritis l utut atau

pinggul yang membandingkan glukosamin, kondroitin a tau kombinasi mereka dengan

plasebo atau kepala ke ke pala. Hasil 10 uji pada pasien 3803 dimasukkan. Pada 10 cm

visual skala analog perbedaan keseluruhan intensitas r asa sakit dibandingkan dengan

plasebo adalah −0.4 cm (95% kredibel interval −0.7 −0.1 cm) untuk glukosamin, −0.3 cm

(−0.7 0 .0 cm) untuk kondroitin dan −0.5 cm (−0.9 0 .0 cm) untuk kombinasi. Karena t idaksatupun perkiraan menurut interval kredibel 95% menyeberangi batas pe rbedaan secara

klinis p enting m inimal. Efek industri independen percobaan menunjukkan lebih kecil daripada

komersial didanai cobaan (P = 0,02 untuk interaksi). Perbedaan dalam perubahan lebar

minimal ruang bersama ya ng se mua menit, dengan 95% kredibel interval tumpang tindih nol.

Kesimpulan dibandingkan dengan plasebo, glukosamin, kondroitin, dan kombinasi mereka

tidak mengurangi nyeri sendi atau berdampak pada penyempitan ruang bersama. Otoritas

kesehatan dan asuransi kesehatan tidak h arus menutupi biaya persiapan ini, dan baru resep

untuk pasien yang tidak m enerima perawatan harus berkecil hati.

Pengenalan Osteoarthritis p inggul atau lutut adalah sebuah kondisi kronis t erutama

diperlakukan dengan analgesik da n non-steroid antiinamasi

obat antiinamasi, tetapi obat ini dapat menyebabkan serius pencernaan dan kardiovaskular

kejadian buruk, terutama dengan jangka panjang use.12 penyakit memodikasi agen yang



tidak hanya m engurangi nyeri sendi tetapi juga memperlambat perkembangan kondisi akan

diinginkan. Seluruh dunia s elama 1 0 tahun, glukosamin dan ko ndroitin ko nstituen tulang

rawan memiliki telah semakin direkomendasikan dalam pedoman, diresepkan oleh dokter

dan a hli rheumatology da n digunakan oleh pasien sebagai obat untuk mengubah arah klinis

dan radiologis co ndition.3 Global penjualan suplemen glukosamin mencapai hampir $2bn (£1.3bn, €0 .8bn) pada tahun 2008, yang merupakan peningkatan dari sekitar 60% dibandingkan

dengan tahun 2003 , dengan pertumbuhan terus ramalan melalui 2013 mencapai $2.3bn.4

administrasi lisan konstituen tulang rawan pada penderita Osteoartritis dianggap untuk

membuat tulang rawan jelas ke rugian pada sendi yang terkena dampaknya. Kondroitin

adalah g el sangat hidrol, membentuk polisakarida makromolekul. Sifat hidrokoloid

menyampaikan banyak perlawanan kompresi tulang rawan. Glukosamin merupakan gula

amino yang adalah sebuah blok bangunan untuk glikosaminoglikan yang merupakan bagian

dari struktur tulang rawan. Glukosamin dan kondroitin tertelan keduanya sebagian diserap di

usus, dan telah diusulkan bahwa beberapa jumlah tertelan m encapai joints.5

Hasil uji fromrandomised tentang efektivitas glukosamin dan kondroitin yang conicting.8-

11Trials ya ng telah melaporkan efek yang besar pada nyeri sendi yang sering terhalang oleh

studi miskin kualitas d an ukuran sampel kecil, 9-12 sedangkan uji itulah suara besar sering

ditemukan hanya kecil atau tidak effects.10 11 13 Bayesian pendekatan terhadap jaringan

meta-analisis m emungkinkan analisis d ata yang tercatat pada beberapa titik waktu dalam uji

acak yang membandingkan salah satu olahan ini dengan plasebo atau kepala ke h ead.14-16

pendekatan yang terpadu, koheren sepenuhnya menghormati randomisation,memperhitungkan korelasi antara beberapa pengamatan dalam sidang yang sama, dan

memungkinkan perkiraan efektivitas r elatif persiapan berbeda dan kombinasi. Kami

melakukan review sistematis d an m eta-analisis jaringan termasuk data dari besar itulah

suara

acak pencobaan pada beberapa kali tindak lanjut untuk menentukan efek persiapan ini pada

nyeri sendi dan radiologis p erkembangan penyakit.

METODE sastra Cari Wesearched Cochrane dikendalikan uji mendaftar, Medline, Embase,

dan CINAHL (dari awal hingga Juni 2010) menggunakan kombinasi kata kunci dan ka ta-kata

teks yang terkait dengan Osteoartritis; ini digabungkan dengan generik d an nama dagang

berbagai persiapan Plus lter divalidasi untuk trials.17 klinis terkontrol kami juga diperoleh

laporan mengutip artikel yang relevan melalui ilmu Citation indeks (1981-2008). Selain itu,

kami secara manual mencari Prosiding konferensi dan buku teks, disaring referensi daftar

semua diperoleh kertas, dan menghubungi ahli konten. Studi pilihan kami termasuk uji acak



dengan rata-rata minimal 100 pasien dengan Osteoartritis l utut atau panggul setiap ujian

arm.18 dibandingkan kondroitin sulfat, Glukosamin sulfat, Glukosamin hidroklorida, atau

kombinasi dari setiap dua dengan plasebo atau kepala ke ke pala. Ukuran sampel 2 × 100

pasien akan menghasilkan lebih dari 80% tenaga u ntuk mendeteksi kecil ukuran moderat

efek −0.40 pada dua sisi P = 0.05, yang se suai dengan perbedaan 1 datang pada ska laanalog visual 10 cm antara percobaan dan mengendalikan intervensi. Dua dari empat

penelaah (BT, EN, SR, ST) dievaluasi laporan secara mandiri untuk kelayakan. Mereka

dikecualikan percobaan lengan dengan sub terapi dosis ( < 800 mg/hari kondroitin dan < 1500

mg/hari glukosamin, sesuai dengan dosis ya ng berlisensi di Eropa). Perselisihan

diselesaikan oleh konsensus.

Endpoint utama prespecied hasilnya adalah sakit mutlak intensitas d ilaporkan dalam salah

satu sembilan kali jendela yang diselenggarakan secara bertahap tiga bulan (hingga 3 bulan,

6, 9, 12, 15, 18, 21 bulan, dan 22 bulan atau lebih). Jika lebih dari satu kali titik d ilaporkan di jendela, kami ekstrak data

itu; untuk jendela meliputi 18 bulan atau lebih, kami ekstrak tindak lanjut terdekat 24 bulan.

Ketika data Pasal disediakan pada skala nyeri lebih dari satu, kita disebut hirarki dijelaskan

sebelumnya sakit terkait hasil dan diekstraksi hasil yang tertinggi pada list.9 ini sakit Global

mengambil didahulukan a tas sa kit berjalan dan rasa sakit subscores p ada indeks a rthritis

Western Ontario dan McMaster Universitas ( WOMAC). Jika laporan percobaan menyediakan

data p ada ke dua — misalnya, nilai global sakit dan WOMAC sakit subscores — kami

mencatat hanya data pada nilai global sakit. Hasil sekunder adalah perubahan dalam ruangbersama radiogra minimum antara awal dan akhir pengobatan, jumlah individu yang ditarik

atau yang drop out karena su atu peristiwa ya ng buruk, dan jumlah pasien yang mengalami

setiap peristiwa yang merugikan.

Penilaian kualitas dua keempatnya independen dinilai penyembunyian alokasi, membutakan,

dan kecukupan analyses.19 penyembunyian alokasi dianggap memadai jika para peneliti

yang bertanggung jawab untuk pemilihan pasien tidak tahu se belum alokasi pengobatan

yang adalah berikutnya dalam garis ( randomisation pusat, disegel, buram, secara berurutan

dihitung tugas a mplop, paket kode obat, dll). Prosedur berbasis d iprediksi generasi alokasiurutan, dan usaha-usaha ya ng berpotensi transparan untuk menyembunyikan a lokasi, seperti

amplop bebas-buram, dianggap tidak memadai. Kami diekstrak jumlah pasien yang awalnya

acak dan jumlah pasien dianalisis p er kelompok pada setiap titik waktu untuk membedakan

antara co baan yang sudah termasuk sem ua randomised pasien dalam analisis (niat untuk

mengobati analisis) dan pengadilan ya ng tidak. Akhirnya, kita m enentukan a pakah



eksperimental persiapan telah menjalani kontrol kualitas — yaitu jika baik p ersiapan resmi

disetujui digunakan atau farmakologis a nalisis l aboratorium dikonrmasi isi dari persiapan.

Perselisihan diselesaikan oleh konsensus.

Pengumpulan data dua keempatnya digunakan penyokong untuk mengekstrak data yang

duplikat pada s tatus p ublikasi, desain p ercobaan, pasien karakteristik, rejimen pengobatan,

hasil modalitas da n pendanaan. Hasil nyeri, penyempitan ruang bersama, dan peristiwa-

peristiwa buruk d iambil oleh satu resensi (ST) dan lintas d iperiksa oleh lain (PJ). Bila perlu,

alat dan langkah-langkah dari dispersi yang diperkirakan dari angka-angka dalam laporan.

Analisis S tatistik ka mi menggunakan e kstensi multivarian model hirarkis a cak e fek Bayesian

untuk campuran beberapa pe ngobatan perbandingan dengan minimal informatif sebelumnya

distributions.20 21 sepenuhnya mempertahankan perbandingan acak perawatan dalam

setiap percobaan sementara menggabungkan semua tersedia perbandingan antaraperawatan dan account untuk beberapa perbandingan dalam sidang ketika a da lebih dari dua

arms.22 pengobatan untuk analisis u kuran efek sakit , model termasuk acak efek pada

tingkat uji dan titik waktu. Itu menyumbang korelasi antara hasil data yang dilaporkan pada

titik waktu yang berbeda dalam sidang dan diperbolehkan estimasi varians d ari efek

pengobatan antara uji (τ2). Ukuran efek d ihitung dengan membagi perbedaan dalam rata-

rata nilai antara kelompok-kelompok pengobatan di jendela waktu oleh rata-rata terkumpul

deviasi standar (SD) diamati di seluruh semua titik waktu di trial.23 SDs jika tidak diberikan,

kami menghitung mereka dari kesalahan standar atau interval keyakinan s ebagai dijelaskan

elsewhere.10 24 efek ukuran unit SD −0.20 menunjukkan tumpang tindih dalam distribusi

melaporkan nyeri nilai dalam kelompok eksp erimental dengan Skor sakit dalam kelompok

plasebo dalam 85% dan dapat dianggap sebagai perbedaan kecil antara e ksperimental dan

mengendalikan group.923 ukuran efek −0.50 penelitian halaman 2

menunjukkan tumpang tindih di sekitar 67% dan dapat dianggap perbedaan moderat,

sedangkan −0.80 menunjukkan tumpang tindih di 53% dan dianggap difference.923 besar

untuk memungkinkan intuitif penafsiran efek terkumpul, kami kembali mengubah ukuran efekuntuk perbedaan dalam skala 1 0 cm visual analog berdasarkan rata-rata terkumpul SD 2,5

cm ditemukan di besar skala uji Osteoartritis y ang dinilai sakit pada 10 cm visual analog

scale.12Weprespecied perbedaan se cara klinis pe nting minimal 0.37SDunits, sesuai

dengan 0.9 cm pada skala analog visual 10 cm. Hal ini didasarkan pada rata-rata minimal

klinis pe rbedaan penting ditemukan dalam penelitian terbaru pada pasien dengan



osteoarthritis.25-28 s ebagai analisis p erubahan m inimal ruang bersama radiogra tidak

termasuk beberapa titik waktu, model yang digunakan untuk hasil ini termasuk a cak e fek

pada tingkat uji. Untuk mencapai keterbandingan besarnya efek pada ruang bersama dan

pada rasa sakit dan membedakan antara e fek pengobatan kecil, sedang, dan besar, kami

menyatakan perbedaan dalam lebar ruang bersama sebagai ukuran efek, membagi perkiraanterkumpul dalam milimeter dengan median terkumpul SD 1.2 mm ditemukan di termasuk uji.

Bila m ungkin, kami menggunakan hasil dari niat untuk mengobati analisis termasuk s emua

patients.12 acak p emusatan efek u kuran diperkirakan dari median distribusi posterior. Ukuran

efek negatif yang menunjukkan manfaat dari intervensi eksperimental. Sesuai 95% kredibel

interval diperkirakan dari 2.5th dan 97.5th centiles d ari distribution.15 posterior hadapan

minimal informatif priors, kredibel interval dapat diinterpretasikan dalam cara yang mirip

dengan interval keyakinan konvensional. Untuk menentukan apakah variasi efek pengobatan

waktu adalah selain apa diharapkan secara kebetulan, kami menghitung nilai P untuk

heterogenitas di seluruh titik waktu mengikuti-up.29 The P nilai berasal dari proporsi

pengamatan dari distribusi posterior varians d iamati di seluruh titik waktu dalam uji lebih kecil

atau sama dengan varians da lam percobaan yang biasanya d itemukan dalam uji besar

Osteoartritis ( 0,01 untuk sk ala ukuran efek 0,0625 untuk sk ala analog visual 10 cm). Untuk

mengeksplorasi tren waktu mungkin, kami menyertakan istilah linier untuk waktu sebagai

covariate dalam analisis. Kami kemudian termasuk Karakteristik dari cobaan sebagai

covariates di meta-analisis jaringan untuk memperkirakan efek m enurut penyembunyian

alokasi; niat untuk m engobati analisis; tinggi kualitas m etodologis ya ng didenisikan sebagai

penyembunyian memadai alokasi, memadai membutakan pasien, dan adanya niat untukmengobati analisis; sumber pendanaan (industri independen v lain); Jenis g lukosamin

digunakan (sulfat v hydrochlorides); kontrol kualitas p ersiapan; dan jenis b ersama

terpengaruh (lutut v hip). Nilai-nilai P untuk interaksi antara sidang karakteristik dan efek

pengobatan adalah berasal dari distribusi posterior covariates d an dapat diinterpretasikan

dalam cara yang sama seperti yang diamati P nilai tradisional untuk interaction.30

heterogenitas antara uji diperkirakan dari rata-rata varians antara uji (τ²) di

posterior distribusi dengan distribusi sebelumnya berikut: gamma distribusi untuk

heterogenitas a ntara uji coba (1 τ² gamma(0.001,0.001)I(0,2000)), dan distribusi seragam

untuk h eterogenitas a ntara titik waktu (τ u nif(0,50)). Dalam analisis s ensitivitas k ami juga

digunakan sebelum seragam untuk heterogenitas antara uji. Konsistensi jaringan ditentukan

oleh penggunaan inkonsistensi faktor: perkiraan perbedaan ukuran efek dari perbandingan



langsung dalam uji acak dan ukuran efek dari perbandingan langsung antara uji acak dengan

satu intervensi dalam perkiraan common.31 va riasi dan konsistensi berdasarkan ke mbali

transformasi perbedaan pada skala analog 10 cmvisual. Kebaikan t dinilai dengan Q-Q plot.

Akhirnya, kami melakukan meta-analisis p airwise acak e fek p ada tingkat uji dan titik waktu,

serta sederhana meta-analisis jaringan termasuk efek pengobatan hanya satu per percobaan(sakit mutlak intensitas pada tindak-lanjut terpanjang yang tersedia). Konvergensi rantai

Markov d ianggap d icapai jika plot dari Gelman-Rubin S tatistik menunjukkan bahwa lebar

terkumpul berjalan dan individu berjalan Badang sekitar ni lai yang sama dan rasio mereka di

sekitar one.32 dengan demikian, Semua analisis d idasarkan pada iterasi sebesar 150.000,

yang 50 000 pertama d ibuang sebagai luka bakar-dalam periode. Kami menggunakan Stata

(Stata Software Statistik: rilis 1 0; Stata - Corp LP 2005, College S tation, TX) dan WinBUGS

(versi 1.4; MRCBiostatistics Unit tahun 2007, Cambridge, Inggris) untuk s emua analisis.

HASIL dari 58 berpotensi memenuhi syarat laporan, laporan 12 menggambarkan 10 Ujian

bertemu kriteria inklusi kita dan dimasukkan dalam jaringan meta-analysis.13 33-43 semua

percobaan diterbitkan sebagai artikel jurnal penuh. Karena satu sidang dua publikasi

included13 42; untuk trial43 lain data t ambahan d isediakan dalam elektronik ce pat

response.40 studi karakteristik T he 10 termasuk u ji acak telah dialokasikan total 3803 pasien

baik e ksperimental intervensi atau plasebo. Gambar 1 menunjukkan jaringan intervensi. Lima

uji (1104 a cak pasien) dibandingkan Glukosamin s ulfat dengan placebo.33-35 39 41 d i lain

plasebo terkontrol (205 pasien), para peneliti telah dipaksa untuk m engubah dari Glukosamin

sulfat Glukosamin hidroklorida se telah 80% pasien telah diperlakukan dengan Glukosamin

sulfat karena produsen Glukosamin su lfat menolak untuk memasok pencocokan placebos.36tiga persidangan (1229 pasien) dibandingkan kondroitin sulfat plasebo , 37 38 43 dan satu

sidang (1265 pasien) dibandingkan Glukosamin hidroklorida, kondroitin s ulfat, dan ko mbinasi

mereka dengan placebo.13 tabel 1 dan 2 menunjukkan karakteristik uji. Enam percobaan

yang menggambarkan memadai penyembunyian alokasi, 13 35 36 39 41 43 sembilan uji

melaporkan memadai membutakan pasien, dan dalam satu trial34 ini adalah jelas. Tujuh Uji

dilakukan niat untuk mengobati



Analysis.13 34-37 41 43 ujian delapan termasuk pasien dengan Osteoartritis l utut, 13 39 33-

37 43 satu sidang termasuk pasien dengan Osteoartritis p inggul atau lutut, 38 dan satu

sidang termasuk pasien dengan Osteoartritis o nly.41 pinggul semua kecuali tiga trials13 36

41 yang didanai oleh produsen suplemen. Dalam delapan uji, persiapan percobaan telah

menjalani kontrol kualitas u ntuk memastikan konsentrasi yang memadai glukosamin atau

kondroitin, dan dalam dua trials38 41 itu tidak jelas. Rata-rata usia pasien adalah 58-66

(median 62), dan persentase perempuan berkisar antara 27%-86% (rata-rata 68%). Durasi

rata-rata gejala berkisar dari minimal enam bulan untuk lebih dari 10 tahun. Semua

perawatan ya ng d iberikan pada h ari berturut-turut dalam semua percobaan. Durasi tindak

lanjut bervariasi secara substansial antara uji, dari satu month33 untuk 3 6 bulan, 34 35 dan

jumlah tindak lanjut kunjgan

sendi semua percobaan berkontribusi meta-analisis j aringan sakit terkait hasil (lihat Apendiks

1 bmj.com). Gambar 2 menyajikan perkiraan yang terkumpul di titik waktu yang berbeda.

Variasi di seluruh titik waktu bukanlah diluar apa akan diharapkan secara kebetulan (τ2 =

0.04 variasi di seluruh titik waktu pada 10 cm visual analog skala, P = 0.93 untuk interaksi

antara e fek pe ngobatan dan waktu). Perbedaan ke seluruhan intensitas nye ri versus plaseboberdasarkan ringkasan dari semua titik waktu adalah −0.4 cm (95% kredibel interval −0.7

−0.1 cm) pada skala analog 10 cmvisual untuk glukosamin, −0.3 cm (−0.7 0.0 cm untuk

kondroitin), dan −0.5 cm (−0.9 0.0 cm) untuk kombinasi glukosamin dan kondroitin. Sesuai

ukuran efek



yang −0.17 (−0.28 untuk −0.05) untuk glukosamin, −0.13 (−0.27 untuk 0.00) untuk kondroitin,

dan −0.19 (−0.37 untuk 0.00) untuk kombinasi. Heterogenitas a ntara c obaan itu rendah (τ2 =

0.04 u ntuk heterogenitas a ntara uji pada skala a nalog visual 10 cm), ada t idak a da bukti

untuk inkonsistensi (inkonsistensi faktor 0.2 cm, −0.7 untuk 1 .1, P = 0.63), dan kebaikan

sesuai model data (data yang sangat baik tersedia berdasarkan permintaan). Hasil dari jaringan utama meta-analisis g

waktu, meta-analisis konvensional perbandingan langsung, Jaringan meta-analisis, yang

mencakup hanya satu titik waktu untuk intensitas n yeri pada akhir tindak lanjut, dan analisis

dengan sebelum berbeda



distribusi untuk h eterogenitas a ntara uji (lihat Apendiks 2 bmj.com). Gambar 3 menunjukkan

hasil dari analisis b erlapis. Perkiraan membandingkan suplemen dengan plasebo bergantung

sampai batas tertentu pada kualitas pencobaan, kehadiran atau tidak a danya langkah-

langkah kontrol kualitas untuk p ersiapan, jenis studi bersama dan jenis g lukosamin garam

digunakan, tapi tes u ntuk interaksi yang semua negatif untuk va riabel ini (P≥0.20 untuk

interaksi). Perkiraan p erbedaan antara suplemen dan p lasebo, namun, tersebut, rata-rata,

0,5 cm (0.1 untuk 0,9 cm) kurang diucapkan dalam industri independen uji dibandingkan

dengan industri yang disponsori cobaan (P = 0,02 untuk interaksi). Efek pada ruang bersama

radiologis en am percobaan melaporkan perubahan lebar bersama space.34 35 37 41-43

meta-analisis jaringan perbedaan dalam perubahan minimal ruang sendi menyempit pada

akhir masa pengobatan menunjukkan menit efek untuk se mua persiapan dibandingkan

dengan plasebo. Perbedaannya adalah −0.2 mm (−0.3 0.0 mm) mendukung glukosamin,

−0.1 mm (−0.3 0.1 mm) mendukung kondroitin dan 0,0 mm (−0.2 untuk 0.2 mm) untuk

kombinasi, yang berpadanan dengan efek u kuran −0.16 (−0.25 untuk 0,0), −0.08 (−0.25untuk 0,08) dan 0.00 (−0.16 untuk 0,16). Heterogenitas a ntara cobaan itu rendah (τ2 = 0,02),

ada t idak a da b ukti untuk inkonsistensi (inkonsistensi faktor −0.1 m m, −0.6 0 .4 m m; P =

0.54), dan kebaikan sesuai model data. Uji keamanan lima melaporkan kejadian buruk, 33-35

38 41 Semua 10 melaporkan penarikan atau drop-out karena e fek sa mping, dan tiga



melaporkan serius m erugikan events.33 38 41 rasio kemungkinan e fek sa mping

dibandingkan dengan

0.94 (0.59 untuk 1.47) adalah plasebo untuk g lukosamin dan 0,99 (0.49 untuk 2.00) untuk

kondroitin; tidak a da data yang tersedia pada kejadian buruk ke seluruhan kombinasi. Rasio

peluang untuk penarikan atau drop-out karena efek sa mping yang 0,99 (0.61 untuk 1.50)

untuk g lukosamin, 0.92 (0.56 untuk 1 ,51) untuk ko ndroitin dan 0,90 (0,43 untuk 1 ,85) untuk

kombinasi. Heterogenitas a ntara u ji adalah rendah untuk hasil kedua, dengan τ 2 0.02 dan

0.03, masing-masing. Kami dapat memperkirakan inkonsistensi hanya untuk drop-out karena

kejadian buruk, dengan beberapa bukti dari inkonsistensi (rasio relatif risiko 0.54, 0.19 untuk

1.46, P = 0.22 u ntuk inkonsistensi). Bulan

DISKUSI kepala temuan kami meta-analisis jaringan se mua 10 tersedia ska la b esar pasien

buta randomised percobaan 3803 pasien dengan lutut atau pinggul Osteoartritis

menunjukkan efek tidak relevan klinis ko ndroitin, glukosamin, atau kombinasi mereka di

dirasakan nyeri sendi. Meskipun kekuatan statistik ya ng berlimpah, tak s atu pun dari

perkiraan terkumpul menyeberangi batas p ra-ditentukan perbedaan secara klinis p enting



minimal −0.9 cm pada skala analog 10 cmvisual di salah s atu titik waktu rekaman. Pada

beberapa titik waktu interval kredibel 95% melintasi batas i ni (Lihat ara 3), yang bisa berarti

bahwa kami tidak dapat meniadakan e fek yang relevan pada t itik waktu tersebut. Perkiraan

secara keseluruhan, yang menggabungkan e fek atas w aktu yang berbeda poin, yang tepat,

namun, dan ujung bawah interval kredibel mereka tidak melakukan lintas batas yang sudahditetapkan. Perkiraan ini harus dipertimbangkan paling valid dalam tes negatif dari interaksi

efek pengobatan saat (P = 0.93), yang menunjukkan bahwa variasi yang diamati selama

timepoints b erbeda t idak se lain a pa a kan d iharapkan ke betulan s aja. Batas a tas d ari 95%

interval dapat dipercaya memperkirakan kembali keseluruhan glukosamin versus p lasebo

dan kondroitin versus p lasebo tidak tumpang

baris t idak a da efek, yang menunjukkan bahwa nilai P tradisional untuk p erbandingan ini

akan s ignikan pada t ingkat 5% konvensional. Signikansi Statistik tidak, bagaimanapun,

bingung dengan relevansi klinis. Dengan diamati perbedaan dalam rasa sakit intensitas 0 ,3-0,5 cm antara su plemen dan plasebo pada skala a nalog visual 10 cm, jangkauan dan

distribusi rasa sakit Skor pada pasien yang menerima su plemen dan plasebo dekat 923

identik, dan itu akan mustahil, berdasarkan intensitas rasa sakit yang dilaporkan pada akhir

sidang, untuk menentukan apakah pasien dialokasikan untuk su plemen atau plasebo. Dalam

analisis ber lapis, kami menemukan bahwa pe rkiraan membandingkan su plemen dengan

plasebo bergantung s ampai batas tertentu pada kualitas p encobaan, kehadiran a tau tidak

adanya langkah-langkah kontrol kualitas u ntuk persiapan, sendi belajar dan jenis g lukosamin

garam digunakan, tapi tes u ntuk interaksi yang semua negatif untuk va riabel ini (P≥0.20untuk interaksi). Rata-rata, perkiraan perbedaan antara suplemen dan plasebo 0.5 cmless,

diucapkan dalam industri independen uji dibandingkan dengan industri yang d isponsori uji,

dan efek pengobatan diperkirakan dalam industri independen uji itu berjalan ke nol dan tidak

berarti secara klinis r elevan (Lihat gambar 2). Efek p ada lebar minimal



bersama spacewere kecil, lagi klinis r elevan, dan — dengan interval kredibel tumpang tindih

garis t idak berpengaruh — bebas-signikan pada tingkat 5% α konvensional. Kekuatan dan

kelemahan kami meta-analisis jaringan terpadu bukti dari perbandingan langsung dan tidak

langsung sementara se penuhnya m elestarikan randomisation. Ini memungkinkan kita untuk

secara bersamaan menganalisis e fek ukuran dilaporkan pada waktu tindak lanjut yang

berbeda dalam satu model dan untuk memperkirakan efek ke seluruhan persiapan terlepas

dari durasi tindak lanjut sementara sepenuhnya akuntansi untuk p otensi variasi di seluruh titik

waktu dan korelasi antara perkiraan dalam sidang. Akibatnya, perkiraan kami analisis yang

lebih tepat daripada pairwise meta-analisis a tau meta-analisis j aringan dengan intensitasrasa sakit hanya pada akhir tindak lanjut (lihat Apendiks 2 bmj.com). Weperformed pencarian

literatur yang luas, 44 yang membuatnya tidak mungkin wemissed bahwa pengadilan relevan.

Percobaan seleksi dan ekstraksi data termasuk p enilaian kualitas yang dilakukan secara

mandiri oleh dua p enulis tominimise bias dan transkripsi errors.45 ko mponen ya ng d igunakan

untuk p enilaian kualitas d ivalidasi dan dilaporkan menjadi terkait dengan bias.12 19 46 di line



dengan kriteria inklusi pra-ditentukan kami, ujian dalam jaringan kami yang besar dan

kualitas m etodologis yan g memuaskan. Sebagai dengan konvensional meta-analisis,

beberapa o rang a kan berpendapat bahwa kita t idak memiliki dibandingkan se perti dengan

seperti. Model kami, namun, berdasarkan e fek pengobatan relatif (perbedaan a ntara

kelompok-kelompok ya ng dinyatakan sebagai efek s izes23), dan variasi dalam karakteristikpasien antara uji sepenuhnya diperhitungkan dalam analisis d engan mempertahankan acak

perbandingan dalam eachtrial. Networkmeta-analisis membuat asumsi-asumsi serupa untuk

meta-analisis st andar perbandingan langsung dalam pencobaan tapi memerlukan bahwa

asumsi ini memegang atas seluruh rangkaian percobaan d i jaringan-yang a dalah, untuk

perbandingan langsung juga. Selain itu, model kita mengasumsikan bahwa efek pengobatan

relatif membandingkan dua intervensi dalam berbagai uji berasal dari distribusi umum yang

sama. Semakin kecil heterogenitas a ntara uji, dan semakin kecil inkonsistensi antara

langsung perbandingan acak dan perbandingan langsung, themore mungkin asumsi ini terus.

Heterogenitas a ntara pencobaan dalam analisis ka mi adalah di dekat zero dan interval

kredibel atas p erkiraan τ2 sebesar 0,24 pada skala analog visual 10 cm (τ m aksimum dari

distribusi mendasari efek p engobatan kompatibel dengan interval kredibel akan 0,5 cm).

Selain itu, kami diselidiki potensi sumber variasi dalam jaringan oleh termasuk karakteristik

uji sebagai covariates d alam analisis h asil utama. Diambil bersama-sama, hasil analisis ini

membuatnya ke mungkinan pengobatan yang relatif efek berasal dari satu Distribusi Umum

dan mengkonrmasi salah satu a sumsi kunci kami. Seperti dengan heterogenitas an tara

cobaan, perbedaan antara perbandingan langsung dan tidak langsung juga dekat zero

(inkonsistensi faktor 0. 2 cm). Meskipun kami tidak dapat mengesampingkan secara klinisrelevan inkonsistensi (interval kredibel atas f aktor inkonsistensi melewati ambang pintu sudah

ditetapkan untuk e fek k linis r elevan 0.9 cm), kita memiliki ada indikasi bahwa

klinis ka rakter termasuk p asien atau karakteristik lain percobaan bingung perbandingan

langsung. Penggunaan berbagai instrumen untuk mengukur nyeri sendi membuatnya

diperlukan untuk menghitung ukuran efek se bagai ukuran umum efektivitas untuk

memastikan keterbandingan antara hasil dinilai dengan instrumen ya ng berbeda. Korelasimiskin atau perbedaan dalam respon dari instrumen yang berbeda dapat menjadi potensi

ancaman terhadap validitas results.47 skala yang digunakan dalam uji komponen jaringan

kami (10 cm visual analog skala dan WOMAC sakit subscales), namun, sangat berkorelasi

dan telah sebanding responsiveness.48 hubungan ke penelitian lain beberapa review

sistematis d an meta-analyseson g lukosamin dan kondroitin telah published.8 10 11 49-52



tiga terakhir yang adalah oleh Vlad et al11 pada glukosamin , Reichenbach et al10 kondroitin,

dan Lee et al52 radiogra hasil persiapan kedua. Vlad dan rekan dianalisis g lukosamin

trialscomparing 15 dengan placebo.11 mereka m enemukan ukuran terkumpul efek −0.35

(95% condence interval −0.56 untuk −0.14) mendukung glukosamin, tetapi ada

heterogenitas substansial. Percobaan dengan memadai penyembunyian alokasi, industriindependen uji, uji mengevaluasi Glukosamin hidroklorida m enunjukkan e fek kurang

menguntungkan dan kurang diucapkan heterogenitas a ntara u ji dari sisanya. Para p enulis

menyimpulkan bahwa Glukosamin hidroklorida tidak e fektif tetapi tidak b isa mengecualikan

kemungkinan efek yan g se cara klinis relevan dari Glukosamin su lfat. Reichenbach d an rekan

menemukan besar heterogenitas a ntara 20 kondroitin uji, yang dapat dijelaskan oleh

kurangnya penyembunyian alokasi, kegagalan untuk melakukan niat untuk mengobati

analisis, dan sizes.10 sampel kecil ukuran awal terkumpul efek −0.75 (−0.99 untuk −0.50)

mendukung kondroitin sulfat berkurang ke nol ketika analisis d ibatasi untuk itulah suara uji

ukuran sampel yang memadai. Kedua kelompok telah dianalisis h anya satu titik waktu setiap

percobaan, yang criticised.40 Lee dan rekan-rekan termasuk e nam percobaan yang

mengevaluasi efek kondroitin atau glukosamin pada penyempitan ruang bersama (empat

dimasukkan dalam analisis ka mi dan kami dikecualikan dua karena ukuran sampel kecil).52

mereka menemukan signikan kecil untuk efek protektif moderat. Mereka tidak, namun,

termasuk trial.42 KIPRAH kami termasuk ska la besar itulah unggul pasien buta uji pada lebih

dari 200 pasien dalam meta-analisis jaringan kami dan digunakan model statistik ya ng

memungkinkan simultan analisis da n ringkasan dari efek p engobatan yang diamati pada

beberapa titik waktu. Mengatasi masalah sebelumnya tentang waktu ketergantungan efek,kontrol kualitas 40 persiapan, 53 dan perbedaan a ntara formulasi yang berbeda glukosamin,

11 kita menyimpulkan bahwa tidak terdapat bukti untuk waktu tergantung efek, bahwa

kurangnya efek yang s ecara klinis relevan persiapan ini tidak berhubungan dengan

kurangnya kontrol kualitas, dan kurangnya efek ya ng secara klinis r elevan juga jelas u ntuk

Glukosamin sulfat. Dengan ringkasan dari beberapa titik waktu dan kombinasi perbandingan

langsung dalam persidangan antara persiapan dengan tidak langsung

Glukosamin dan kondroitin yang sudah dikenal ON ini topik a pa telah telah

direkomendasikan dalam pedoman, diresepkan oleh dokter dan ahli rheumatology dan

digunakan oleh pasien sebagai obat untuk memodikasi Kursus klinis d an radiologis

Osteoartritis hasil dari uji acak tentang efektivitas glukosamin dan kondroitin

bertentangan apa ini studi menambah kondroitin, glukosamin, dan kombinasi mereka



tidak memiliki efek yang secara klinis rel evan di nyeri sendi yang dirasakan atau di

ruang sendi menyempit estimasi perbedaan antara su plemen dan plasebo yang kurang

diucapkan rata-rata dalam industri uji independen, dan efek pengobatan diperkirakan

dalam industri uji independen kecil atau absen dan secara k linis rel evan

bukti dari uji lain, kesimpulan ini didasarkan pada bukti kualitas t inggi jauh lebih banyak

daripada sebelumnya dibatasi analisis u ji yang dianggap paling tidak b ias o leh Vlad et al dan

Reichenbach et al.10 11 implikasi yang kami percaya m ungkin cobaan itu masa depan akan

menunjukkan manfaat klinis r elevan dari salah satu persiapan dievaluasi. Beberapa orang

akan berpendapat, bagaimanapun, bahwa banyak pasien yang termasuk da lam percobaan

kami networkwere terlalu sakit secara radiologis m anfaat dan bahwa tahap radiologis m ereka

maju dimaksudkan bahwa s ubtotal kerusakan tulang rawan total bisa tidak terpengaruh lagi

oleh persiapan eksperimental. Lain akan berpendapat bahwa banyak pasien yang tidak

cukup s akit secara klinis d an bahwa m ereka sedikit mengalami rasa s akit berarti bahwa

mereka tidak b isa mendapatkan keuntungan dari efek analgesik p reparations.54 untuk

mengatasi masalah ini, selain uji byClegg et al, 13 R ozendaal et al, 41 andMcAlindon et al,

36some mungkin mempertimbangkan necessityfor keempat industri independen percobaan ,

yang eksklusif meliputi pasien dengan intensitas mengalami rasa sakit pada awal setidaknya

4 cm pada skala analog visual 10 cm dan moderat Osteoartritis, sesuai dengan Kellgren danLawrence Skor 2.55 dimasukkannya 150 sa mpai 200 pasien dalam grup perbandingan

masing-masing akan menghasilkan lebih dari 90% kekuatan untuk mendeteksi perbedaan

secara klinis relevan minimal −0.9 cm pada 1 0 cm visual analog s kala u ntuk sa lah s atu

persiapan ini dibandingkan dengan plasebo di konvensional dua s isi α tingkat 5%. Sidang

harus m enggunakan obat kode paket dengan persiapan dan plasebo identik penampilan dan

rasa un tuk menyembunyikan pengobatan alokasi dan memastikan membutakan pasien dan

pengasuh, hati-hati mengendalikan dan memantau cointerventions analgesik, dan

sepenuhnya mematuhi prinsip niat untuk mengobati dengan dimasukkannya sem ua pasien

dalam analisis da lam kelompok-kelompok theywere ya ng awalnya dialokasikan. Persiapan

dievaluasi harus telah mengalami kontrol kualitas yan g menyeluruh untuk memastikan

konsentrasi yang tepat dari glukosamin dan kondroitin sulfat. Industri independen acak

panjang istilah evaluasi dari Glukosamin sulfat studi (kaki) akan mungkin memenuhi

sebagian besar criteria.56 ini dialokasikan 600 pasien ke salah satu dari empat lengan

pengobatan — kondroitin sulfat, Glukosamin sulfat, kombinasi mereka, atau pencocokan



plasebo — dan menutup perekrutan di Oktober 2009. Hasil pertama a kan menjadi tersedia d i

awal bulan November 2011 (M Fransen, komunikasi pribadi). Kesimpulan temuan kami

menunjukkan bahwa glukosamin, kondroitin, dan kombinasi mereka tidak mengakibatkan

penurunan relevan nyeri sendi atau mempengaruhi penyempitan ruang bersama

dibandingkan dengan plasebo. Beberapa pa sien, bagaimanapun, adalah yakin bahwa

persiapan ini menguntungkan, 57 yang mungkin karena jalannya alami osteoarthritis, regresi

untuk mean, atau plasebo effect.58 yang kami sangat yakin bahwa tak satu pun dari

persiapan berbahaya. Oleh karena itu, kita m elihat ada s alahnya memiliki pasien terus

persiapan ini selama mereka ingin melihat sebuah keuntungan dan menutupi biaya

pengobatan themselves.57 cakupan biaya oleh otoritas kesehatan atau asuransi kesehatan

untuk persiapan dan novel resep untuk pasien yang tidak menerima perawatan lain ini harus

berkecil hati. Kami berterima kasih Bruno da Costa untuk membantu diskusi terkait minimalklinis pe nting perbedaan dan ke terbatasan ukuran efek dan kokoh Malcolm untuk database

pengembangan dan pemeliharaan. Kontributor: SW dan PJ be rkontribusi sama. PJ dikandung

studi. PJ, ST, dan SW dan bertanggung jawab untuk konsep dan desain dari studi. SW, PJ,

NJW dan ST melakukan analisis d an ditafsirkan analisa kolaborasi dengan BT, EN, PMV, dan

SR. SW, PJ, BT, EN, SR dan ST bertanggungjawab untuk akuisisi data. PJ dan SW menulis

draft pertama naskah. Semua penulis kritis r evisi naskah untuk ko nten intelektual penting

dan disetujui versi nal dari naskah. PJ da n S R memperoleh pendanaan publik. PJ da n P MV

memberikan dukungan administratif, teknis, dan logistik. PJ adalah penjamin. Dana: studi inididanai oleh h ibah dari 53 P rogram Penelitian Nasional Swiss N ational Science Foundation

pada muskuloskeletal kesehatan (PJ da n SR) (No 4053-0-104762/3). PJ ad alah se nior

research fellow di Program Sosial pengobatan, pencegahan dan penelitian epidemiologi yang

didanai oleh Swiss N ational Science Foundation (bantuan No 3233 - 066377). SR adalah

penerima beasiswa penelitian yang didanai oleh Swiss N ational Science Foundation

(bantuan No PBBEB-115067). SW adalah penerima Fellowship individu Janggen-Poehn-

Yayasan. Sponsor st udi tidak memiliki peran dalam rancangan penelitian, pengumpulan data,

data s intesis d an interpretasi data, menulis laporan, atau keputusan untuk mengirimkan

naskah untuk publikasi. Tak sa tu p un dari para penulis b eraliasi dengan a tau didanai oleh

setiap produsen dari salah satu agen yang dievaluasi dalam studi ini. Peserta kepentingan:

semua penulis telah menyelesaikan formulir Unied bunga b ersaing d i (tersedia b erdasarkan

permintaan dari sesuai penulis) di www.icmje.org/coi_disclosure.pdf dan menyatakan: tidak

ada dukungan dari lembaga manapun untuk pekerjaan diterbitkan; tidak a da hubungan

keuangan dengan salah lembaga-lembaga yang mungkin memiliki minat dalam karya yang



diterbitkan dalam 3 tahun sebelumnya; tidak a da h ubungan a tau lain ke giatan yang bisa

tampaknya telah mempengaruhi pekerjaan diterbitkan. Persetujuan etis: tidak d iperlukan.

Berbagi data: rincian teknis, statistik kode dan dataset yang tersedia dari sesuai penulis.

Efek glukosamin

Documents

Transcript of Efek glukosamin