Rezul'taty primeneniya stentov, vydelyayushchikh lekarstva, i metallicheskikh stentov bez lekarstvennogo pokrytiya: ob\"edinennyy setevoy metaanaliz

Full Text

В последние 1,5 года активно обсуждается безопасность использования коронарных стентов, выделяющих антипролиферативные лекарства (сиролимус или паклитаксел). Есть основания полагать, что хотя по сравнению с обычными («непокрытыми») металлическими стентами эти устройства снижают риск образования рестеноза, при их применении достаточно долго сохраняется опасность возникновения тромботических осложнений. Однако несмотря на многочисленные публикации, имеющиеся данные противоречивы. Представляется, что во многом это связано с особенностями изученных групп больных (имплантация стентов по «узким» официальным показаниям или их применение у более широкого контингента больных), длительностью последующего применения антиагрегантов (ацетилсалициловой кислоты и клопидогреля), а также подходами к оценке неблагоприятных исходов в разных клинических испытаниях и регистрах. Приведенный далее метаанализ является самым крупным из опубликованных. К его достоинствам относится объединение большого количества клинических исследований, в которые включались больные с разными основаниями для имплантации стентов. Авторы применили статистические методы, позволяющие повысить надежность сопоставления исходов при применении стентов разного типа (сохранить принцип «слепого» сравнения и рандомизации). Оказалось, что стенты, выделяющие сиролимус, заметно превосходят стенты, выделяющие паклитаксел, по влиянию на частоту инфарктов миокарда, поздних тромбозов и реже требуют повторного вмешательства на том же стенозе. Вместе с тем многие вопросы остаются неясными. В частности, нет данных о роли длительности двойной антитромбоцитарной терапии. Не определено, для каких показаний к установке стентов справедлив полученный результат. Не стоит забывать и об известных ограничениях метаанализа как способа получения надежной клинической информации. Поэтому очевидно, что проблема нуждается в дальнейшем изучении. Введение В недавних исследованиях долгосрочная безопасность двух полимерных стентов, выделяющих лекарства (СВЛ), утвержденных FDA – стент, выделяющий сиролимус (СС), и стент, выделяющий паклитаксел (ПС), – была подвергнута сомнению, поскольку, по данным недавних исследований, их применение сопровождается повышением смертности, риска развития инфаркта миокарда (ИМ) или позднего тромбоза стента по сравнению с металлическими стентами (МС) без лекарственного покрытия [1–5]. Эти исследования не были лишены недостатков: небольшое количество пациентов, ограниченный срок последующего клинического наблюдения или обсервационный дизайн. Сетевой метаанализ [6, 7], или метод сравнений смешанного подхода к лечению [8–10], должен был позволить нам провести единый когерентный анализ всех рандомизированных контролируемых исследований, в которых сравнивались как оба СВЛ с МС, так и СВЛ между собой при полном сохранении рандомизации. Мы сформировали общую группу специалистов, предоставивших данные исследований на основе стандартизованных определений исходов [11–12], и провели сетевой метаанализ. Методы Стратегия поиска и отбора информации Мы просмотрели базы данных Medline, EmBase, Cochrane Central Register Trials (CЕNTRAL), а также имеющие отношение к данному вопросу веб-сайты (www.acc.org, www.tctmd.com, www.theheart.org, www.clinicaltrialresults.org) в поисках результатов исследований на разных языках (от исходной точки каждой базы данных до марта 2007 г.), искали списки литературы и тезисы конференций вручную, проверяли обзоры по теме, главы в книгах и протоколы консультативной группы FDA, связывались с производителями и исследователями. Два исследователя (CSt и SA) независимо друг от друга занимались отбором материалов. В анализ включали рандомизированные контролируемые исследования с участием пациентов, имеющих проявления ишемии миокарда, связанной с болезнью коронарных сосудов. Эти исследования должны были быть посвящены сравнению ПС Taxus (Boston Scientific, Natick, MA,USA) и СС Cypher (Cordis, Miami Lakes, FL, USA) друг с другом или с МС. Длительность периода наблюдения в каждом исследовании должна была составлять не менее 6 мес. Сбор данных Все данные были отобраны двумя исследователями (CSt и SA) независимо друг от друга, при этом разногласия решались с участием третьего исследователя (PJ). Исследователей и производителей СВЛ просили проверить отобранную информацию и предоставить результаты в электронном виде в соответствии со стандартизованными определениями. Предварительно были заданы основные параметры безопасности [12]: 1) общая смертность, 2) кардиальная смерть, определяемая как любая смерть из-за заболеваний сердца (например, ИМ, снижение сократительной функции сердца, смертельная аритмия), смерть, связанная с проведением инвазивной процедуры, сопутствующим лечением, а также по неустановленной причине, 3) ИМ, включая смертельный и несмертельный ИМ с зубцом Q и без него, 4) объединенный показатель смерти или ИМ; 5) несомненный тромбоз стента в пределах стентированного сегмента, подтвержденный результатами ангиографии или аутопсии в соответствии с критериями Академического исследовательского объединения (ARC) [11, 12]. Мы проследили за тем, чтобы в анализ были включены случаи вторичного тромбоза стента, развивающегося после реваскуляризации целевого поражения сосуда. Реваскуляризацию целевого поражения расценивали как второстепенный параметр эффективности и определяли как любое повторное чрескожное вмешательство, направленное на область поражения, или шунтирование целевого – коронарной артерии по поводу рестеноза или других осложнений со стороны целевого поражения (в зоне 5 мм в обе стороны от стента). В трех исследованиях данные о частоте реваскуляризации целевого поражения отсутствовали [13–15], и мы использовали расчетные показатели [12]. Пациентов, у которых были зарегистрированы названные события, и общее число пациентов, входящих в группу риска, учитывали отдельно в сроки от 1 года до 4 лет. Мы оценивали 3 подхода к обеспечению надежности полученного результата [1]: маскировку распределения, «ослепление» исследовательского персонала, принимающего решение о характере клинических исходов, и включение в анализ всех рандомизированных лиц в соответствии с принципом «по намерению лечить». Статистический анализ Мы использовали углубленные многофакторные Бейесианские иерархические модели случайных эффектов для множественных смешанных сравнений [8], которые полностью сохраняют рандомизированное сравнение внутри исследований [8, 18]. Для учета различий в сроках клинического наблюдения мы применяли модель случайных блужданий, основанную на линейно-ломаной постоянной интенсивности отказов (webappendix 1) [19]. Модель включала случайные эффекты на уровне исследований, смежных периодов времени и сравнения и была разбита на 4 заданных периода времени (от 1 года до 4 лет). Периоды времени с нулевыми событиями в любой из групп были исключены из анализа. Тромбоз стента мы также анализировали отдельно по ранним (0–30 дней после имплантации) и поздним (>30 дней после имплантации) событиям, а также проводили оценку определений тромбоза стента по протоколам отдельных исследований. В ретроспективных анализах мы также разделили тромбозы стентов на возникшие не ранее 30 дней и до 1 года и те, которые были выявлены в период от 1 года до 4 лет. При анализах чувствительности мы ограничили сеть исследованиями с адекватной маскировкой распределения, «слепой» оценкой клинических результатов и учетом всех лиц, прошедших рандомизацию, а также теми высококачественными исследованиями, которые удовлетворяли всем трем методологическим критериям [16]. Поскольку тип платформы стента или толщина элементов его конструкции могут оказать влияние на клинические исходы [20], мы провели анализ чувствительности с выравниванием по этим факторам. В итоге мы получили объединенные данные стандартных метаанализов, выполненных методом оценки случайных эффектов [21] и учитывающих результаты прямого сопоставления эффектов лечения в отдельных исследованиях. Помимо основного сетевого метаанализа всех пациентов, мы стратифицировали данные по смертности и по композитной конечной точке смерти или ИМ в зависимости от наличия или отсутствия у пациентов сахарного диабета и оценили взаимодействие между расчетными ОР и диабетом. ОР и совокупная заболеваемость были вычислены по медиане апостериорного распределения. ОР<1 служит признаком пользы от экспериментального вмешательства. Мы оценили 95% доверительный интервал (ДИ) от 2,5 и 97,5 процентилей апостериорного распределения и рассчитали значения двустороннего критерия р. Для апостериорных распределений 95% ДИ и значения р могут быть интерпретированы так же, как и обычные аналогичные показатели. Используя совокупную частоту и ОР, определенные в сетевом метаанализе, мы получили число пациентов, которых необходимо лечить, чтобы предотвратить 1 неблагоприятное событие (NNT), и число пациентов, которых необходимо лечить, чтобы у 1 из них возникло неблагоприятное явление (NNH) [22]. Неоднородность исследований была установлена из медианы межисследовательской изменчивости (t2), выявленной в апостериорном распределении [23]. Согласованность системы была достигнута с использованием непоследовательных факторов, качество совпадения – с использованием остаточного отклонения (webappendix 1). Все расчеты проводили с помощью программ "WinBUGS 1.4" и "Stata 9.2". Роль источника финансирования Спонсор исследования не участвовал в разработке дизайна исследования, сборе, анализе и интерпретации данных, а также в написании отчета. Ответственный автор имел полный доступ ко всем данным и принимал окончательное решение о представлении материалов для публикации. Результаты Мы провели скрининг заголовков и абстрактов 870 потенциально подходящих исследований, изучили полный текст 84 статей, посвященных результатам 41 исследования, и отобрали 38 исследований [13–15, 20, 25–58], которые отвечали нашим критериям включения (рис. 1). Исследователи или производители предоставили данные о 29 исследованиях [13, 14, 20, 25–34, 36–40, 43, 46–53, 56, 57]. В 38 включенных исследованиях были рандомизированы 18 023 пациента (табл. 1): 9 из них предоставляли отчеты о наблюдении в течение 4 лет [20, 25–27, 31–34, 57], 8 – в течение 3 лет [29, 36, 46, 48, 50–52], 8 – в течение 2 лет [13, 28, 37, 40, 43, 49, 53, 56] и 13 – в течение 1 года [14, 15, 30, 35, 38, 39, 41, 42, 44, 45, 54, 55, 58]. В 29 исследованиях были описаны соответствующие методы маскировки распределения больных по группам [13, 20, 27, 40, 42, 43, 45–53, 56, 57]. В 28 исследованиях применяли «слепую» оценку клинических результатов [13, 20, 25–40, 43, 45, 47–49, 51–53, 55, 56]. Мы смогли подсчитать всех рандомизированных в нашем анализе пациентов в соответствии с принципом «по намерению лечить» в 31 исследовании [13, 15, 20, 25, 27, 29–38, 40, 41, 43–56]. В материалах всех 38 исследований содержалась информация об общей смертности. В webappendix 2 представлены сведения о количестве событий отдельно в сроки от 1 года до 4 лет по каждому исследованию. В течение всего периода наблюдения умерли 768 пациентов: 232 из 4921 с МС, 263 из 6331 с ПС и 273 из 6771 с СС. Показатель смертности во всех трех группах оказался примерно одинаковым (рис. 2). В данных по 36 исследованиям с участием 17 705 пациентов содержалась информация для анализа кардиальной смерти (webappendix 2) [13–15, 20, 26–34, 36–58]. От сердечной патологии умерли 447 пациентов: 130 из 4763 с МС, 154 из 6300 с ПС и 163 из 6642 с СС. Таким образом, во всех трех группах показатель кардиальной смерти был почти одинаковым (см. рис. 2). Данные об ИМ (webappendix 2) были взяты нами из 37 исследований, в которых участвовали 17 962 пациента [13–15, 20, 26–58]. Всего было зарегистрировано 850 случаев ИМ: 256 из 4891 пациента с МС, 319 из 6300 с ПС и 275 из 6771 с СС. Таким образом, наименьшая вероятность развития ИМ выявлена при применении СС, а риск развития инфаркта в двух других группах (МС и ПС) был примерно одинаковым (см. рис. 2). Во всех 38 исследованиях содержались данные об объединенной конечной точке смерть или ИМ (webappendix 2). Перенесли ИМ или умерли 1524 пациента: 454 из 4921 с МС, 556 из 6331 с ПС и 514 из 6771 с СС. По данной конечной точке разница между группами была несущественной. Из 27 исследований [13, 20, 25–28, 30–34, 36–40, 43, 46–53, 56, 57] были взяты данные о подтвержденном тромбозе стента в соответствии с критериями ARC [11, 12], но в трех из них тромбоз не наблюдался [25, 36, 57]. Таким образом, информацию для анализа данной конечной точки мы нашли в материалах 24 исследований с участием 12 973 пациентов (webappendix 2) [13, 20, 26–28, 30–34, 37–40, 43, 46–53, 56]. Было подтверждено 188 случаев тромбоза стента: 94 – в течение 30 дней после имплантации и 94 – позже (табл. 2). Различия в частоте развития тромбоза при использовании трех разных типов стентов практически отсутствовали (см. рис. 2). Также не было выявлено различий в частоте развития ранних тромбозов (до 30 дней) при использовании разных видов стентов (см. табл. 2). Тем не менее риск поздних тромбозов (после 30 дней) был приблизительно в 2 раза выше при использовании ПС, чем МС и СС. Разницы в частоте возникновения поздних тромбозов стентов у лиц с СС и МС практически не было (см. табл. 2). В материалах 37 исследований [13, 14, 20, 25–58] содержались данные, пригодные для вторичного анализа частоты тромбоза стентов в соответствии с определением протокола, но в 4 из них этого явления не обнаружено [25, 31, 41, 57]. Таким образом, в анализ были включены результаты 33 исследований с участием 15 673 пациентов (см. табл. 2) [13, 14, 20, 26–30, 32–40, 42–56, 58]. В целом различия между ПС и двумя другими типами стентов стали более выраженными. В материалах 37 исследований при участии 17 712 пациентов содержались сведения, которые можно было использовать для анализа частоты реваскуляризации целевого поражения (webappendix 2) [13–15, 20, 25–43, 45–58]. В течение наблюдения было проведено 1926 реваскуляризаций: 905 из 4763 пациентов с МС, 567 из 6328 пациентов с ПС и 454 из 6621 пациентов с СС. По сравнению с МС доля реваскуляризаций у лиц с СС и ПС была существенно ниже и наиболее выраженной в группе СС (см. рис. 2). В табл. 3 представлены показатели NNT для предупреждения 1 события и NNH для получения 1 события в течение 4 лет по разным исходам. В частности, при сравнении общей смертности у пациентов с СС и МС NNT было не определенным, а 95% ДИ показали, что результаты сочетались как с благоприятным эффектом СС по сравнению с МС, в результате чего NNT составило 77 и более, так и с неблагоприятным эффектом СС, в результате чего NNH достигло 56 и более. В табл. 4 представлены результаты анализа чувствительности. В 29 исследованиях (13 677 пациентов) применялась адекватная маскировка [13, 20, 27–40, 42, 43, 45–53, 56, 57], в 28 (15 218 пациентов) – «слепая» оценка результатов [13, 20, 25 40, 43, 45, 47–49, 51–53, 55, 56], в 31 (14 435 пациентов) – анализ данных всех рандомизированных пациентов [13, 15, 20, 25, 27, 29–38, 40, 41, 43–56], а 22 высококачественных исследования [13, 20, 27, 29, 31–38, 40, 43, 45, 47–49, 51–53, 56] (10 017 пациентов) отвечали всем трем критериям [16]. В 37 исследованиях (17 859 пациентов) содержалась информация, использованная при анализе данных с выравниванием по типу платформы стента и по толщине элементов его каркаса [13, 14, 20, 25–58]. Результаты в целом были надежны для разных аналитических подходов, использовавшихся при анализе чувствительности. Однако при выравнивании по показателю типа платформы стента разница в частоте возникновения тромбозов ПС по сравнению с двумя другими видами стентов становилась более выраженной. В табл. 4 также показаны уровни риска и 95% ДИ при традиционном метаанализе случайных эффектов прямых сравнений внутри исследований. В материалах 17 исследований (5537 пациентов) содержались сведения, использованные для сравнения СС с МС [13, 20, 31–45], в 8 (4874 пациента) – ПС с МС [13, 15, 25–30] и в 15 исследованиях (8438 пациентов) – СС с ПС [13, 14, 46–58]. Хотя ДИ для этих традиционных метаанализов был шире, чем вероятностный интервал в комбинированном сетевом метаанализе, сопоставимость точечных оценок была очень высока. Расчетные величины статистической неоднородности исследований были низкими, и критерии для наиболее подходящих моделей полностью удовлетворяли всем событиям, кроме реваскуляризации целевого поражения (webappendix 3). Критерии состоятельности сетевой системы были удовлетворительными для всех событий, кроме тромбоза стента и реваскуляризации целевого поражения (webappendix 3). В традиционных метаанализах все показатели статистической неоднородности исследований были низкими, кроме сравнения СС и МС, по частоте реваскуляризации целевого поражения коронарной артерии (webappendix 2). На рис. 3 представлен результат анализа общей смертности и объединенного показателя смерти или ИМ со стратификацией по наличию или отсутствию у пациента сахарного диабета. При рассмотрении результатов 8 исследований [14, 15, 44, 45, 55, 57, 58] (3870 пациентов) мы не смогли получить данные отдельно по пациентам с сахарным диабетом и не страдающим этим заболеванием, но в материалах остальных 30 исследований [13, 20, 25–43, 46–53, 56] (14 153 пациента) информация для стратифицированного анализа была найдена. Анализ данных по пациентам с диабетом был проведен по материалам 29 исследований [13, 20, 25–43, 46–51, 53, 56] (3762 пациента), а по лицам, не страдающим сахарным диабетом, – 26 исследований [13, 20, 25–35, 37–40, 43, 46, 47, 49–53, 56] (10 355 пациентов). Наличие или отсутствие диабета не сильно изменило влияние каждого стента на показатели смертности (в частности, p=0,59 для СС по отношению к МС; p=0,38 для ПС по отношению к МС; p=0,70 для СС по отношению к ПС) или на частоту объединенного показателя, включающего случаи смерти и ИМ (в частности, p=0,61 для СС по отношению к МС; p=0,79 для ПС по отношению к МС; p=0,74 для СС по отношению к ПС). Обсуждение Объединенный сетевой метаанализ привел нас к выводу о том, что по уровню общей смертности и смерти от сердечной патологии СВЛ и МС практически не отличаются друг от друга, и использование СС уменьшает риск развития ИМ по сравнению с МС и ПС. При имплантации СС, а не ПС или МС, за 4 года можно предотвратить 1 случай ИМ примерно у каждых 100 больных. Хотя в целом увеличение риска развития тромбозов стентов при использовании СВЛ было неочевидно, мы установили, что при использовании ПС риск позднего тромбоза выше, чем при применении МС и СС. Широкие ДИ препятствовали точным выводам о потенциальном повышении риска поздних тромбозов стента при использовании СС по сравнению с МС. При вторичном анализе удалось выявить существенное снижение частоты реваскуляризации целевого поражения при использовании обоих СВЛ, которое в большей степени было присуще СС. Примерно 6 пациентам нужно предпочесть СС в сравнении с МС и 35 – СС в сравнении с ПС, чтобы предотвратить 1 реваскуляризацию целевого поражения в течение 4 лет. Наконец, мы установили небольшое увеличение риска смертности, связанное с использованием СС и ПС у пациентов, страдающих диабетом, но широкие ДИ не позволили сделать более точные выводы. В недавно проведенных сериях объединенных анализов рандомизированных исследований, в которых сравнивали СВЛ и МС, было отмечено небольшое увеличение смертности от ИМ, связанное с СВЛ, и предварительные данные, свидетельствующие в пользу повышения риска позднего тромбоза стента, связанного с обоими видами СВЛ по сравнению с МС [11, 59–61]. Эти анализы включали от 4 [59, 60] до 14 [61] исследований, т.е. от 1748 [59, 60] до 4958 [61] пациентов. Недостаточное количество исследований, пациентов-участников и собственно событий стали причиной неточных оценок и установления ДИ, которые были совместимы как с клиническими недостатками, так и с достоинствами СВЛ. С точки зрения широкого ДИ все результаты предшествующих анализов [5, 11, 59, 62] совместимы с нашим исследованием. Мы включили в исследование примерно такое же число пациентов, что и в обсервационном исследовании Lagerqvist и соавт. [63], которые высказали предположение о том, что увеличение смертности связано с использованием СВЛ, а не МС. В рамках обсервационных исследований нет возможности достоверно оценить риски или преимущества вмешательства [64]. Факторы, связанные с выбранным видом стента, трудно поддаются контролю, подвержены влиянию показаний или других систематических ошибок и должны быть подтверждены, чтобы действительно являться правдоподобными результатами наблюдений. Используя более надежные данные рандомизированных исследований, мы обнаружили, что уровни общей смертности и смертности от сердечной патологии при использовании СВЛ и МС примерно одинаковы. Объединенный анализ результатов 4 исследований с участием 428 пациентов с диабетом, проведенный Spaulding и соавт. [59], выявил значительное увеличение смертности при использовании СС по сравнению с МС. Эти результаты трудно прокомментировать: пациентов было немного, а уровень смертности у пациентов с диабетом, которым были установлены МС, необычайно низким [59]. Несмотря на статистическую достоверность, на результаты работы Spaulding и соавт. мог повлиять случай. Наш анализ данных 3762 пациентов, страдающих диабетом, в меньшей степени был подвержен случайным влияниям и выявил немного доводов в пользу увеличения смертности при использовании СС, несмотря даже на то, что широкие ДИ показали, что наши результаты совместимы как с клиническими выгодами, так и неблагоприятным влиянием. Увеличение риска позднего тромбоза стента по определению ARC, которое мы обнаружили для ПС при сравнении с МС, было ниже полученного в результате объединенного анализа Stone и соавт. [60]. Использование протокольных определений тромбоза стента в работе Stone и соавт. [60] могло привести к переоценке риска при применении ПС. Наши данные свидетельствуют о том, что поздний тромбоз стента развивается с меньшей частотой при использовании СС, чем при применении ПС, что совпадает с результатами недавних обсервационных исследований Daemen и соавт. [1]. В отношении реваскуляризации целевого поражения наши результаты сходны с таковыми двух крупнейших исследований REALITY [51] и SORT OUT II [55], в которых не были найдены существенные различия между двумя СВЛ по данному показателю. ДИ обоих исследований были широкими [50, 51, 55] и частично совпадали с нашими. ОР самого крупного исследования SORT OUT II [55] имели более выраженную тенденцию приближения к единице, чем в нашем исследовании. Протокол исследования SORT OUT II [55] не предусматривал запланированных обследований во время наблюдения. Вместо этого информацию об исходах получали из записей о смерти и больничной документации, которые могли содержать ошибочные сведения о классификации и пристрастные оценки различий между двумя СВЛ [67]. Наш сетевой метаанализ совмещает признаки прямого и непрямого сравнения, что полностью сохраняет рандомизацию. Значительно большее число пациентов и событий нашего исследования по сравнении с предыдущими анализами [11, 59–61] обеспечило его преимущество в статистической точности, особенно в оценке ОР смертности, ИМ и тромбоза стента. Что касается традиционного анализа [3, 5, 59–62, 66–72], то кто-то может сказать, что мы не сравнивали подобное с подобным. Как бы то ни было, наша модель основана на взаимосвязанных лечебных эффектах (log ОР), а разнообразие пациентов или характеристик поражения полностью учитывали в процессе анализа путем поддержания рандомизированных сравнений в каждом исследовании. Сетевой метаанализ делает сходные со стандартным метаанализом допущения по поводу прямых сравнений внутри исследований, но нуждается в том, чтобы эти допуски способствовали сохранению всего блока исследований в системе [9], в том числе и допущение о том, что взаимосвязанные лечебные эффекты при сравнении двух вмешательств в разных исследованиях – из одного общего распределения [21]. Чем меньше неоднородность между исследованиями, тем больше вероятность того, что взаимосвязанные лечебные эффекты исходят из одного и того же распределения. Дополнительные допущения состоят в том, что модель удовлетворяет данным и сеть исследований последовательна. Мы внимательно следили за неоднородностью исследований, качеством соответствия модели и последовательностью сетевой системы и обнаружили, что все допущения удовлетворяют всем исходам, за исключением тромбоза стента и реваскуляризации целевого поражения коронарной артерии. Могут заявить, что в связи с этим наши результаты для этих двух аспектов менее надежны. Тем не менее модель для тромбоза стента подходила идеально, а межисследовательская неоднородность была низкой. К тому же значение p для непоследовательности 0,69 позволяло считать, что это несоответствие могло быть результатом воздействия единичного случайного фактора. С другой стороны, хорошо подходящая модель была неоптимальна для реваскуляризации целевого поражения, т.е. имели место некоторые признаки сетевого несоответствия и неоднородности между исследованиями. Тем не менее уровень различий между типами стентов с точки зрения реваскуляризации целевого поражения был велик, и результаты традиционных метаанализов случайных эффектов точных межисследовательских сравнений совпадали с таковыми сетевого метаанализа (см. табл. 4). Более того, в исследованиях, в которых сравнивали СС и ПС, не замечено неоднородности с точки зрения реваскуляризации целевого поражения как в сетевом, так и в традиционном метаанализе (webappendix 3). Результаты также проявили надежность в анализе чувствительности, ограниченном исследованиями с высоким методологическим качеством, а также после выравнивания по типу стента и толщине элементов его каркаса. Таким образом, мы может считать, что наши результаты надежны как для тромбоза стента, так и для реваскуляризации целевого поражения. Одной из сильных сторон нашего исследования являются стандартизированные определения исходов. Самое главное: мы использовали формулировки ARC для подтвержденного тромбоза стента, что предотвращает исключение вторичного тромбоза после проведения реваскуляризации целевого поражения. Исключение вторичного тромбоза нарушает принцип «по намерению лечить» и свидетельствует в пользу стентов, для которых характерны высокие риски реваскуляризации целевого поражения. Из анализа были исключены 11 исследований [14, 15, 29, 35, 41, 42, 45, 54, 55, 58], поскольку в них данные не были представлены в соответствии с определениями ARC для подтверждения тромбоза стента. Определения тромбоза стента содержались в протоколах 37 исследований [13, 14, 20, 25–58]. Эти формулировки привели к исключению фактов вторичных тромбозов стентов, развивающихся в течение 2–4 лет после исходной процедуры, особенно при использовании МС (по меньшей мере 6 случаев были исключены в сравнении с основным анализом тромбозов стентов по определениям ARC); в силу этого наши показатели ОР тромбоза стента по протокольным определениям при сравнении МС и СВЛ были смещены в сторону бЧльших величин (см. табл. 2). Мы не получили данных для оценки ситуаций возможных и достоверных тромбозов стентов. В связи с этим наши оценки общей частоты тромбозов стентов могут оказаться заниженными [11, 12].Мы не смогли получить данных о реваскуляризации целевого поражения по трем исследованиям [13–15] и воспользовались расчетными величинами. Как бы то ни было, исключив из анализа эти три исследования, мы получили примерно те же результаты по реваскуляризации целевого поражения (данные не представлены). Наша оценка NNT и NNH в сетевом метаанализе была основана на кумулятивных показателях частоты. Доли, выявленные в обычных популяциях, могли быть выше и привести к снижению NNT и NNH. Однако оценки в исследовании SIRTAX [49], в котором участвовали неотобранные пациенты, были очень близки к нашим. Наконец, мы смогли включить в стратификационный анализ по диабету результаты только 30 исследований. Эти исследования дали неточные результаты о смертности, что помешало сделать какие-либо определенные выводы для подгрупп пациентов, страдающих диабетом. Совместный системный метаанализ результатов рандомизированных контролируемых исследований продемонстрировал, что показатели общей смертности и смертности от сердечной патологии в связи с использованием МС и СВЛ примерно одинаковы. Специфическое неблагоприятное влияние, связанное с использованием СС при сравнении с МС, маловероятно, в то время как частота реваскуляризации целевого поражения коронарной артерии и ИМ при использовании СС ниже, чем при применении ПС и МС. Итак, мы делаем вывод о том, что с клинической точки зрения СС имеют преимущество перед МС и ПС.

About the authors

I. S Yavelov

References

Supplementary files