معمولا بی‌هوشی عمومی با عدم هوشیاری همراه است. «هوشیاری» به حالتی گفته می‌شود که بیمار پس از جراحی بتواند رویدادها یا تجربیات حین جراحی را به خاطر آورد. «بیداری» به حالتی گفته می‌شود که بیمار حین جراحی به‌هوش و آگاه باشد، اما نتواند در زمان هوشیاری پس از جراحی، رویدادها و تجربیات حین جراحی را به خاطر آورد.

ارزیابی اثربخشی دو نوع مداخله بی‌هوشی در کاهش هوشیاری چشمگیر بالینی:

‐ رژیم‌های دارویی بی‌هوشی؛ و
‐ مانیتورهای عمق بی‌هوشی حین جراحی.

ما این موارد را جست‌وجو کردیم: پایگاه ثبت مرکزی کارآزمایی‌های کنترل شده کاکرین (CENTRAL؛ شماره، ۴؛ ۲۰۱۶)؛ PubMed از سال ۱۹۵۰ تا اپریل ۲۰۱۶؛ MEDLINE از سال ۱۹۵۰ تا اپریل ۲۰۱۶ و Embase از سال ۱۹۸۰ تا اپریل سال ۲۰۱۶. برای شناسایی مطالعات بیشتر با کارشناسان امر تماس گرفتیم. در این مرور، استنادهای موجود را به صورت دستی جست‌وجو کردیم. پایگاه‌های ثبت کارآزمایی را جست‌وجو نکردیم.

کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل شده (randomised controlled trials; RCTs) مربوط به رژیم‌های بی‌هوشی یا مانیتورهای عمق بی‌هوشی را وارد کردیم. مطالعات داوطلبانه، مطالعات مربوط به بیماران را قبل از برش پوست، مطالعات واحد مراقبت‌های ویژه و مطالعاتی را که در آنها برای تست‌های حافظه (نه مداخلات بی‌هوشی) صرفا واژه‌های متفاوت تصادفی بیان شده بود، از دایره مرور خود کنار گذاشتیم. رژیم‌های دارویی بی‌هوشی شامل مطالعات وارد شده مربوط با القا یا نگهداری، یا هر دوی آنها می‌شدند. مانیتورهای عمق بی‌هوشی (anaesthetic depth monitors) شامل مانیتور شاخص دو‐طیفی (Bispectral Index)؛ M‐ انتروپی (M‐Entropy)، مانیتور Narcotrend، مانیتور عملکرد مغزی (cerebral function monitor)، مانیتور وضعیت مغزی (cerebral state monitor)، شاخص وضعیت بیمار (patient state index) و مانیتور انقباض تحتانی مری (lower oesophageal contractility monitor) بودند. استفاده از مانیتورهای عمق بی‌هوشی امکان تیتراسیون داروهای بی‌هوشی را برای تداوم بی‌هوشی میسر می‌سازد.

دست‌کم دو نویسنده به‌طور مستقل از هم به بررسی چکیده مقالات پرداخته و داده‌ها را از مطالعات استخراج کردند و خطر سوگیری (bias) مطالعات را مورد ارزیابی قرار دادند. تلاش کردیم تا برای کسب توضیحات بیشتر، با همه نویسندگان تماس بگیریم. آمار متاآنالیز (meta‐analysis) را در بسته‌های زبان R به کار بردیم.

۱۶۰ مطالعه را با حضور ۵۴,۱۰۹ شرکت‌کننده که ثبت‌نام کرده بودند، وارد کردیم؛ مطالعات و آنالیز داده‌ها یا هر دو، با تعداد ۵۳,۷۱۳ شرکت‌کننده آغاز و با ۵۰,۰۳۴ شرکت‌کننده به پایان رسید. در مقایسه‌های متاآنالیز نتوانستیم از ۱۱۵ RCT استفاده کنیم، زیرا در آنها هیچ رویدادی مربوط به هوشیاری وجود نداشت. ما ۲۷ مطالعه را از ۴۵ مطالعه باقی‌مانده ادغام نکردیم، زیرا ناهمگونی بالینی و روش‌شناسی آنها بیش از حد بود. ۱۸ RCT واجد شرایط باقی‌مانده را در متاآنالیز تجمیع کردیم. تعداد ۱۰ مطالعه در انتظار طبقه‌بندی هستند که آنها را هنگام به‌روز کردن این مرور، مورد پردازش قرار خواهیم داد. متاآنالیز شامل ۱۸ کارآزمایی با حضور ۳۶,۰۳۴ شرکت‌کننده می‌شد. در آنالیز پایش عمق بی‌هوشی (یا شاخص دو‐طیفی یا M‐انتروپی) در برابر پایش بالینی و الکترونیکی استاندارد، تعداد نه کارآزمایی با حضور ۳۴,۷۴۴ شرکت‌کننده وجود داشت. به طور کلی، نرخ رویداد برابر ۰,۵% بود. با توجه به دقت پائین تخمین نسبت شانس (OR): ۰.۹۸؛ ۹۵% فاصله اطمینان (CI): ۰.۵۹ تا ۱.۶۲)، تاثیر مثبتی نه برای پایش عمق بی‌هوشی و نه برای پایش بالینی و الکترونیکی استاندارد مشاهده نشد. در زیر‐مجموعه‌ای شامل پنج مطالعه مربوط به پایش شاخص دو‐طیفی در برابر پایش بالینی و الکترونیکی استاندارد با حضور ۳۴,۱۸۱ شرکت‌کننده، تعداد ۵۰۳ شرکت‌کننده گزارش‌هایی در خصوص هوشیار بودن خود حین جراحی به گروه متخصص که به صورت تصادفی برگزیده شده بودند، ارائه دادند، این گروه متخصصان پس از مرور پرسشنامه‌ها پیامد مربوط به هر بیمار را به این ترتیب مورد ارزیابی یا قضاوت قرار دادند: عدم هوشیاری، هوشیاری احتمالی و هوشیاری قطعی. متخصصان، ۳۵۱ گزارش را فاقد هوشیاری، ۸۷ گزارش را دارای هوشیاری احتمالی و ۶۵ گزارش را دارای هوشیاری قطعی ارزیابی کردند. با توجه به دقت ناچیز در تخمین OR در خصوص ادغام هوشیاری قطعی و احتمالی، اندازه تاثیرگذاری نه به نفع پایش شاخص دو‐طیفی و نه به نفع پایش بالینی و الکترونیکی استاندارد بود (OR: ۰.۹۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۵ تا ۲.۶۵). اما با توجه به دقت کم در تخمین نسبت شانس، اندازه تاثیرگذاری به نفع پایش شاخص دو‐طیفی برای هوشیاری قطعی بود (OR: ۰.۶۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۳ تا ۲.۷۵). روی داروهای بی‌هوشی سه متاآنالیز کوچک‌تر انجام دادیم. تعداد نه مطالعه را با حضور ۱۲۹۰ شرکت‌کننده بررسی کردیم. مصرف کتامین (ketamine) و اتومیدیت (etomidate) در مقایسه با تیوپنتال (thiopental) باعث کاهش بیداری شده بود. دفعات بیداری بیش از هوشیاری بود. مصرف بنزودیازپین (benzodiazepines) در مقایسه با تیوپنتال (thiopental)، کتامین (ketamine) و دارونما موجب کاهش هوشیاری شده بود، هم‌چنین، مصرف دوزهای بالاتر از داروهای استنشاقی در برابر دوزهای پائین‌تر، خطر هوشیاری ضمن جراحی را کاهش داده بود. کیفیت شواهد را در «خلاصه‌ای از یافته‌ها»، در جداول مربوط به پنچ مقایسه در سطح پائین یا بسیار پائین درجه‌بندی کردیم. بیشتر پیامدهای ثانویه در این مرور در RCTهای وارد شده گزارش نشده بودند.

استفاده از مانیتورهای عمق بی‌هوشی ممکن است تاثیرات مشابهی با استفاده پایش بالینی و الکتریکی استاندارد بر خطر هوشیاری حین جراحی داشته باشد. در مطالعات پیشین که به مقایسه بی‌هوشی در بخش کوچک‌تری از نمونه بیمار اختصاص داشت، بیداری بیش از هوشیاری رخ داده بود. استفاده از اتومیدیت و کتامین خطر بیداری ضمن جراحی را در مقایسه با مصرف تیوپنتال (thiopental) کاهش داده بود. مصرف بنزودیازپین‌ در مقایسه با تیوپنتال و کتامین یا دوزهای بالاتر داروهای استنشاقی در برابر دوزهای پائین‌تر، خطر بیداری ضمن جراحی را کاهش داده بود.