انجام متاآنالیز بر اساس داده‌های فردی شرکت‌کننده (meta‐analyses based on individual participant data; IPD‐MAs) در مقایسه با متاآنالیزهای مبتنی بر تجمیع داده‌ها (meta‐analyses based on aggregate data; AD‐MAs) که از کارآزمایی‌های منتشر شده استخراج می‌شوند، باعث تجزیه‌وتحلیل‌های قوی‌تر و هم‌سو و سازگار و توصیف بهتر خصوصیات زیر‐گروه‌ها و پیامدها می‌شود. با این حال، IPD‐MAها نسبت به AD‐MAها نیازمند به‌کارگیری منابع بزرگ‌تر و بیش‌تری است. پژوهشگران نتایج حاصل از IPD‐MA را با نتایج به دست آمده از AD‐MA مقایسه کرده و یافته‌های متناقضی را گزارش دادند. مروری را از متدولوژی ارائه دادیم تا این شواهد تجربی را خلاصه کنیم.

مرور سیستماتیک مقایسه‌های تجربی از متاآنالیزهای کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی شده مبتنی بر IPD با متاآنالیز داده‌های استخراج شده از گزارش‌های منتشر شده مبتنی بر AD، ارزیابی سطح توافق میان IPD‐MA و AD‐MA و بررسی این موضوع که این توافق تحت تاثیر تفاوت‌های ناشی از نوع اندازه‌گیری تاثیر، کارآزمایی‌ها و شرکت‌کنندگان وارد شده درون IPD‐MA و AD‐MA قرار می‌گیرد یا خیر، و اینکه تجزیه‌وتحلیل‌ها برای بررسی تاثیرات اصلی درمان یا تعدیل‌کننده اثرات درمان (treatment effect modifiers) انجام شدند یا خیر.

جست‌وجوی الکترونیکی را در کتابخانه کاکرین (شامل بانک اطلاعاتی مرورهای سیستماتیک کاکرین؛ بانک اطلاعاتی خلاصه‌های مرور اثرات، CENTRAL؛ پایگاه ثبت متدولوژی کاکرین، بانک اطلاعاتی HTA، بانک اطلاعاتی ارزیابی اقتصادی NHS)، MEDLINE و Embase تا ۷ ژانویه ۲۰۱۶ انجام دادیم. هم‌چنین مقالات بالقوه مرتبطی که برای نویسندگان این مرور شناخته‌شده بودند، و فهرست منابع مقالات بازیابی شده نیز بررسی شدند.

مطالعات گزارش‌دهنده از یک مقایسه تجربی نتایج متاآنالیز کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی شده با استفاده از IPD با کارآزمایی‌های مبتنی بر AD وارد مرور شدند. مطالعاتی که داده‌های عددی کافی برای مقایسه IPD‐MA و AD‐MA در گزارش آنها موجود بود، وارد شدند.

دو نویسنده مرور عنوان و چکیده مطالعات شناسایی‌شده را با مقالات متن کامل بازیابی‌شده غربالگری کردند تا واجد شرایط بودن یا بالقوه واجد شرایط بودن آنها را برای ورود به این مرور مشخص کنند. ارزیابی «کیفیت» انجام شد و داده‌ها توسط دو نویسنده مرور به‌طور مستقل از هم استخراج شده و عدم‐توافق‌ها با حضور نویسنده سوم حل‌وفصل شد. داده‌ها به صورت توصیفی برای مقایسه‌هایی که در آنها تخمین اندازه‌گیری تاثیر و دقت مربوطه، هم برای IPD‐MA و هم برای AD‐MA در گزارش مطالعه ارائه شد، خلاصه شدند. مقایسه‌ها بر اساس این موارد طبقه‌بندی شدند: اینکه اندازه‌گیری‌های تاثیرات یکسان، کارآزمایی‌ها و بیماران یکسان در روش IPD‐MA و AD‐MA به کار گرفته شدند یا خیر، و این که تجزیه‌وتحلیل‌‌ها برای بررسی تاثیر اصلی درمان یا تعدیل‌کننده بالقوه اثرات درمان انجام شدند یا خیر.

اندازه‌گیری تاثیر در مقیاس استاندارد شده (نمرات z) و نمودارهای پراکندگی (scatter plot) تولید شده قرار گرفتند تا انجام مقایسه‌های بصری ممکن شود. برای هر مقایسه، اهمیت آماری (در سطح ۵% معناداری دو‐طرفه) مربوط به IPD‐MA با AD‐MA متناظر را مقایسه و تعداد اختلافات را محاسبه کردیم. اختلافات را بر اساس نوع تجزیه‌وتحلیل (تاثیر اصلی یا تعدیل‌کننده) و اینکه کارآزمایی‌های مشابه، بیماران و اندازه‌گیری‌های تاثیر با روش IPD‐MA به‌کار گرفته شدند یا با روش AD‐MA، ارزیابی کردیم. میانگین تفاوت‌های موجود میان IPD‐MA و AD‐MA (نمرات z، نسبت تخمین اثرگذاری و خطاهای استاندارد (از نسبت تاثیر)) و ۹۵% محدوده توافق را محاسبه کردیم.

از ۹۳۳۰ گزارشی که در جست‌وجوهای‌مان پیدا کردیم، ۳۹ مطالعه با تخمین اثرگذاری و اندازه‌گیری دقت استخراج شده برای ۱۹۰ مقایسه روی IPD‐MA و AD‐MA، برای ورود به مرور واجد شرایط بودند. کیفیت مطالعات را به صورت «نبود نقایص مهم» (۲۹ مطالعه (۷۴%)) یا «نقایص احتمالی مهم» (۱۰ مطالعه (۲۶%))، طبقه‌بندی کردیم.

میانه (median): ۴ (دامنه بین‐چارکی (IQR): ۲ تا ۶ ) مقایسه به ازای هر مطالعه، با ۶ (IQR؛ ۴ تا ۱۱) کارآزمایی و ۱۲۲۵ شرکت‌کننده (۵۴۲ تا ۲۶۴۱) در IPD‐MAها و ۷ کارآزمایی (۴ تا ۱۱) و ۱۲۲۵ شرکت‌کننده (۷۰۵ تا ۲۵۴۱) برای AD‐MAها محاسبه شد. یک‌صد و چهل‌‐چهار (۷۶%) مقایسه برای متاآنالیز اصلی تاثیر درمان و ۴۶ (۲۴%) مقایسه با استفاده از نتایج حاصل از تجزیه‌وتحلیل‌های مربوط به بررسی تعدیل‌کننده‌های تاثیر درمان انجام شدند.

توافق میان IPD‐MA و AD‐MA برای ۱۵۲ مقایسه (۸۰%) دارای اهمیت آماری بود، ۲۳ مورد از این مقایسه‌ها در جهت تاثیر درمان، توافقی نداشتند. عدم‐توافق برای ۳۸ مقایسه (۲۰%) دارای اهمیت آماری بود به نحوی که نسبت بالایی از نتایج دارای اهمیت آماری در گروه IPD‐MA شناسایی شد که در گروه AD‐MA؛ (۲۸ (۱۵%)) تایید نشده بود، در حالی که ۱۰ مقایسه (۵%) در گروه AD‐MA دارای اهمیت آماری بوده که در گروه IPD‐MA تایید نشد. این الگوی عدم توافق برای ۱۴۴ تجزیه‌وتحلیل تاثیر درمان اصلی هم‌سو و سازگار بود، اما برای ۴۶ مقایسه از تجزیه‌وتحلیل تعدیل‌کننده تاثیر درمان، صادق نبود. نتیجه‌گیری‌های حاصل از IPD‐MA و AD‐MA، حتی زمانی که کارآزمایی‌ها، بیماران (و نه ضرورتا پیگیری‌های یکسان) و اندازه‌گیری‌های تاثیر درمان یکسان بودند، باز هم تفاوت را نشان دادند. تفاوت میانگین میان IPD‐MA و AD‐MA در نمرات z، نسبت تخمین اثرگذاری و خطاهای استاندارد کم بودند اما حدود توافق وسیع و شامل تفاوت‌های مهم در هر دو جهت بود. به نظر نمی‌رسد تفاوت میان IPD‐MA و AD‐MA با افزایش تفاوت میان کارآزمایی‌ها و شرکت‌کنندگان افزایش یابد.

IPD پتانسیل لازم را برای بررسی بیش‌تر، دقیق‌تر و آنالیزهای مناسب‌تر در مقایسه با AD امکان‌پذیر می‌کند. اما در بسیاری از موارد، نتایج و نتیجه‌گیری‌های مشابهی را می‌توان از IPD‐MA و AD‐MA به‌ دست آورد. بنابراین، پیش از آغاز انجام یک IPD‐MA روی منابع فشرده، باید یک AD‐MA به‌طور اولیه بررسی شود هم‌چنین محققین باید با دقت مزایای بالقوه اضافی IPD را مدنظر قرار دهند.

آسیب ناشی از ایسکمی رپرفیوژن (ischaemia reperfusion injury) ممکن است منجر به اختلال عملکرد یا نارسایی کلیه شود. پیش‌شرط ایسکمیک (ischaemic preconditioning) یک دوره کوتاه محرومیت از عرضه خون به ارگان‌ها یا بافت‌های خاصی است که پس از آن رپرفیوژن اتفاق می‌افتد. این راهی است که کلیه‌ها را در برابر آسیب‌های ایسکمی رپرفیوژن مصون می‌دارد.

هدف از انجام این مرور بررسی مزایا و آسیب‌های پیش‌شرط (preconditioning) ایسکمیک موضعی و دوردست به منظور کاهش آسیب‌ها و صدمات ایسکمی و رپرفیوژن در افراد مبتلا به آسیب‌های کلیوی ناشی از ایسکمی رپرفیوژن.

ما از طریق تماس با متخصص اطلاعات با استفاده از کلمات جست‌وجوی مرتبط با این مرور، در پایگاه ثبت تخصصی گروه پیوند و کلیه در کاکرین تا ۵ آگوست ۲۰۱۶ به جست‌وجو پرداختیم.

تمام کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل شده که به اندازه‌گیری عملکرد کلیه و نقش پیش‌شرط ایسکمیک در بیمارانی پرداختند که تحت مداخله جراحی منجر به آسیب کلیوی شده، قرار گرفتند. مطالعات مربوط به پیوند کلیه از مرور خارج شدند.

ارزیابی واجد شرایط بودن مطالعات و کیفیت آنها و نیز استخراج داده توسط دو نویسنده مستقل انجام شد. مشخصات اصلی مطالعه را جمع‌آوری کردیم: نوع جراحی، پروتکل پیش‌شرط ایسکمیک دوردست، نوع بی‌حسی. اندازه‌های پیامد اولیه: میزان کراتینین سرم (serum creatinine) و عوارض جانبی پیش‌شرط ایسکمیک دوردست؛ و اندازه‌های پیامد ثانویه: آسیب حاد کلیه، نیاز به دیالیز، لیپوکالین مرتبط با ژلاتیناز نوتروفیل (neutrophil gelatinase‐associated lipocalin)، بستری در بیمارستان و مورتالیتی را نیز جمع‌آوری کردیم. خلاصه تخمین‌های تاثیر با استفاده از یک مدل اثرات‐تصادفی به دست آمد، و نتایج به صورت خطرات نسبی (RR) و ۹۵% فواصل اطمینان (CI) آنها برای پیامدهای دو‐حالتی و تفاوت میانگین (MD) و ۹۵% CI برای پیامدهای پیوسته بیان شد.

ما ۲۸ مطالعه را وارد مرور کردیم که در مجموع ۶۸۵۱ بیمار تصادفی‌سازی کرده بودند. خطر سوگیری (bias) در اکثر مطالعات نامشخص یا پائین بود. به منظور انسجام در جهت تاثیرات، پیامدهای پیوسته با مقادیر منفی و پیامدهای دو‐حالتی با مقادیر کمتر از یک به نفع پیش‌شرط ایسکمیک دوردست است. بر اساس شواهد با کیفیت بالا، پیش‌شرط ایسکمیک دوردست، تفاوتی اندک یا عدم تفاوت در کاهش سطح کراتینین سرم در روز اول پس از جراحی (۱۴ مطالعه؛ ۱۰۲۲ شرکت‌کننده: MD: ‐۰,۰۲ میلی‌گرم/دسی‌لیتر؛ ۹۵% CI؛ ۰.۰۵‐ تا ۰.۰۲؛ I^۲ = ۲۱%)، روز دوم پس از جراحی (۹ مطالعه؛ ۷۷۰ شرکت‌کننده: MD: ‐۰,۰۴ میلی‌گرم/دسی‌لیتر؛ ۹۵% CI؛ ۰.۰۹‐ تا ۰.۰۲؛ I^۲ = ۳۱%) و روز سوم پس از جراحی (۶ مطالعه؛ ۴۱۷ شرکت‌کننده: MD: ‐۰,۰۵ میلی‌گرم/دسی‌لیتر؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۹‐ تا ۰.۱۰؛ I^۲ = ۶۸%) در مقایسه با گروه کنترل ایجاد کرد.

در چهار بیمار دریافت کننده پیش‌شرط ایسکمیک دوردست با کلامپ ایلایک (iliac clamping)، حوادث جانبی جدی رخ داد. به دلیل پائین بودن قطعیت شواهد در مطالعات، اینکه انجام پیش‌شرط ایسکمیک دوردست با باد کردن کاف در مقایسه با کنترل موجب افزایش عوارض جانبی می‌شود یا خیر، نامطمئن است (۱۵ مطالعه؛ ۳۹۹۳ شرکت‌کننده: RR: ۳,۴۷؛ ۹۵% CI؛ ۰.۵۵ تا ۲۱.۷۶؛ I^۲ = ۰%)؛ فقط دو مورد از ۱۵ مطالعه بروز هرگونه عوارض جانبی را گزارش کرده بودند (۶/۱۹۹۹ در گروه پیش‌شرط ایسکمیک دوردست و ۱/۱۹۹۴ در گروه کنترل)، در ۱۳ مطالعه باقی‌مانده، در هیچ یک از دو گروه هیچ عارضه جانبی مشاهده نشد.

در مقایسه با گروه کنترل، پیش‌شرط ایسکمیک دوردست، تفاوتی اندک یا عدم تفاوت در نیاز به دیالیز (۱۳ مطالعه؛ ۲۴۱۷ شرکت‌کننده: RR: ۰,۸۵؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۷ تا ۱.۹۴؛ I^۲ = ۶۰%؛ شواهد با کیفیت متوسط)، طول مدت بستری در بیمارستان (۸ مطالعه؛ ۹۲۰ شرکت‌کننده: MD: ۰,۱۷ روز؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۶‐ تا ۰.۸۰؛ I^۲ = ۴۹%؛ شواهد با کیفیت بالا) یا مورتالیتی به هر علتی (۲۴ مطالعه؛ ۴۹۳۱ شرکت‌کننده: RR: ۰,۸۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۵۴ تا ۱.۳۷؛ I^۲ = ۰%؛ شواهد با کیفیت بالا) ایجاد می‌کند.

پیش‌شرط ایسکمیک دوردست ممکن است به مقدار اندکی میزان بروز آسیب حاد کلیوی را با استفاده از هر دو معیار AKIN؛ (۸ مطالعه؛ ۲۳۶۴ شرکت‌کننده: RR: ۰,۷۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۵۷ تا ۱.۰۰؛ I^۲ = ۶۱%؛ شواهد با کیفیت بالا) یا RIFLE؛ (۳ مطالعه؛ ۱۵۸۶ شرکت‌کننده: RR: ۰,۹۱؛ ۹۵% CI؛ ۰.۷۵ تا ۱.۱۲؛ I^۲ = ۰%؛ شواهد با کیفیت متوسط).

به نظر می‌رسد انجام پیش‌شرط ایسکمیک دوردست با باد کردن کاف یک روش ایمن است، و احتمالا تفاوتی اندک یا عدم تفاوت در میزان کراتینین سرم، عوارض جانبی، نیاز به دیالیز، طول مدت بستری در بیمارستان، مرگ‌ومیر و بروز آسیب حاد کلیوی ایجاد می‌کند. در مجموع، علی‌رغم وجود شواهد با قطعیت متوسط‐بالا، داده‌های موجود، اثربخشی پیش‌شرط ایسکمیک دوردست را در کاهش آسیب‌های کلیوی ناشی از ایسکمی رپرفیوژن در بیماران تحت جراحی ماژور قلب و عروق که ممکن است دچار آسیب‌های کلیوی ناشی از ایسکمی رپرفیوژن شده باشند، تایید نمی‌کند.