حمله پانیک (panic attack) یک دوره گسسته از ترس یا اضطراب است که شروع سریعی دارد، و طی ۱۰ دقیقه به نقطه اوج خود می‌رسد، در این حالت فرد مبتلا حداقل چهار علامت را از ۱۳ نشانه مشخصه این حمله تجربه می‌کند، این نشانه‌ها عبارتند از تپش قلب (racing heart)، درد قفسه سینه، تعریق، لرزه، سرگیجه، گُرگرفتگی، سوزش معده، غش و تنگی نفس. اختلال پانیک در جمعیت عمومی شایع است، شیوع آن در تمام طول زندگی ۱% تا ۴% است. درمان اختلال پانیک شامل مداخلات روانی و فارماکولوژیک است. از میان عوامل فارماکولوژیک، داروهای ضد‐افسردگی (antidepressants) و بنزودیازپین‌ها (benzodiazepines) روش‌های درمانی اصلی برای اختلال پانیک هستند. دسته‌های مختلف داورهای ضد‐افسردگی با یکدیگر مقایسه شده‌اند؛ و انجمن سایکوفارماکولوژی انگلستان (British Association for Psychopharmacology) و موسسه ملی سلامت و تعالی مراقبت (National Institute for Health and Care Excellence; NICE)؛ داروهای ضد‐افسردگی (به ویژه مهارکننده‌های انتخابی بازجذب سروتونین (selective serotonin reuptake inhibitors; SSRIs) را به دلیل پروفایل اثر مقبول‌تر عوارض جانبی آنها نسبت به مهارکننده‌های مونوآمین اکسیداز (monoamine oxidase inhibitors; MAOIs) و داروهای ضد‐افسردگی سه‌حلقه‌ای (tricyclic antidepressants; TCAs) به عنوان روش درمانی اولیه برای اختلال پانیک به حساب می‌آورند. علاوه بر داروهای ضد‐افسردگی، بنزودیازپین‌ها به طور گسترده‌ای برای درمان اختلال پانیک تجویز می‌شوند.

بررسی شواهد پشتیبان تاثیرات داروهای ضد‐افسردگی و بنزودیازپین‌ها برای درمان اختلال پانیک در بزرگسالان.

تا ۱۱ سپتامبر ۲۰۱۵، در پایگاه ثبت تخصصی گروه اختلالات شایع روانی در کاکرین (Cochrane Common Mental Disorders Group; CCMDCTR) به جست‌وجو پرداختیم. این پایگاه ثبت، شامل کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل شده مرتبط را از پایگاه ثبت مرکزی کارآزمایی‌های کنترل شده کاکرین (CENTRAL)؛ MEDLINE (۱۹۵۰‐)؛ Embase (۱۹۷۴‐) و PsycINFO (۱۹۶۷‐) بود. فهرست منابع مقالات مرتبط و مرورهای سیستماتیک پیشین به صورت دستی جست‌وجو شدند. برای به دست آوردن داده‌های تکمیلی با کارشناسان این حوزه تماس برقرار کردیم.

تمامی کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل شده دوسو‐کور وارد مرور شدند که در آنها بیماران بزرگسال مبتلا به اختلال پانیک در گروه‌های تحت درمان با داروهای ضد‐افسردگی یا بنزودیازپین‌ها در برابر هر نوع روش درمان فعال دیگر با داروهای ضد‐افسردگی یا بنزودیازپین‌ها قرار داده شده بودند.

دو نویسنده مرور به‌طور مستقل از هم نسبت به کنترل واجد شرایط بودن کارآزمایی‌ها و استخراج داده‌ها با استفاده از یک فرم استاندارد اقدام کردند. داده‌ها در RevMan ۳,۵ با استفاده از یک پروسیجر کنترل دوگانه (double‐check procedure) وارد شدند. اطلاعات استخراج شده عبارت بودند از ویژگی‌های مطالعه، ویژگی‌های شرکت‌کننده، جزئیات مربوط به مداخله، محیط‌ها و معیارهای پیامد از لحاظ اثربخشی، مقبولیت و تحمل‌پذیری.

سی‌وپنج مطالعه شامل مجموع ۶۷۸۵ شرکت‌کننده (که از میان آنها ۵۳۶۵ نفر در بازوی مورد نظر (داروهای ضد‐افسردگی و بنزودیازپین‌ها به عنوان تک‐درمانی) قرار داشتند)) وارد این مرور شدند؛ با وجود این، از آنجایی که مطالعات مقایسه‌های مختلف بسیاری را دربرمی‌گرفتند، فقط تعداد اندکی از کارآزمایی‌ها برای پیامدهای اولیه داده فراهم کرده بودند. شواهد با کیفیت پائینی به دست آوردیم که نشان می‌داد هیچ تفاوتی میان داروهای ضد‐افسردگی و بنزودیازپین‌ها به لحاظ نرخ پاسخ به درمان وجود نداشت (خطر نسبی (RR): ۰,۹۹؛ ۹۵% فاصله اطمینان (CI): ۰.۶۷ تا ۱.۴۷؛ ۲۱۵ شرکت‌کننده؛ ۲ مطالعه). شواهد با کیفیت بسیار پائین یک مزیت به نفع بنزودیازپین‌ها در مقایسه با داروهای ضد‐افسردگی به لحاظ انصراف از درمان به هر دلیل نشان داد، حتی اگر فاصله اطمینان از محدوده مبنی بر وجود تقریبا هیچ نوع تفاوتی به نفع بنزودیازپین‌ها تغییر کند (RR: ۱.۶۴؛ ۹۵% CI؛ ۱.۰۳ تا ۲.۶۳؛ ۱۴۴۹ شرکت‌کننده؛ ۷ مطالعه). ما پاره‌ای شواهد به دست آوردیم که نشان می‌داد مهار‌ کننده‌های بازجذب سروتونین (SSRIs) نسبت به TCAها از سوی بیماران بهتر تحمل می‌شوند (زمانی که نگاهی به تعداد بیمارانی که عوارض جانبی را تجربه می‌کنند، می‌اندازیم). ما نتوانستیم تفاوت معنی‌داری به لحاظ بالینی میان بنزودیازپین‌های فردی به دست آوریم. اکثر مطالعات جزئیات مربوط به تولید تصادفی توالی و پنهان‌سازی تخصیص را گزارش نکرده بودند؛ هم‌چنین جزئیات مربوط به راهبردهای حصول اطمینان از کورسازی ارائه نشده بودند. پروتکل مطالعه برای تقریبا تمامی مطالعات در دسترس نبود بنابراین قضاوت درباره امکان‌پذیری سوگیری (bias) گزارش‌دهی پیامدها مشکل است. اطلاعات مربوط به عوارض جانبی بسیار محدود بود.

مطالعات شناسایی شده برای دستیابی جامع به اهداف این مرور کافی نیستند. اکثر مطالعات از تعداد کمی از شرکت‌کنندگان ثبت‌نام به عمل آورده و داده‌های لازم را برای تمامی پیامدهای تعیین شده در پروتکل فراهم نکرده بودند. به این دلیل اکثر آنالیزها از قدرت کافی برخورد نبوده و این کامل بودن شواهد را در مجموع محدود می‌کند. به طور کلی، بر مبنای نتایج به دست آمده از این مرور، نقش امکان‌پذیر داروهای ضد‐افسردگی و بنزودیازپین‌ها بهتر است توسط پزشکان به صورت فردی مورد بررسی قرار گیرد. انتخاب اینکه کدامیک از داروهای ضد‐افسردگی و/یا بنزودیازپین‌ها تجویز شوند، نمی‌تواند بر اساس نتایج این مرور به تنهایی صورت گیرد و بهتر است در مجموع، بر اساس شواهد به دست آمده از اثربخشی و تحمل‌پذیری داروهای ضد‐افسردگی و بنزودیازپین‌ها شامل داده‌های به دست آمده از مطالعات کنترل شده با دارونما (placebo) صورت پذیرد. هم‌چنین بهتر است داده‌های مربوط به موضوع تحمل‌پذیری طولانی‐مدت مرتبط با مواجهه با داروهای ضد‐افسردگی و بنزودیازپین‌ها با دقت مورد بررسی قرار گیرند.

این مرور نیاز به مطالعات آتی با کیفیت بالا که به مقایسه داروهای ضد‐افسردگی با بنزودیازپین‌ها می‌پردازند، برجسته می‌کند، که بهتر است برای تدارک دسترسی پزشکان به داده‌های مفید و کاربردی، با یک روش‌شناسی دارای استانداردهای بالا به اجرا درآمده و معیارهای پیامدی عمل‌گرایانه را دربرگیرد. داده‌های به دست آمده از این مرور در یک متاآنالیز شبکه‌ای از روش‌های درمان روانی‐فارماکولوژیکی اختلال پانیک وارد خواهد شد، که خوشبختانه اطلاعات مفید بیشتری در رابطه با این موضوع فراهم خواهد کرد.

فاصله زیادی بین تولید شواهد و استفاده از آن در مجموعه اعمال بالینی وجود دارد. برای پر کردن این فاصله، معمولا دستورالعمل‌های درمانی بر اساس ارزیابی‌های صریح پایه شواهد، در زمینه‌های مختلف روانپزشکی، از جمله اسکیزوفرنی و اختلالات روانی مرتبط استفاده می‌شود. با این حال، مشخص نیست که دستورالعمل‌های درمانی بر عملکرد ارائه دهنده آنها و پیامدهای بیمار، تاثیر جسمانی دارد یا خیر و برای به حداکثر رساندن مزایا چگونه باید اجرا شوند.

هدف اولیه این مرور، بررسی اثربخشی استراتژی‌های اجرای دستورالعمل در بهبود فرآیند پیامدها (عملکرد ارائه دهندگان مراقبت سلامت) و پیامدهای بیمار بود. هم‌چنین بررسی کردیم که کدام بخش از استراتژی‌های مختلف اجرای دستورالعمل می‌توانست پیامدها را تحت تاثیر قرار دهد.

پایگاه ثبت گروه اسکیزوفرنی در کاکرین (مارچ ۲۰۱۲ و آگوست ۲۰۱۵)، و هم‌چنین منابع مطالعات وارد شده را جست‌وجو کردیم.

مطالعاتی که برای مقایسه استراتژی‌های اجرای دستورالعمل با مراقبت معمول یا ارزیابی اثربخشی مقایسه‌ای استراتژی‌های مختلف اجرای دستورالعمل، طیف اختلالات اسکیزوفرنی را مورد بررسی قرار دادند.

نویسندگان مرور به‌طور جداگانه کار کرده و رکوردها را در دو نسخه از ۹۹۰ مطالعه به صورت انتقادی ارزیابی کردند؛ شش مطالعه مجزا، معیارهای ورود را به مطالعه داشتند. میان شش مطالعه وارد شده، از نظر تمرکز بر دستورالعمل، هدف از مداخله، استراتژی اجرا و معیارهای پیامد، ناهمگونی قابل توجهی یافت شد، بنابراین متاآنالیز‌ها (meta‐analysis) تنها برای اجرای همزمان آنتی‌سایکوتیک انجام شد.

این مرور در حال حاضر، شش مطالعه را با مجموع ۱۷۲۷ شرکت‌کننده وارد کرد. از شش مطالعه وارد شده، در چهار مطالعه تاثیر پزشک مورد بررسی قرار گرفت. به طور کلی، خطر سوگیری (bias)، پائین یا نامشخص درجه‌بندی شد، و تمام شواهد در جداول «خلاصه‌ای از یافته‌ها» با کیفیت پائین یا بسیار پائین درجه‌بندی شد. متاآنالیز‌ها نشان داد که ترکیبی از چند دستورالعمل انتشار یافته و اجرای استراتژی با هدف قرار دادن متخصصان مراقبت سلامت، اجرای همزمان آنتی‌سایکوتیک را در بیماران سرپایی اسکیزوفرنی کاهش نداد (۲ RCT؛ ۱۰۸۲ = N؛ RR: ۱,۱۰؛ CI؛ ۰.۹۹ تا ۱.۲۳؛ تصحیح شده برای طراحی خوشه‌ای: ۳۱۰ = N؛ RR: ۰.۹۷؛ CI؛ ۰.۷۵ تا ۱.۲۵؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین). در یک کارآزمایی که در آن مداخله پرستاران با هدف ترویج غربالگری بیماری‌های قلبی‌عروقی مورد مطالعه قرار گرفت، تاثیر قابل توجهی در نسبت افراد دریافت کننده غربالگری یافت شد (نمره فرامینگهام (Framingham score): ۱۱۰ = N؛ RR: ۰.۶۹؛ ۹۵% CI؛ ۰.۵۵ تا ۰.۸۷) اگرچه در تجزیه‌وتحلیل‌های تصحیح شده برای طراحی خوشه‌ای، این تاثیر دارای اهمیت آماری نبود (۳۸ = N؛ RR: ۰.۷۱؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۸ تا ۱.۰۳؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین).

در یک کارآزمایی، که پیامدهای بیمار را مانند وضعیت کلی، رضایت‌مندی از مراقبت، پایبندی به درمان، و نگرش به دارو گزارش کرد، هیچ تاثیری بین درمان‌ها دیده نشده بود. کیفیت زندگی توسط هیچ یک از مطالعات گزارش نشده بود.

در یک کارآزمایی، که استفاده از دو دستورالعمل همزمان مورد مطالعه قرار گرفته بود با متن اصلی مورد مطالعه مقایسه شد، تاثیر معنی‌داری بر کارکنان دریافت کننده آموزش (۶۸ = N؛ RR: ۱,۰۳؛ ۹۵% CI؛ ۰.۸۷ تا ۱.۲۱؛ شواهد با کیفیت پائین)، کارکنان دریافت کننده نظارت (۶۸ = N؛ RR: ۰.۸۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۶۴ تا ۱.۱۷؛ شواهد با کیفیت پائین) یا کارکنان برای ارائه مداخلات روان‌شناختی (۶۸ = N؛ RR: ۰.۸۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۶۲ تا ۱.۱۸؛ شواهد با کیفیت پائین) یافت نشد.

با توجه به پیامدهای شرکت‌کنندگان، فقط یک کارآزمایی، اثربخشی درمانی استراتژی اجرای تصمیم‌گیری‌های مشترک را ارزیابی و هیچ تاثیری بر آسیب‌شناسی روانی، رضایت از مراقبت، یا نگرش به دارو نیافت. یک کارآزمایی واحد دیگر، مداخله چند‐جانبه را برای ارتقای پایبندی به درمان، مطالعه کرد و هیچ تاثیری بر نرخ پایبندی پیدا نکرد.

با توجه به شواهد موجود، نتیجه‌گیری‌های قطعی امکان‌پذیر نبود. الگوی اولیه شواهد نشان می‌دهد که در مورد تاثیرات بالینی معنی‌دار و پایدار درباره دستورالعمل‌های درمان بر پیامدهای بیمار و اینکه بهترین اجرای چنین رهنمودهایی برای حداکثر مزیت چیست، عدم‐قطعیت باقی مانده است.

بین ۴۰% تا ۷۰% از افراد مبتلا به اسکیزوفرنی مقاوم به درمان (treatment‐resistant schizophrenia)، علی‌رغم سطوح کافی دارو در خون، به کلوزاپین (clozapine) پاسخ نمی‌دهند. برای این افراد، تعدادی استراتژی درمانی معرفی شده، از جمله تجویز داروی دوم آنتی‌سایکوتیک در ترکیب با کلوزاپین.

تعیین تاثیرات بالینی استراتژی‌های مختلف ترکیبی کلوزاپین با داروهای آنتی‌سایکوتیک در افراد مبتلا به اسکیزوفرنی مقاوم به درمان هم از لحاظ اثربخشی و هم از لحاظ تحمل‌پذیری.

ما پایگاه ثبت کارآزمایی‌های مطالعه‐محور گروه اسکیزوفرنی در کاکرین (تا ۲۸ آگوست ۲۰۱۵) و MEDLINE (نوامبر ۲۰۰۸) را جست‌وجو کردیم. فهرست منابع تمام کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل شده (randomised controlled trials; RCTs) و شناسایی شده را بررسی کردیم. برای شناسایی کارآزمایی‌های بیشتر برای اولین نسخه این مرور، با شرکت‌های داروسازی نیز تماس گرفتیم.

فقط RCTهایی را وارد کردیم که افراد هر دو جنس، ۱۸ ساله و بالاتر، با تشخیص اسکیزوفرنی مقاوم به درمان (یا اختلالات مرتبط) را بررسی کردند و به مقایسه کلوزاپین به همراه داروی آنتی‌سایکوتیک دیگر با کلوزاپین به همراه داروی آنتی‌سایکوتیک مختلف پرداختند.

داده‌ها را به‌طور مستقل از هم استخراج کردیم. برای داده‌های دو‐حالتی، با استفاده از متاآنالیز اثرات‐تصادفی، خطرات نسبی (RRs) و ۹۵% فواصل اطمینان (CI) را بر مبنای قصد درمان (intention‐to‐treat) محاسبه کردیم. برای داده‌های پیوسته، تفاوت‌های میانگین (MD) و ۹۵% CIهای آنها را محاسبه کردیم. برای ایجاد جداول «خلاصه‌ای از یافته‌ها» و ارزیابی خطر سوگیری (bias) برای مطالعات وارد شده از روش درجه‌‏بندی توصیه‏، ارزیابی، توسعه و ارزشیابی (GRADE) استفاده کردیم.

دو مطالعه دیگر را با ۱۶۹ شرکت‌کننده شناسایی کردیم که معیارهای ورود ما را داشتند. این مرور اکنون پنج مطالعه را با ۳۰۹ شرکت‌کننده وارد کرده است. کیفیت شواهد پائین بود، و با توجه به درجه بالای ناهمگونی بین مطالعات، قادر به انجام متاآنالیز رسمی برای افزایش قدرت آماری نبودیم. برای این نسخه به‌روز، هفت پیامد اصلی مطلوب را مشخص کردیم: پاسخ بالینی در شرایط روانی (پاسخ بالینی قابل توجه، میانگین نمره/تغییر در شرایط روانی)، پاسخ بالینی در شرایط کلی (میانگین نمره/تغییر در شرایط کلی)، افزایش وزن، ترک زودهنگام مطالعه (مقبولیت درمان)، پیامدهای استفاده از خدمات (روزهای بستری شده در بیمارستان یا پذیرش در بیمارستان) و کیفیت زندگی. تفاوت معنی‌دار کمی میان استراتژی‌های ترکیبی کلوزاپین برای شرایط کلی و روانی یافتیم (پاسخ و تغییر مهم بالینی)، و داده‌های مربوط به خروج از مطالعه و افزایش وزن وجود داشت. هیچ داده‌ای در مورد استفاده از خدمات و کیفیت زندگی نیافتیم. کلوزاپین به علاوه آریپیپرازول (aripiprazole) در برابر کلوزاپین به همراه هالوپریدول (haloperidol) تفاوت طولانی‌مدت معنی‌داری بین استراتژی‌های ترکیبی آریپیپرازول و هالوپریدول در تغییر حالت روانی وجود نداشت (۱ RCT؛ ۱۰۵ = n؛ MD: ۰,۹۰؛ ۹۵% CI؛ ۴.۳۸‐ تا ۶.۱۸؛ شواهد با کیفیت پائین). هیچ داده‌ای مربوط به عوارض جانبی افزایش وزن وجود نداشت اما برای عوارض جانبی اندازه‌گیری شده با LUNSERS در ۱۲ هفته (۱ RCT؛ ۱۰۵ = n؛ MD: ‐۴,۹۰؛ ۹۵% CI؛ ۸.۴۸‐ تا ۱.۳۲‐) و ۲۴ هفته (۱ RCT؛ ۱۰۵ = n؛ MD: ‐۴.۹۰؛ ۹۵% CI؛ ۸.۲۵‐ تا ۱.۵۵‐) برای آریپیپرازول یک مزیت وجود داشت اما در ۵۲ هفته مزیتی وجود نداشت (۱ RCT؛ ۱۰۵ = n؛ MD: ‐۴.۸۰؛ ۹۵% CI؛ ۹.۷۹‐ تا ۰.۱۹). تعداد مشابهی از شرکت‌کنندگان در هر گروه در همان ابتدا از مطالعه خارج شدند (۱ RCT؛ ۱۰۶ = n؛ RR: ۱.۲۷؛ ۹۵% CI؛ ۰.۷۲ تا ۲.۲۲؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین).

کلوزاپین به علاوه آمی‌سولپراید (amisulpride) در برابر کلوزاپین به همراه کوئتیاپین (quetiapine)

یک مطالعه مزیت معنی‌داری را برای تجویز آمی‌سولپراید نسبت به کوئتیاپین در کوتاه‐مدت برای هر دو تغییر در شرایط کلی (برداشت بالینی کلی (Clinical Global Impression; CGI): ۱ RCT؛ ۵۰ = n؛ MD: ‐۰,۹۰؛ ۹۵% CI؛ ۱.۳۸‐ تا ۰.۴۲‐؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین) و شرایط روانی (مقیاس رتبه‌بندی روانپزشکی کوتاه (Brief Psychiatric Rating Scale; BPRS): ۱ RCT؛ ۵۰ = n؛ MD: ‐۴.۰۰؛ ۹۵% CI؛ ۵.۸۶‐ تا ۲.۱۴‐؛ شواهد با کیفیت پائین) نشان داد. تعداد مشابهی از شرکت‌کنندگان در هر گروه در ابتدا مطالعه را ترک کردند (۱ RCT؛ ۵۶ = n؛ RR: ۰,۲۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۰۲ تا ۱.۶۰؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین).

کلوزاپین به علاوه ریسپریدون (risperidone) در برابر کلوزاپین به علاوه سولپیرید (sulpiride)

تفاوتی بین ریسپریدون و سولپیرید برای پاسخ بالینی معنی‌دار وجود نداشت، که در این مطالعه ۲۰% تا ۵۰% کاهش در مقیاس سندرم مثبت و منفی (Positive and Negative Syndrome Scale; PANSS) شناسایی شد (۱ RCT؛ ۶۰ = n؛ RR: ۰,۸۲؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۰ تا ۱.۶۸؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین). نتایج دوپهلوی مشابهی برای افزایش وزن (۱ RCT؛ ۶۰ = n؛ RR: ۰,۴۰؛ ۹۵% CI: ۰.۰۸ تا ۱.۹۰؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین) و شرایط روانی (PANSS کلی: ۱ RCT؛ ۶۰ = n؛ MD: ‐۲,۲۸؛ ۹۵% CI؛ ۷.۴۱‐ تا ۲.۸۵؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین) وجود داشت. هیچ کس مطالعه را در ابتدای آن ترک نکرد.

کلوزاپین به علاوه ریسپریدون در برابر کلوزاپین به علاوه زیپراسیدون (ziprasidone)

هیچ تفاوتی بین ریسپریدون و زیپراسیدون برای پاسخ بالینی معنی‌دار (۱ RCT؛ ۲۴ = n؛ RR: ۰,۸۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۲۸ تا ۲.۲۷؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین)، تغییر در نمره CGI‐II در حالت کلی (۱ RCT؛ ۲۲ = n؛ MD: ‐۰,۳۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۸۲‐ تا ۰.۲۲؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین)، تغییر در نمره کل PANSS؛ (۱ RCT؛ ۱۶ = n؛ MD: ۱,۰۰؛ ۹۵% CI؛ ۷.۹۱‐ تا ۹.۹۱؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین) یا ترک در ابتدای مطالعه (۱ RCT؛ ۲۴ = n؛ RR: ۱,۶۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۷۳ تا ۳.۴۹؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین) وجود نداشت.

کلوزاپین به همراه زیپراسیدون در برابر کلوزاپین به همراه کوئتیاپین

یک مطالعه در میان‐مدت، یک تاثیر عالی برای زیپراسیدون ترکیبی در مقایسه با کوئتیاپین ترکیبی برای پاسخ بالینی معنی‌دار در وضعیت روانی (بیش از ۵۰% کاهش در PANSS کلی: ۱ RCT؛ ۶۳ = n؛ RR: ۰,۵۴؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۵ تا ۰.۸۱؛ شواهد با کیفیت پائین)، شرایط کلی (نمره شدت CGI: ۱ RCT؛ ۶۰ = n؛ MD: ‐۰,۷۰؛ ۹۵% CI؛ ۱.۱۸‐ تا ۰.۲۲‐؛ شواهد با کیفیت پائین) و شرایط روانی (PANSS کلی: ۱ RCT؛ ۶۰ = n؛ MD: ‐۱۲,۳۰؛ ۹۵% CI؛ ۲۲.۴۳‐ تا ۲.۱۷‐ ؛ شواهد با کیفیت پائین) یافت. هیچ تاثیری برای ترک در اوایل مطالعه وجود نداشت (۱ RCT؛ ۶۳ = n؛ RR: ۰,۵۲؛ CI؛ ۰.۰۵ تا ۵.۴۱؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین).

قابلیت اطمینان نتایج به دست آمده از این مرور محدود بوده و کیفیت شواهد پائین یا بسیار پائین است. علاوه بر این، با توجه به تعداد محدود مطالعات وارد شده، قادر به انجام متاآنالیز (meta‐analysis) رسمی نبودیم. در نتیجه، هرگونه نتیجه‌گیری بر اساس این یافته‌ها، بر اساس تک RCTهای کوچک با خطر بالای خطای نوع II استوار است. انجام RCTهای به درستی انجام شده با توان آزمون کافی مورد نیاز هستند. نویسندگان کارآزمایی‌های آینده باید تلاش کنند تا پیامدهای مهم بیمار را مانند کیفیت زندگی، هم‌چنین پاسخ بالینی و عوارض جانبی اندازه‌گیری کنند.

اختلال پانیک با حملات تکراری و غیر‌‐منتظره پانیک مشخص می‌شود و نشان‌ دهنده یک دوره گسسته از ترس یا اضطراب است که به‌ سرعت شروع می‌شود و در عرض ۱۰ دقیقه به اوج می‌رسد و حداقل چهار مورد از این ۱۳ نشانه تظاهر پیدا می‌کنند که شامل ضربان بالای قلب، درد قفسه‌ سینه، تعریق، لرزش، سرگیجه، گُرگرفتگی، به‌هم‌خوردگی معده، غش و تنگی‌ نفس می‌شود. شیوع این وضعیت در جمعیت عمومی در دوره طول عمر هر فرد، ۱% تا ۴% است. درمان اختلال پانیک شامل مداخلات روان‌شناختی و دارویی است. میان عوامل دارویی، موسسه ملی سلامت و تعالی مراقبت (National Institute for Health and Care Excellence; NICE) و انجمن سایکوفارماکوتراپی بریتانیا، داروهای ضد‌‐افسردگی را، به‌طور عمده داروهای مهار‌ کننده‌های انتخابی بازجذب سروتونین (selective serotonin reuptake inhibitor; SSRI)، به‌عنوان خط اول درمان برای اختلال پانیک معرفی کرده‌اند، زیرا عوارض جانبی آن‌ها در مقایسه با اثرات نامطلوب مهار‌ کننده‌های مونوآمین اکسیداز (monoamine oxidase inhibitor; MAOI) و داروهای ضد‌‐افسردگی سه‌حلقه‌ای (tricyclic antidepressant; TCA)، قابل تحمل‌تر هستند. چند نوع از داروهای ضد‐افسردگی مورد مطالعه و مقایسه قرار گرفته‌اند، اما هنوز معلوم نیست که کدام داروهای ضد‐افسردگی، از لحاظ اثربخشی و میزان پذیرش در درمان برای این بیماری، نسبتا مطلوب هستند.

ارزیابی اثرات داروهای ضد‐افسردگی برای اختلال پانیک در بزرگسالان، به‌ویژه:

۱. تعیین اثربخشی داروهای ضد‐افسردگی در کاهش علائم اختلال پانیک، با یا بدون آگورافوبیا (agoraphobia)، در مقایسه با دارونما (placebo)؛

۲. مرور مقبولیت ضد‐افسردگی‌ها در اختلال پانیک، با یا بدون آگورافوبیا، در مقایسه با دارونما؛ و

۳. بررسی عوارض جانبی داروهای ضد‐افسردگی در اختلال پانیک با یا بدون آگورافوبیا، از جمله شیوع عوارض جانبی در مقایسه با دارونما.

ما در مرکز ثبت اختصاصی کارآزمایی‌های اختلالات شایع روانی در کاکرین (CCMD)، CENTRAL ،MEDLINE ،Embase ،PsycINFO، تا می ۲۰۱۷ جست‌وجو کردیم. ما همچنین در فهرست منابع کارآزمایی‌های مرتبط و مرورهای نظام‌مند قبلی جست‌وجوی دستی را انجام دادیم.

همه کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل‌شده (randomised, controlled trial; RCT) دوسو‐کور در مورد کاربرد ضد‐افسردگی‌ها یا دارونما در بزرگسالان مبتلا به اختلال پانیک.

دو نویسنده مرور به‌طور مستقل از هم مناسب بودن مقالات را بررسی کرده و داده‌ها را با استفاده از فرم‌های استاندارد استخراج کردند. با استفاده از روش بررسی مضاعف، داده‌ها را وارد برنامه Review Manager ۵ کردیم. اطلاعات استخراج‌ شده شامل مشخصات مطالعه، مشخصات شرکت‌کننده‌ها، جزئیات مداخلات و شرایط انجام آن‌ها بود. پیامدهای اولیه شامل عدم پاسخ، که با طیفی از مقیاس‌های پاسخ‌دهی اندازه‌گیری ‌شد، و پذیرش درمان بودند که با تعداد کلی خروج از مطالعه به هر علتی، اندازه گرفته ‌شد. پیامدهای ثانویه شامل عدم مسوولیت‌پذیری، مقیاس‌های نشانه پانیک، فرکانس حملات پانیک، آگورافوبیا، اضطراب عمومی، افسردگی، عملکرد اجتماعی، کیفیت زندگی و رضایت بیماران، بودند که با مقیاس‌های مختلفی در مطالعات مختلف بررسی شدند. برای ارزیابی کیفیت شواهد از درجه‌‏بندی توصیه‏، ارزیابی، توسعه و ارزشیابی (GRADE) برای هر پیامد، استفاده کردیم.

چهل‌ویک کارآزمایی تکی شامل ۹۳۷۷ شرکت‌کننده به دست آمدند، که از این تعداد ۸۲۵۲ نفر در ۴۹ بازوی کنترل شده با دارونما (ضد‐افسردگی به‌صورت تک‌درمانی و دارونما به‌تنهایی) در این مرور وارد شدند. به دلیل وجود ناهمگونی، عدم دقت و خطر نامشخص سوگیری (bias) در انتخاب و عملکرد، اغلب مطالعات کیفیت متوسط تا پائینی داشتند.

شواهدی را با کیفیت پائین پیدا کردیم که مزیت ضد‐افسردگی‌ها را به عنوان یک گروه در مقایسه با دارونما، از نظر اثربخشی درمان که با شکست در درمان اندازه‌گیری شد، نشان داد (خطر نسبی (RR): ۰,۷۲؛ ۹۵% فاصله اطمینان (CI): ۰.۶۶ تا ۰.۷۹؛ ۶۵۰۰ شرکت‌کننده؛ ۳۰ مطالعه). بزرگی اثر مربوط بود به تعداد افراد مورد نیاز جهت درمان تا حصول یک پیامد مثبت اضافی (number needed to treat for an additional beneficial outcome; NNTB) معادل ۷ (۹۵% CI؛ ۶ تا ۹): یعنی برای سود بردن یک نفر، هفت بیمار باید با داروهای ضد‐افسردگی درمان‌ شوند. هنگامی که انواع مختلف ضد‐افسردگی‌ها را با دارونما مقایسه کردیم، به نتایج مشابهی دست یافتیم.

شواهدی با کیفیت متوسط سودمندی ضد‐افسردگی‌ها را در مقایسه با دارونما با توجه به تعداد خروج از درمان به هر علتی، نشان دادند (RR: ۰,۸۸؛ ۹۵% CI؛ ۰.۸۱ تا ۰.۹۷؛ ۷۸۵۰ شرکت کننده؛ ۳۰ مطالعه). بزرگی اثر مربوط به NNTB معادل ۲۷ (۹۵% CI؛ ۱۷ تا ۱۰۵): یعنی درمان ۲۷ نفر باعث این می‌شد که یک نفر کمتر، از درمان خارج شود. هنگامی که انواع مختلف کلاس‌های ضد‐افسردگی‌ها در نظر گرفته ‌شدند، TCAها سودمندی بیشتری را نسبت به دارونما نشان دادند، درحالی که بین SSRI و مهار کننده‌های بازجذب سروتونین‐نوراپی‌نفرین (serotonin‐norepinephrine reuptake inhibitor; SNRI) تفاوتی مشاهده نشد.

زمانی که خروج از درمان به علت عوارض جانبی مطرح بود، یعنی چیزی که با اندازه‌گیری تحمل‌پذیری تخمین زده شد، شواهدی را با کیفیت متوسط پیدا کردیم که نشان می‌داد، ضد‐افسردگی‌ها در کل نسبت به دارونما کمتر تحمل می‌شوند. مخصوصا TCAها و SSRIها به‌خاطر عوارض جانبی بیشتری که نسبت به دارونما دارند، باعث خروج از درمان بیشتری می‌شوند، به‌طوری ‌که فاصله اطمینان برای SNRI، مهار کننده‌های بازجذب نورآدرنرژیک (noradrenergic reuptake inhibitor; NRI) و دیگر ضد‐افسردگی‌ها گسترده بود و این امکان وجود داشت که تفاوتی وجود نداشته باشد.

مطالعات شناسایی‌ شده به‌طور جامع نتیجه این مرور را مورد توجه قرار می‌دهند.

بر اساس این نتایج، ضد‐افسردگی‌ها برای درمان اختلال پانیک، ممکن است موثرتر از دارونما باشند. کارآمدی را می‌توان با NNTB معادل ۷ نشان داد که نشان‌دهنده این است که نیاز است هفت بیمار با ضد‐افسردگی‌ها درمان شوند تا سودمندی برای یک نفر حاصل شود. ضد‐افسردگی‌ها همچنین ممکن است در مقایسه با دارونما در زمینه تعداد افرادی که از درمان خارج می‌شوند، سودمند باشند، اما در زمینه خروج از مطالعه به علت عوارض جانبی، سودمندی کمتری دیده شد. هر چند، تحمل‌پذیری بین انواع کلاس‌های دارویی ضد‐افسردگی متفاوت است.

براساس این مرور، انتخاب این‌که ضد‐افسردگی‌ها باید تجویز شوند یا خیر، امکان‌پذیر نیست.

محدودیت‌ها در این نتایج این بود که برخی مطالعات توسط کمپانی‌های دارویی حمایت مالی شده بودند و فقط پیامدهای کوتاه‌مدت ارزیابی شدند.

داده‌های این مرور ممکن است وارد یک متاآنالیز شبکه‌ای از درمان سایکوفارماکولوژی برای افراد مبتلا به اختلال پانیک شود که قرار است اطلاعات مفیدی در این مورد مهیا کند.

اختلال دوقطبی یک وضعیت شایع همراه با موربیدیتی بالا است؛ توسعه درمان‌های موثر و ایمن از اهمیت بسیاری برخوردار هستند. لیتیوم (lithium) یک درمان نگهدارنده موثر برای اختلال دوقطبی است. لیتیوم به‌عنوان تثبیت‌کننده خلق‌وخو عمل می‌کند و خطر خودکشی را کاهش می‌دهد. با این ‌حال، شواهدی که اثربخشی لیتیوم را در درمان مانیای (mania) حاد ارزیابی کند، قطعیت کم‌تری دارند. دستورالعمل‌های مبتنی بر شواهد فعلی، به چندین عامل آنتی‌دوپامینرژیک و تثبیت‌کننده خلق‌وخو به‌عنوان درمان‌های اولیه اشاره می‌کنند: شواهد قطعی‌تری برای تصمیم‌گیری در مورد این‌که لیتیوم باید درمان خط اول باشد یا خیر، مورد نیاز است.

۱. ارزیابی اثرات لیتیوم در مقایسه با دارونما (placebo) یا دیگر درمان فعال در کاهش علائم حاد یک اپیزود مانیک یا مختلط در افراد مبتلا به اختلال دوقطبی.
۲. مرور مقبولیت و تحمل‌پذیری درمان با لیتیوم در مقایسه با دارونما یا درمان‌های فعال دیگر در کاهش علائم حاد یک اپیزود مانیک یا مختلط در افراد مبتلا به اختلال دوقطبی.

ما پایگاه ثبت کارآزمایی‌های کنترل‌ شده گروه اختلالات شایع روانی در کاکرین؛ CENTRAL؛ MEDLINE؛ Embase، و PsycINFO را جست‌وجو کردیم. هم‌چنین پورتال کارآزمایی‌های سازمان جهانی بهداشت (ICTRP) و ClinicalTrials.gov را بررسی کردیم. فهرست منابع تمام مطالعات وارد شده و مرور‌های سیستماتیک مرتبط را کنترل کردیم. مطالعات به‌دست آمده را از جست‌وجوها در ۱۸ می ۲۰۱۸ در تجزیه‌وتحلیل‌های فعلی وارد کردیم.

مطالعات تصادفی‌سازی و کنترل‌ شده آینده‌نگر که به مقایسه لیتیوم با دارونما یا درمان دارویی جایگزین در درمان مانیای حاد پرداختند. هر شخص مبتلا به اختلال دوقطبی، مرد و زن، در هر سنی را وارد کردیم.

حداقل دو نویسنده مرور به‌طور مستقل از هم داده‌ها را استخراج کرده و کیفیت روش‌شناسی را ارزیابی کردند. از نسبت‌های شانس (ORs) برای تجزیه‌وتحلیل پیامدهای دوتایی اثربخشی و میانگین تفاوت‌ها (MDs) یا میانگین تفاوت‌های استاندارد شده (SMDs) برای پیامدهای دارای توزیع پیوسته استفاده کردیم. از یک مدل اثر ثابت استفاده کردیم، مگر اینکه ناهمگونی متوسط یا قابل‌ توجه بوده باشد، که در این حالت، از یک مدل اثرات تصادفی استفاده کردیم. برای تجزیه‌وتحلیل داده‌ها از Review Manager ۵ استفاده کردیم. ما قطعیت شواهد مربوط به پیامدهای فردی را با استفاده از رویکرد درجه‌‏بندی توصیه‏، ارزیابی، توسعه و ارزشیابی (GRADE) ارزیابی کردیم.

ما ۳۶ مطالعه تصادفی‌سازی و کنترل‌شده را یافتیم که لیتیوم را با دارونما، یکی از ۱۲ دارو، یا روش درمانی الکتروشوک (electroconvulsive) برای درمان مانیای حاد، مقایسه کردند. مطالعات شامل شرکت‌کنندگان زن و مرد (۴۲۲۰ نفر)، در هر سنی بودند، که همه آن‌ها معیار‌های مربوط به یک اپیزود مانیک را در زمینه تشخیص اختلال دوقطبی داشتند.

خطر سوگیری (bias) متغیر بود؛ ۱۲ مطالعه در یک حوزه در معرض خطر بالای سوگیری قرار داشتند و ۲۷ مطالعه در مورد تصادفی‌سازی که منجر به رتبه‌بندی «نامشخص» برای سوگیری انتخابی شد، اطلاعات کافی ارائه ندادند.

لیتیوم در مقابل دارونما

شواهدی با قطعیت بالا نشان دادند که لیتیوم یک درمان موثر برای مانیای حاد بود و در القای پاسخ به درمان (OR: ۲,۱۳؛ ۹۵% فاصله اطمینان (CI): ۱.۷۳ تا ۲.۶۳؛ ۱۷۰۷ شرکت‌کننده؛ ۶ مطالعه؛ I^۲ = ۱۶%؛ شواهد با قطعیت بالا)، یا بهبودی (OR: ۲,۱۶؛ ۹۵% CI؛ ۱.۷۳ تا ۲.۶۹؛ ۱۵۹۷ شرکت‌کننده؛ ۵ مطالعه؛ I^۲ = ۲۱%؛ شواهد با قطعیت بالا)، موثرتر از دارونما بود.

لیتیوم بسیار بیشتر از دارونما باعث ایجاد ترمور (OR: ۳,۲۵؛ ۹۵% CI؛ ۲.۱۰ تا ۵.۰۴؛ ۱۲۴۱ شرکت‌کننده؛ ۶ مطالعه؛ I^۲ = ۰%؛ شواهد با قطعیت بالا)، و خواب‌آلودگی (OR: ۲,۲۸؛ ۹۵% CI؛ ۱.۴۶ تا ۳.۵۸؛ ۱۳۵۱ شرکت‌کننده؛ ۷ مطالعه؛ I^۲ = ۰%؛ شواهد با قطعیت بالا) شد.

شواهد کافی برای تعیین تاثیر لیتیوم بر خروج از مطالعه به هر علتی (OR: ۰,۷۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۶ تا ۱.۲۵؛ ۱۳۵۳ شرکت‌کننده؛ ۷ مطالعه؛ I^۲ = ۷۵%؛ شواهد با قطعیت متوسط)، و افزایش وزن (OR: ۱,۴۸؛ ۹۵% CI؛ ۰.۵۶ تا ۳.۹۲؛ ۷۳۵ شرکت‌کننده؛ ۳ مطالعه؛ I^۲= ۵۱%؛ شواهد با قطعیت متوسط) وجود نداشت.

لیتیوم در مقابل آنتی‌سایکوتیک‌ها یا تثبیت‌کننده‌های خلق‌وخو

برای پیامد القای پاسخ به درمان، فقط شواهدی با قطعیت بسیار پائین ‌در مورد لیتیوم در مقایسه با هالوپریدول (haloperidol) (MD: ‐۲,۴۰‐؛ ۹۵% CI؛ ۶.۳۱‐ تا ۱.۵۰؛ ۸۰ شرکت‌کننده؛ ۳ مطالعه؛ I^۲ = ۹۵%)، کوئتیاپین (quetiapine) (OR: ۰,۶۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۲۸ تا ۱.۵۵؛ ۳۳۵ شرکت‌کننده؛ ۲ مطالعه؛ I^۲ = ۷۱%) و کاربامازپین (carbamazepine) (SMD: ۰,۲۱؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۸‐ تا ۰.۶۰؛ ۱۰۲ شرکت‌کننده؛ ۳ مطالعه؛ I^۲ = ۰%) وجود داشت.

لیتیوم احتمالا کمتر از اولانزاپین (olanzapine) منجر به القای پاسخ به درمان می‌شود (OR: ۰,۴۴؛ ۹۵% CI؛ ۰.۲۰ تا ۰.۹۴؛ ۱۸۰ شرکت‌کننده؛ ۲ مطالعه؛ I^۲ = ۰%؛ شواهد با قطعیت متوسط).

لیتیوم ممکن است کمتر از ریسپریدون (risperidone) منجر به القای پاسخ به درمان شود (MD: ۷,۲۸؛ ۹۵% CI؛ ۵.۲۲ تا ۹.۳۴؛ ۲۴۱ شرکت‌کننده؛ ۳ مطالعه؛ I^۲ = ۴۹%؛ شواهد با قطعیت پائین).

هیچ شواهدی از تفاوت بین لیتیوم و والپروات (valproate) وجود نداشت (OR: ۱,۲۲؛ ۹۵% CI؛ ۰.۸۷ تا ۱.۷۰؛ ۶۰۷ شرکت‌کننده؛ ۵ مطالعه؛ I^۲ = ۲۲%؛ شواهد با قطعیت متوسط).

شواهدی با قطعیت متوسط وجود داشت که نشان داد لیتیوم در درمان مانیای حاد موثرتر از توپیرامات (topiramate) است (OR: ۲,۲۸؛ ۹۵% CI؛ ۱.۶۳ تا ۳.۲۰؛ ۶۶۰ شرکت‌کننده؛ ۱ مطالعه).

‌برای ارائه شواهد با قطعیت بالا، داده‌های مربوط به عوارض جانبی برای این مقایسه‌ها شامل مطالعات بسیار اندکی بودند.

این مرور سیستماتیک نشان می‌دهد که لیتیوم در درمان مانیای حاد موثرتر از دارونما است اما خطر خواب‌آلودگی و ترمور را افزایش می‌دهد. شواهد محدود، تفاوت اندک یا عدم تفاوت را بین لیتیوم و سایر تثبیت‌کننده‌های خلق‌وخو (والپروات، کاربامازپین) یا آنتی‌سایکوتیک‌ها (ریسپریدون، کوئتیاپین، هالوپریدول) نشان می‌دهند. اولانزاپین ممکن است یک استثنا باشد، زیرا احتمالا اندکی ‌موثرتر از لیتیوم است. شواهد نامشخصی وجود دارد که نشان می‌دهند ممکن است ریسپریدون نیز موثرتر از لیتیوم باشد. احتمالا لیتیوم در درمان مانیای حاد موثرتر از توپیرامات است. هنگام مقایسه با دارونما، لیتیوم بیش‌تر احتمال دارد که منجر به عوارض جانبی شود. با این ‌حال، در مقایسه با سایر داروها، مطالعات بسیار اندکی، ‌داده‌های مربوط به عوارض جانبی را برای ارائه شواهدی با قطعیت بالا ارائه دادند. انجام مطالعات بیش‌تر و با دقت طراحی شده و در مقیاس بزرگ مورد نیاز هستند تا به‌طور قطعی نتیجه بگیریم که آیا لیتیوم نسبت به سایر مداخلات در درمان مانیای حاد برتر است یا خیر.

مشخصه اختلال پانیک یا هراس (panic disorder)، حملات مکرر غیرمنتظره شامل موجی از ترس شدید است که در عرض چند دقیقه به نقطه اوج خود می‌رسد. اختلال پانیک یک اختلال شایع، با شیوع تقریبی ۱% تا ۵% در طول عمر در جمعیت عمومی ‌و شیوع ۷% تا ۱۰% در مراکز مراقبت‌های اولیه است. اتیولوژی (آسیب‌شناسی) آن کاملا درک نشده و احتمالا هتروژن است.

اختلال پانیک با مداخلات روان‌شناختی و دارویی، که اغلب به‌صورت ترکیبی استفاده می‌شوند، درمان می‌شود. اگرچه بنزودیازپین‌ها (benzodiazepines) اغلب در درمان اختلال پانیک مورد استفاده قرار می‌گیرند، دستورالعمل‌ها تجویز داروهای ضد‐افسردگی، عمدتا مهارکننده‌های انتخابی بازجذب سروتونین (selective serotonin reuptake inhibitors; SSRIs)، را مخصوصا به دلیل بروز پائین‌تر وابستگی و واکنش خروج از مطالعه در مقایسه با بنزودیازپین‌ها، به‌عنوان درمان خط اول برای اختلال پانیک توصیه می‌کنند. با وجود این توصیه‌ها، بنزودیازپین‌ها احتمالا به دلیل شروع سریع عمل آن‌ها، به‌طور گسترده‌ای در درمان اختلال پانیک مورد استفاده قرار می‌گیرند.

بررسی اثربخشی و مقبولیت بنزودیازپین‌ها در مقابل دارونما (placebo) در درمان اختلال پانیک با یا بدون آگورافوبیا (agoraphobia) یا هراس از مکان‌های باز در بزرگسالان.

پایگاه ثبت کارآزمایی‌های کنترل ‌شده گروه اختلالات شایع روانی در کاکرین (مطالعات و منابع CCMDCTR)؛ پایگاه ثبت مرکزی کارآزمایی‌های کنترل شده کاکرین (CENTRAL)؛ MEDLINE (۱۹۵۰‐)؛ Embase (۱۹۷۴‐) و PsycINFO (۱۹۶۷‐) را تا ۲۹ می ۲۰۱۸ جست‌وجو کردیم. فهرست منابع مقالات مربوطه و مرور‌های سیستماتیک قبلی را به‌صورت دستی جست‌وجو کردیم. برای دریافت داده‌های تکمیلی با کارشناسان این زمینه تماس گرفتیم.

همه کارآزمایی‌های دوسو‐کور (کورسازی بیماران و پرسنل) و کنترل ‌شده که بزرگسالان مبتلا به اختلال پانیک را با یا بدون آگورافوبیا برای دریافت بنزودیازپین یا دارونما تصادفی‌سازی کردند.

دو نویسنده مرور به‌طور مستقل از هم، مناسب بودن مطالعات را کنترل کرده و داده‌ها را با استفاده از یک فرم استاندارد شده استخراج کردند. سپس داده‌ها با استفاده از روش کنترل دوباره (double‐check)، در Review Manager ۵ وارد شدند. اطلاعات استخراج‌ شده عبارت بودند از ویژگی‌های مطالعه، ویژگی‌های شرکت‌کننده، جزئیات مربوط به مداخله، محیط‌ها و مقادیر پیامد از نظر اثربخشی (efficacy)، مقبولیت (acceptability) و تحمل‌پذیری (tolerability).

ما ۲۴ مطالعه را با مجموع ۴۲۳۳ شرکت‌کننده در این مرور وارد کردیم، که از این تعداد ۲۱۲۴ نفر برای دریافت بنزودیازپین‌ها و ۱۴۷۵ نفر برای دریافت دارونما تصادفی‌سازی شدند. ۶۳۴ شرکت‌کننده باقی‌مانده در کارآزمایی‌های سه‐بازویی برای دریافت درمان‌های فعال دیگر تصادفی‌سازی شدند. کیفیت کلی روش‌شناسی مطالعات وارد شده را ضعیف ارزیابی کردیم. همه مطالعات را در حداقل سه حوزه، در معرض خطر نامشخص سوگیری (bias) ارزیابی کردیم. به‌علاوه، ۲۰ مورد از ۲۴ مطالعه وارد شده را در حداقل یک حوزه، در معرض خطر بالای سوگیری قضاوت کردیم.

دو پیامد اولیه اثر و مقبولیت درمان، مزیت احتمالی بنزودیازپین‌ها را نسبت به دارونما نشان دادند. خطر نسبی (RR) برآورد شده برای پاسخ به درمان به نفع بنزودیازپین‌ها، ۱,۶۵ بود (۹۵% فاصله اطمینان (CI): ۱.۳۹ تا ۱.۹۶) که با تعداد افراد مورد نیاز جهت درمان تا حصول یک پیامد مثبت اضافی (number needed to treat for an additional beneficial outcome; NNTB) به میزان ۴ (۹۵% CI؛ ۳ تا ۷) مرتبط بود. میزان خروج از درمان میان شرکت‌کنندگان درمان‌ شده با بنزودیازپین‌ها کم‌تر بود (RR: ۰.۵۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۹ تا ۰.۶۴)؛ NNTB برآورد شده ۶ بود (۹۵% CI؛ ۵ تا ۹). کیفیت شواهد را برای هر دو پیامد اولیه پائین ارزیابی کردیم. مزیت احتمالی بنزودیازپین برای بهبودی (RR: ۱.۶۱؛ ۹۵% CI؛ ۱.۳۸ تا ۱.۸۸) و داده‌های نقطه پایانی برای عملکرد اجتماعی (میانگین تفاوت استاندارد شده (SMD): ۰.۵۳‐؛ ۹۵% CI؛ ۰.۶۵‐ تا ۰.۴۲‐) نیز مشاهده شد، هر دو دارای شواهدی با کیفیت پائین. کیفیت شواهد مربوط به پیامدهای ثانویه دیگر را بسیار پائین ارزیابی کردیم. به استثنای تجزیه‌وتحلیل داده‌های مربوط به نمره تغییر برای افسردگی (SMD: ‐۰.۲۲؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۸‐ تا ۰.۰۴) و عملکرد اجتماعی (SMD: ‐۰.۳۲؛ ۹۵% CI؛ ۰.۸۸‐ تا ۰.۲۴)، همه تجزیه‌وتحلیل‌های پیامد ثانویه، تاثیری را به نفع بنزودیازپین‌ها در مقایسه با دارونما نشان دادند. با این ‌حال، تعداد خروج از مطالعه به دلیل عوارض جانبی با بنزودیازپین‌ها نسبت به دارونما بالاتر بود (RR: ۱.۵۸؛ ۹۵% CI؛ ۱.۱۶ تا ۲.۱۵؛ شواهد با کیفیت پائین). علاوه ‌بر این، تجزیه‌وتحلیل ما از عوارض جانبی نشان داد که نسبت بالاتری از شرکت‌کنندگان، دچار حداقل یک عارضه جانبی هنگام درمان با بنزودیازپین‌ها شدند (RR: ۱.۱۸؛ ۹۵% CI؛ ۱.۰۲ تا ۱.۳۷؛ شواهد با کیفیت پائین).

شواهدی با کیفیت پائین، برتری احتمالی بنزودیازپین را نسبت به دارونما در درمان کوتاه‌مدت اختلالات پانیک نشان می‌دهند. اعتبار مطالعات وارد شده به دلیل عدم مخفی‌سازی احتمالی درمان‌های اختصاص داده شده، میزان خروج بالا و سوگیری انتشار احتمالی، سوال‌برانگیز است. علاوه ‌بر این، مطالعات وارد شده، فقط مطالعات کوتاه‌مدت بودند و اثر طولانی‌مدت و همچنین خطرات وابستگی و نشانه‌های ترک دارو را بررسی نکردند. با توجه به این محدودیت‌ها، نتایج ما در مورد اثر بنزودیازپین‌ها در مقابل دارونما، فقط راهنمایی محدودی را برای عمل بالینی ارائه می‌دهد. علاوه بر این، انتخاب پزشک بین بنزودیازپین‌ها و دارونما نیست، بلکه بین بنزودیازپین‌ها و سایر داروها، به‌ویژه SSRIها، از نظر اثر و عوارض جانبی است. بنابراین انتخاب درمان باید بر اساس ترجیح بیمار هدایت شده و بین منافع و آسیب‌های ناشی از درمان در یک منظر بلند‌مدت تعادل برقرار شود.