پژوهش درپزشکي ) مجله پژوهشي دانشکده پزشکي) دانشگاه علوم پزشکي و خدمات بهداشتي درماني شهيد بهشتي دوره ٢٩ شماره ٤ زمستان ٨۴ صفحات ٣٥٧ تا ۳۶۳ Orgnal Artcle Downloaded from pejouhesh.sbmu.ac.r at 6:32 +0330 on Tuesday October 30th 208 كاربرد روشهاي شناسايي تورش انتشار برای فراتحليل در ارزيابی تاثير داروي ا لبندازول در درمان مبتلايان به ا سكاريس و تريكوسفال يدا... محرابي مريم شبيری حميد علوي مجد نايبعلي احمدي گروه پزشکی اجتماعی و بهداشت دانشکده پزشکی دانشگاه علوم پزشكي شهيد بهشتي چكيده سابقه و هدف: فراتحليل عبارت است از ادغام يافتههاي مجموعه بزرگي از مطالعات تكي منتشر شده و تحليل ا ماري كلي ا نها. از مشكلاتي كه موجب مخدوش شدن اعتبار نتايج فراتحليل ميشود عدم دسترسي محقق به تمام مطالعاتي است که در فاصله زماني خاص در موضوع مورد بررسي انجام شدهاند. دور ماندن نتايج برخي مطالعات به دلايل متعدد از نظر محقق تورش انتشار ناميده ميشود. تحقيق حاضر به منظور انجام فراتحليل تاثير داروي ا لبندازول در درمان مبتلايان به ا سكاريس و تريكوسفال و بررسي مقايسهاي روشهاي مختلف تشخيص تورش انتشار در اين فراتحليل انجام گرفت. روش بررسی: اطلاعات مربوط به ۲۵ مقاله کارا زمايي باليني شامل دو گروه درماني که در ا نها تاثير داروي ا لبندازول تك دوز ۴۰۰ ميليگرمي در درمان افراد بالای ۲ سال مبتلا به انگلهاي ا سكاريس و تريكوسفال مقايسه شده بود و در فاصله زماني سالهاي ۱۹۸۲ تا ۲۰۰۰ در مجلات نمايهسازيشده بينالمللي به چاپ رسيده بودند و در ضمن متغير پاسخ دوحالتي داشتند از طريق جستجوي اينترنتي بانکهاي اطلاعاتي و مجلات معتبر بينالمللي جمعا وري گرديد. برای هر يك از مطالعات تعداد كل افراد شركتكننده در مطالعه تعداد مبتلايان به انگلهای ا سكاريس و تريكوسفال و تعداد بيماران بهبود يافته پس از مصرف داروي ا لبندازول در هر يك از دو گروه استخراج و ثبت شد. لگاريتم نسبت شانس و واريانس ا ن برای هر مطالعه محاسبه و با انجام فراتحليل برای کل مطالعات بهدست ا مد. براي تشخيص تورش انتشار نمودار فونل روش همبستگي رتبهاي بگ دو روش رگرسيوني ايگر و دو روش رگرسيوني بر اساس نمودار فونل بكار گرفته شدند. از نرمافزار SAS برای تحليل دادهها استفاده شد. يافتهها: فراتحليل نشان داد که برا ورد نسبت شانس برابر ۱۰/۳ با فاصله اطمينان %۹۵ ( ۱۲/۶۵ و ۸/۳۵) و لگاريتم ا ن ۲/۳۳ ميباشد. تمام روشهاي ا ماری به کار گرفته شده حاکي از معنيدار نبودن تورش انتشار در فراتحليل بودند و نتايج ا نها با هم سازگار بودند. نتيجهگيری: با توجه به اين که ممکن است چنين سازگاري همواره برقرار نباشد توصيه ميشود براي قضاوت نهايي با مقايسه نتايج روشهاي مختلف و با توجه به ساختار دادهها مطمي نترين حالت که توان بيشتري داشته باشد انتخاب شود. واژگان كليدي: فراتحليل تورش انتشار ا لبندازول ا سکاريس تريکوسفال. ١ مقدمه در علوم پزشكي و بهداشت درباره يك موضوع مطالعات متعددي در نقاط مختلف دنيا انجام ميشود كه اغلب ممکن ا درس نویسنده مسي ول: تهران دانشگاه علوم پزشکی شهید بهشتی دانشکده پزشکی گروه پزشکی اجتماعی و بهداشت دکتر یدا... محرابی mehrab@sbmu.ac.r) (emal: تاریخ دریافت مقاله: 384/3/2 تاریخ پذیرش مقاله: 384/9/4 است نتايج متناقضي را به همراه داشته باشند. يكي از روشهای رسيدن به نتيجه واحد انجام فراتحليل analyss) (Meta يعنی ادغام نتايج اين گونه مطالعات و تحليل نهايي ا نهاست. در اين روش يافتههاي مجموعه بزرگي از مطالعات تكي منتشر شده ادغام و تحليل ا ماري كلي روی ا نها صورت میپذيرد (۱). هدف از فراتحليل فراهم كردن ا زموني با توان ا ماري بالاتر از توان تكتك مطالعات مستقل مورد بررسي
Downloaded from pejouhesh.sbmu.ac.r at 6:32 +0330 on Tuesday October 30th 208 ٣٥٨/ مجله پژوهش در پزشکي است اما به هنگام قضاوت در مورد اعتبار نتايج يك فراتحليل لازم است بر روي ع واملي كه ممكن است به صورت سيستماتيك برا ورد كلي را تحت تا ثير قرار دهند توجهی خاص داشت. از جمله مشكلاتي كه ميتواند اعتبار نتايج فراتحليل را خدشهدار كند تورش انتشار bas) (Publcaton ميباشد. منظور از تورش انتشار اين است كه يك فراتحليل شامل تمام مطالعات انجام شده در مورد موضوع مورد بررسي نيست چرا كه بسياري از مطالعات در نقاط مختلف دنيا انجام ميشود ولي نتايج ا نها به دلايل مختلف منتشر نميشود و يا حداقل در مجلات نمايهسازی نشده منتشر ميگردد. گاهي محقق در حالتي كه به نتيجه موردنظر يا معنيدار نرسيده از ارسال مقاله براي چاپ خودداري ميكند و يا حتي وقتي ارسال ميكند مجله از چاپ ا ن امتناع ميورزد. بنابراين وجود نتايج معنيدار ا ماري در يك مقاله عاملي براي افزايش احتمال پذيرش ا ن براي چاپ محسوب ميشود (۲). زماني كه تورش انتشار وجود دارد نتايج نهايي فراتحليل تحت تا ثير قرار گرفته و برا وردهاي نهايي حاصل از ا ن داراي تورش و خطا خواهند بود. پس لازم است كه تورش انتشار در گامهاي اوليه يك فراتحليل شناسايي و تصحيح شود تا نتايج نهايي معتبر باشد (۲). در اين تحقيق به منظور مقايسه تا ثير داروي ا لنبدازول در درمان انگلهاي ا سكاريس و تريكوسفال يک فراتحليل انجام شده و وجود تورش انتشار با استفاده از شش روش مختلف ا ماری بررسی گرديده است. مواد و روشها اطلاعات مربوط به ۲۵ مقاله کارا زمايي باليني که در ا نها تاثير داروي ا لبندازول در درمان مبتلايان به انگلهاي ا سكاريس و تريكوسفال مقايسه شده بود بهکار گرفته شد. تعداد ۲۴ مورد از مقالات در فاصله سالهاي ۱۹۸۲ تا ۲۰۰۰ در مجلات نمايهسازي شده بينالمللي به چاپ رسيده بودند و يک مقاله در مجلهای ايراني منتشر شده بود. مقالات از طريق جستجوي اينترنتي بانکهاي اطلاعاتي و مجلات معتبر بينالمللي که دارای معيارهای زير بودند جمعا وري و وارد فراتحليل گرديدند: سن بيماران مورد بررسي در تمام مطالعات بالاي ۲ سال باشد بررسي هر دو انگل ا سكاريس و تريكوسفال همزمان در يك مطالعه و توسط يك محقق صورت گرفته باشد تمام مطالعات تعريف يكسانی از بهبودي داشته و نرخ بهبودي را گزارش کرده باشند ميزان داروي ا لنبدازول استفاده شده در مطالعات تك دوز ۴۰۰ ميليگرمي بوده باشد تورش انتشار در فراتحليل و متغير پاسخ به صورت دو حالتي (بهبودی يا عدم بهبودی) باشد. برای هر يك از مطالعات تعداد كل افراد شركتكننده در مطالعه تعداد مبتلايان به انگل ا سكاريس تعداد مبتلايان به انگل تريكوسفال و تعداد بيماران بهبود يافته پس از مصرف داروي ا لبندازول در هر يك از دو گروه برا ورد اثر مداخله sze) (Effect و واريانس ا ن استخراج و ثبت شد. با توجه به اينکه هر مطالعه شامل دو گروه درماني بوده و بنابراين متغير پاسخ دو حالتي (Bnary) است براي مقايسه تا ثير ا لبندازول بر روي دو انگل ميزان بهبودي حاصل از اين دارو در هر يك از گروههاي ا سكاريس و تريكوسفال با هم مقايسه شدند. شاخص ارجحيت تاثير داروي ا لبندازول در درمان ا سکاريس نسبت به تريکوسفال به صورت حاصل تقسيم شانس موفقيت در درمان ا سکاريس بر شانس موفقيت در درمان تريکوسفال تعريف گرديد که مشابه نسبت شانس (OR) در مطالعات مشاهدهاي است و لگاريتم OR) (Ln به عنوان اثر مداخله در نظر گرفته شد. نپرين نسبت شانس براي تشخيص تورش انتشار در دادههاي اين تحقيق نمودار فونل plot) (Funnel روش همبستگي رتبهاي بگ ) Begg Egger ) روش رگرسيوني ايگر (ranked correlaton method (regresson method و روش رگرسيوني نمودار فونل بكار گرفته شدند (۳-۶). در روش ايگر مدل رگرسيوني با در نظر گرفتن برا ورد استاندارد شده لگاريتم نسبت شانس (z) به عنوان متغير وابسته و دقت يعنی عکس انحراف معيار ا ن به عنوان متغير مستقل برازش داده شد. اين کار يک بار با در نظر گرفتن وزن و يک بار بدون وزن مورد استفاده قرار گرفت. در روش رگرسيوني براساس نمودار فونل دو مدل رگرسيوني وزني را با در نظر گرفتن لگاريتم نسبت شانس به عنوان متغير وابسته و اندازه نمونه به عنوان متغير مستقل برازش داده شد. در مدل رگرسيوني I از معكوس واريانس اثر مداخله و در مدل رگرسيوني II از عكس واريانس برا ورد نسبت شانس ادغام شده دو گروه به عنوان وزن استفاده شد. به اين ترتيب با احتساب نمودار فونل در مجموع وجود تورش انتشار داده هاي اين تحقيق با بهکارگيري شش روش تحت ا زمون قرار گرفت كه نتايج حاصل در پي ميا يد. برای تحليل دادهها و اجرای روشهای فوق از نرمافزار SAS استفاده شد( ۸ ۷ ). توضيح مختصری از روشهای بهکار گرفته شده در ذیل ا ورده شده است. نمودار فونل: معمولترين و سادهترين روش شناسايي تورش انتشار استفاده از يك نمودار پراكندگي دوبعدي به نام نمودار فونل ميباشد که در ا ن اثر مداخله برا ورد شده از هر مطالعه
Downloaded from pejouhesh.sbmu.ac.r at 6:32 +0330 on Tuesday October 30th 208 دکتر z = β 0 + β + ε V يدا... محرابي و همکاران / ۳۵۹ دوره ۲۹ شماره ۴ زمستان ۸۴ t در مقابل اندازه نمونه ا ن مطالعه رسم ميشود. اگر تورش انتشار وجود نداشته باشد انتظار داريم كه نمودار متقارن بوده و مقدار پراكندگي حول اندازه اثر مداخله با افزايش اندازه نمونه كاهش يابد (۳). روش همبستگي رتبهاي بگ: براي ا زمون همبستگي بين مقدار استاندارد شده تا ثير مداخله: t t = V و واريانس اثر مداخله (v) از τكندال استفاده ميكند در عبارت بالا n n t j t = j= v j j= v j V = v n j= v j ميباشند که در ا ن t لگاريتم نسبت بخت و v واريانس ا ن برای مطالعه شماره میباشد (۱۱). در اين روش اثرهاي مداخله استاندارد ميشوند تا يك دنباله از برا وردها كه مستقل بوده و تحت فرض صفر عدم وجود تورش انتشار داراي توزيع يكسان هستند بدست ا يد. به مقادير t و v رتبه داده و سپس رتبههاي v و v j را براي همه /2k(k-) زوج ممكن از مطالعات مقايسه ميكنيم. اگر P تعداد زوجهايي از مطالعات باشند كه در ا نها رتبههاي زوجهايي كه رتبههاي t و ا ماره ا زمون برابر است با t v P Q [ k( k )(2k + 5) /8] 2 و v هماهنگ و Q تعداد ناهماهنگ است باشد ا نگاه Z = كه داراي توزيع نرمال استاندارد ميباشد. البته وقتي كه گره (رتبههاي مشابه) وجود دارد مخرج كسر بايد اصلاح شود (۵ ۱۲). اگر ا زمون بالا معنيدار شود نشان دهنده همبستگي بين t و v بوده و بر وجود تورش انتشار دلالت دارد. به عنوان معادل اين روش ميتوان همبستگي بين t و اندازه نمونه هر مطالعه ) n) را مورد بررسي قرار داد. روش رگرسيوني ايگر: در اين روش يك مدل رگرسيوني با در t به نظر گرفتن برا ورد استاندارد شده اثر مداخله z = v عنوان متغير وابسته و دقت ا ن ) ( به عنوان متغير v مستقل بهصورت زير برازش داده ميشود: مبناي روش ايگر اين است كه اگر تورش انتشار وجود نداشته باشد مقدار مورد انتظار براي ثابت رگرسيوني β 0 صفر و شيب رگرسيوني β برا وردي نااريب از تا ثير واقعي خواهد بود. از سوي ديگر اگر ميانگين اندازه اثر در مطالعات كوچك متفاوت از مطالعات بزرگتر باشد ا نگاه خط رگرسيوني برازش داده شده از مبدا نميگذرد. بنابراين اندازه ثابت رگرسيوني β 0 به عنوان پايهاي براي ا زمون وجود تورش انتشار بهكار ميرود (۶). براي انجام ا زمون فرضيه 0= 0 H 0 β: ميتوان ا ماره ˆ β را که داراي توزيع نرمال استاندارد است بهکار برد. SE( 0ˆ β0 ) 0 برا ورد شيب رگرسيوني وSE نشاندهنده در فرمول اخير βˆ خطاي معيار ا ن است. براي محاسبه برا وردهاي بالا ميتوان از نرمافزار SPSS يا از دستورات PROC GLM در نرمافزار SAS استفاده كرد (۸ ۷). در اين روش پذيرش فرضيه به معني H 0 عدم وجود تورش انتشار و معنيدار بودن ا ن دليل بر وجود تورش انتشار ميباشد. همچنين ميتوان يك مدل رگرسيوني وزني (EW) (Egger weghted regresson method) كه در ا ن معكوس واريانس هر مطالعه به عنوان وزن بهكار ميرود براي منظور فوق استفاده نمود. روش رگرسيون نمودار فونل: مکاسكيل و همكاران در سال ۲۰۰۱ روش رگرسيون نمودار فونل را به عنوان جايگزيني براي روش ايگر مطرح كردند (۲). در اين روش يك مدل رگرسيوني وزني با استفاده از اثر مداخله ) t) به عنوان متغير وابسته و اندازه نمونه هر مطالعه ) n) به عنوان متغير مستقل برازش داده ميشود. معكوس واريانس برا ورد به عنوان وزن هر يك از مشاهدات بكار ميرود. اين روش را به اختصار با FIV varance) (Funnel-based method usng nverse of نمايش ميدهيم. وقتي كه تورش انتشار وجود نداشته باشد انتظار ميرود شيب رگرسيوني به صفر نزديک شود. اگر شيب به طور معنيداري با صفر اختلاف داشته باشد نشان دهنده اين است كه بين اثر مداخله و اندازۀ نمونه احتما لا به دليل تورش انتشار رابطهاي وجود دارد. يافتهها فراتحليل انجام شده روي مطالعات فهرست شده در جدول ۱ نشان داد که برا ورد نسبت شانس برابر ۱۰/۳ با فاصله اطمينان (۱۲/۶۵ %۹۵ و ۸/۳۵) و لگاريتم ا ن ۲/۳۳ با فاصله اطمينان
Downloaded from pejouhesh.sbmu.ac.r at 6:32 +0330 on Tuesday October 30th 208 ٣٦٠/ مجله پژوهش در پزشکي تورش انتشار در فراتحليل %۹۵ بين ۲/۱۲ و ۲/۵۴ ميباشد. نمودار فونل مربوط به مطالعات بكار رفته در فراتحليل در شکل شماره ۱ ا مده است. همانطورکه ملاحظه ميشود نقاط اين نمودار حول خط فرضي که از نقطه متناظر با اندازه اثر کلي برا ورد شده توسط فراتحليل (Ln(OR)=۲/۳۳) ميگذرد تقريب ا به صورت متقارن پراکنده شدهاند و غير از دو نقطه پرت بقيه نقاط در داخل يک شکل دودکش مانند قرار ميگيرند. بنابراين نمودار فونل بر عدم وجود تورش انتشار دلالت دارد. در روش همبستگي رتبهاي بگ ضريب همبستگي كندال بين مقدار استاندارد شده اثر مداخله I و واريانس ا ن v t برابر ۰/۰۵۸= τ بهدست ا مد كه معنيدار نيست (NS) و طبق اين روش در دادههاي حاصل از مطالعات مورد بررسي تورش انتشار وجود ندارد. مدل رگرسيوني غير وزني ايگر به صورت z = 0 /927 + / 456 v بدست ا مد و ا ماره ا زمون فرضيه صفر بودن ثابت رگرسيوني برابر ۱/۱۰۳ محاسبه شد كه معنيدار نيست پس طبق روش غيروزني ايگر نيز تورش انتشار مشاهده نمیشود.(NS) با بكارگيري معكوس واريانس اثر مداخله به عنوان وزن مدل رگرسيوني وزني ايگر به صورت = / 009 + / 420 z و ا ماره ا زمون ا ن برابر ۱/۳۲ v بدست ا مد كه باز هم معنيدار نبوده در نتيجه براساس مدل رگرسيوني وزني ايگر هم وجود تورش انتشار تا ييد نشد.(NS) مدل رگرسيوني I براساس نمودار فونل به صورت 4 ( OR) = 2/22 5/ 28 0 n Ln و مقدار ا ماره ا زمون براي فرضيه صفر بودن شيب رگرسيوني برابر ۰/۸۳۱- بهدست ا مد که معنيدار نيست.(NS) همچنين مدل رگرسيوني II با مقدار ا ماره ا زمون ۱/۷۲- به صورت 3 ( OR) = 3/07 / 58 0 n Ln حاصل شد که باز هم معنيدار نيست.(NS) به عبارت ديگر شيب رگرسيوني در هيچکدام از دو مدل قابل توجه نبوده و اين موضوع نشان دهنده عدم وجود تورش انتشار در فراتحليل انجام شده میباشد. جدول ١- مشخصات مقالاتی که در ا نها تاثير داروي ا لبندازول در درمان مبتلايان به ا سكاريس و تريكوسفال مقايسه شده و در فاصله سالهاي ٢٠٠٠-١٩٨٢ در مجلات نمايه سازي شده بين المللي چاپ شده است (٣٧-١٣) لگاريتم نسبتشانس نرخ بهبودي در گروه نرخ بهبودي گروه اندازه نمونه نام نويسندگان Ln(OR) ا سكاريس(%)تريكوسفال(%) (n ) ٦/٦٤ ١٠/٥ ٩٨/٩ ١٩٥٦ Albonco et al. ٢/٨٠ ٣٨/٥ ٩١/٢ ٧٣ Amato Neto et al ٢/٢٢ ٦٢/٥ ٩٣/٨ ٦٥ Bastdas ٤/٠٠٣ ٥٢/٧ ٩٨/٤ ١٥٥ Beach et al. ٠/٥٥ ٨٣/٩ ٩٠/٠ ٧١ Bwbo & Pamba -٠/١٤٥ ٩٠/٢ ٨٨/٩ ٥٩ Camllo Coura et al ٠/٧٧ ٨٩/٢ ٩٥/٠ ١٢٣ Carnero da Cunha et al. ١/٦ ٧٠/٠ ٩٢/٠ ٩٣٢ Couldaud & Rossgnol ٠/٦٢٢ ٩١/٧ ٩٥/٣ ٥٥ Cazder & Roy ٣/٨١ ٤٤/٠ ٩٧/٠ ٨٤ Hanjeat & Mathas ٣/٨٤ ٣١/٨ ٩٥/٦ ١٥٣ Ismal et al. ٠/٩٥ ٩٠/٥ ٩٥/٣ ٣١٩ Jagota ١/٩ ٧١/٤ ٩٤/٣ ٦٧ Klener ١/٧٤ ٦٠/٧ ٨٩/٨ ١٧٥ Masonneure et al. ١/٦٩ ٨٣/٣ ٩٦/٤ ٦٨ Msra et al. ٦/٤٨ ٥/٥ ٩٧/٤ ١٨٧ Norhayat et al. ٢/٨٥ ٥٧/١ ٩٥/٨ ٢١٥ Ovedoff ٢/٠٠٦ ٤٣/٢ ٨٥/٠ ١٣١ Phuvanandh et al. ٠/٣٤ ٨٣/٤ ٨٧/٦ ١٩٢ Rahman ٢/٣٢ ٥١/١ ٩١/٤ ٨٠ Rm et al. ٢/٢٩٧ ٥٨/٩ ٩٣/٤ ٣٩٠ Rossgnolf & Masonneuve ٣/٥٣ ٦/٦ ٧٠/٦ ١١٠ Stephenson et al. ٠/٦٨ ٨٦/٤ ٩٢/٦ ١٠٣ Vazquez et al. ٢/٦٥ ٧٠/٦ ٩٧/١ ٥٢ Zawde ١ /٦٥ ٨٣/٣ ٩٦/٣ ٨٧ سعيدي جم و همكاران نمودار ١- نمودار فونل براي مطالعات مورد بررسي بحث يافتههاي اين تحقيق نشان داد که در فراتحليل مربوط به مطالعات منتشر شده در مجلات نمايهسازي شده بينالمللي در فاصله سالهاي ۱۹۸۲ تا ۲۰۰۰ در خصوص بررسي مقايسهاي تاثير داروي ا لبندازول در درمان مبتلاي ان به انگلهاي ا سكاريس و تريكوسفال تورش انتشار وجود ندارد. اين موضوع با بهکارگيري شش روش تشخيص تورش انتشار شامل روش گرافيکي نمودار فونل روش همبستگي رتبهاي
Downloaded from pejouhesh.sbmu.ac.r at 6:32 +0330 on Tuesday October 30th 208 دکتر يدا... محرابي و همکاران / ۳۶۱ دوره ۲۹ شماره ۴ زمستان ۸۴ بگ و چهار مدل رگرسيوني ارزيابي شد. روش رگرسيوني ايگر يک بار با در نظر گرفتن وزن و يک بار بدون وزن مورد استفاده قرار گرفت. روش رگرسيوني بر اساس نمودار فونل نيز به صورت وزني و با دو شيوه وزن دادن به دادهها برازش داده شد. روشهاي بهکارگرفته شده در اين تحقيق در مورد مطالعات مورد بررسي به نتايج مشابه و سازگار منجر شدند و بنابراين نتيجهگيري نهايي در مورد تورش انتشار با مشکل مواجه نشد. ميتوان گفت با توجه به نتايج بدست ا مده از ا زمونها و همچنين نمودار فونل تورش انتشار براي مطالعات وارد شده در فراتحليل مطالعه حاضر وجود ندارد و يافتههاي فراتحليل تا حد زيادي قابل اعتماد ميباشند. يافتههاي اين تحقيق با نتايج دوال و توي يدي مطابقت دارد. ا نان در سال ۲۰۰۰ به مقايسه روشهاي بگ و ايگر پرداخته و بدين منظور نتايج حاصل از اين روشها را در مورد وجود تورش انتشار در دو مجموعه داده با هم مقايسه کردند. در هر دو مجموعه داده سازگاري بين دو روش بگ و ايگر تاييد شد (۱۰ ۹). اما سازگاري بين نتايج حاصل از ا زمونها هميشه برقرار نيست. مث لا ممكن است طبق روش بگ تورش انتشار پذيرفته شود اما مدلهاي رگرسيوني حاکي از عدم وجود تورش انتشار باشند. به عنوان مثال ايگر در سال ۱۹۹۷ نتايج هشت فراتحليل را با هشت مطالعه بزرگ متناظر كه دقيق ا روي همان موضوع انجام شده بودند مقايسه كرد. دادهها شامل هشت زوج و هر يك از زوجها متشكل از يك فراتحليل و يك مطالعه بزرگ بودند. در واقع مطالعات بزرگ بعد از اجراي فراتحليلها به منظور بررسي صحت نتايج بهدست ا مده از ا نها انجام شده بودند. در ميان اين هشت زوج مطالعه در چهار زوج نتايج حاصل از مطالعات بزرگ و فراتحليل متناظر كام لا هماهنگ و مشابه بود اما در چهار زوج ديگر نتايج ناهماهنگ بودند. در سه زوج از اين چهار زوج ناهماهنگ نمودار فونل نيز نامتقارن بود. بنابراين تورش انتشار در اين سه زوج مشخص شد (۶). ايگر با بررسي اين دادهها ا زمون عدم تقارن نمودار فونل را ا زموني مفيد براي بررسي وجود تورش انتشار در فراتحليل معرفي ميكند. همچنين با كاربرد روش همبستگي رتبهاي بگ براي همين دادهها نشان داد كه اين ا زمون تنها قادر به شناسايي تورش انتشار در يك زوج از چهار زوج ميباشد. با توجه به نتايج ميتوان گفت كه قدرت روش رگرسيوني غير وزني ايگر از روش همبستگي رتبهاي بگ بالاتر است (۶). اما روش ايگر مفروضات معمول رگرسيون خطي ساده را خدشهدار ميكند. در اين مدل متغير مستقل داراي خطاي اندازهگيري است چون خطاي معيار از روی دادههاي مشاهده شده برا ورد ميشود و در نتيجه تحت تا ثير خطاي نمونهگيري خواهد بود. اين امر موجب ميشود كه برا ورد شيب رگرسيوني خود با خطا مواجه باشد. ميزان و جهت خطا بستگي به واريانسها و كوواريانس متغير مستقل و خطاي اندازهگيري دارد (۱۱). در روش رگرسيون نمودار فونل نيز مانند روش ايگر وزنها براساس دادههاي مشاهده شده محاسبه ميشوند و تحت تا ثير تغييرپذيري تصادفي هستند. بنابراين چون واريانس تابعي از لگاريتم نسبت شانس برا ورد شده است شيب رگرسيوني ممكن است اريب باشد. اگر براي يك مطالعه معين نسبت شانس مشاهده شده به مقدار واقعي ا ن نزديكتر باشد ا نگاه واريانس ا ن کوچکتر شده و بنابر اين وزن ا ن مشاهده بزرگتر خواهد بود. پس حتي اگر تورش انتشار هم وجود نداشته باشد شيب ممكن است منفي شود. اين مشكل ما را به يك روش رگرسيوني جايگزين رهنمون ميكند كه وزنهاي بكار رفته در ا ن معكوس واريانس ادغام شده براي هر مطالعه يعني وايانس برا ورد ادغام شده كه از تركيب دادههاي دو گروه در هر مطالعه بدست ميا يد ميباشد. انتظار ميرود اين شكل وزن دادن از همبستگي بين وزن و متغير وابسته بكاهد. عدم هماهنگي در ميان نتايج حاصل از ا زمونهاي مختلف شناسايي تورش انتشار و همچنين محدوديتها و معايب مربوط به هر روش قضاوت در مورد وجود يا عدم وجود تورش انتشار را مشكل ميسازد. براي رسيدن به يك استنباط نهايي بايد مفروضات مختلف هر يك از اين روشها و همچنين توان هر يك از ا زمونها در شرايط مختلف و با تعمق بيشتر بررسي شود. همچنين براي قضاوت نهايي نبايد تنها به نتيجه يك ا زمون اكتفا كرد بلكه توصيه ميشود با مقايسه نتايج روشهاي مختلف و با توجه به ساختار دادهها مطمي نترين روش که توان بيشتري داشته باشد انتخاب شود.
Downloaded from pejouhesh.sbmu.ac.r at 6:32 +0330 on Tuesday October 30th 208 ٣٦٢/ مجله پژوهش در پزشکي تورش انتشار در فراتحليل REFERENCES. Whtehead A, edtor. Meta-analyss of controlled clncal trals. John Wley & Sons, Ltd, 2002. 2. Macaskll P, Walter SD, Irwg LA. Comparson of methods to detect publcaton bas n meta-analyss. Stat Med 2000;20:64-54. 3. Lght R, Pllemer D, edtors. Summng up: The scence of revewng research. Cambrdge Harvard Unversty Press, 984. 4. Begg CB. Publcaton bas. In: Cooper H, Hedges LV, edtors. The handbook of research synthess. New York, Russell Sage Foundaton. p:399-490. 5. Armtage P, Berry G, Matthews JNS. Statstcal methods n medcal research. 4 th edton. Blackwell Scence, 2002;p:289-92. 6. Egger M, Smth GD, Schneder M, Mnder C. Bas n meta-analyss detected by a smple graphcal test. Br Med J 997;35:629-34. 7. SAS Insttute. Statstcal analyss system. Verson 8, 2000. 8. Wang MC, Bushman BJ. Integratng results through meta-analytc revew usng SAS software. st prntng, SAS Insttute Inc, 999. 9. Duval S, Tweede R, A smple Funnel-plot-based method of testng and adjustng for publcaton bas n metaanalyss. Bometrcs 2000;56:455-63. 0. Duval S, Tweede RA. Nonparametrc Trm and Fll method of accountng for publcaton bas n meta-analyss. J Am Stat Assoc 2000;95:90-8.. Begg CB, Mazumdar M. Operatng characterstcs of a rank correlaton test for publcaton bas. Bometrcs 994;50:088-0. 2. Armtage P, Colton T. Encyclopeda of bostatstcs. John Wley & Sons Lyd, 998. 3. Albanco M, Smth PG, Hall A, Chwaya HM, Alaw KS, Savol L. A randomzed controlled tral comparng mebendazole and albendazole aganst ascars, trchurs and hookworm nfectons. Transactons of the Royal Socety of Tropcal Medcne and Hygene, 994;88:585-9. 4. Amato Neto V, Morera AAB, Campos R, Lazzaro ES, Charamell MCG, Pnto PL, et al. Tratamento da anclostomase, ascarsase e trcocefalase por meo do albendazole ou do mebendazol. Revsta do Insttuto de Medcna Tropcal de Sao Paula 983;25:294-9. 5. Bastdas GJ. Albendazol a doss unca ennematodass ntestnales multples. Investgacon Medca Internaconal 982;9:308-2. 6. Beach MJ, Stret TG, Addss DG, Prospere R, Roberts JM, Lamme PJ. Assessment of combned vermectn and albendazole for treatment of ntestnal helmnth and wucherera bancroft nfectons n Hatan schoolchldren. Am J Trop Med Hygene 999;60:479-86. 7. Bwbo NO, Pamba HO. Double-blnd comparatve study of albendazole and placebo n the treatment of ntestnal helmnths. Royal Socety of Medcne Internatonal Congress and Symposum Seres 984;6:47-53. 8. Camllo-Coura L, Sol ASV, Wllcox HPF. Ensao com albendazol no tratamento de helmntases ntestnas em cranc: as. A Folha Medca 984;88(Suppl ):225-8. 9. Carnero Da Cunha TA, Mederos JS, Dalcn RMP, Borges Fagundes R. Albendazole; ndcacao e resultados terapeutcos. Revsta Braslera de Medcna 993;50;678-80. 20. Coulaud JP, Rossgnol JF. Albendazole: a new sngle dose anthelmntc; Study n 455 patents. Acta Tropca 984;4:87-90. 2. Gazder AJ, Roy J. Albendazole suspenson n the treatment of ntestnal helmnthass n chldren. Curr Ther Res 987;4:324-7. 22. Hanjeet K, Mathas RG. The effcacy of treatment wth albendazole. Acta Tropca 99;50:-4. 23. Ismal MM, Premaratne UN, Suraweera MGW. Comparatve effcacy of sngle dose anthelmntcs n relaton to ntensty of geohelmnth nfectons. Ceylon Medcal Journal 99;36:62-7. 24. Jagota SC. Albendazole, a broad-spectrum anthelmntc, n the treatment of ntestnal nematode and cestode nfecton: a multcenter study n 480 patents. Cln Ther 986;8:226-3.
Downloaded from pejouhesh.sbmu.ac.r at 6:32 +0330 on Tuesday October 30th 208 دکتر يدا... محرابي و همکاران / ۳۶۳ دوره ۲۹ شماره ۴ زمستان ۸۴ 25. Klener M. Ensas terape utco com albendazol nas helmntases ntestnas ± smples ou mstas. Arquvos Brasleros de Medcna 990;64:58-60. 26. Masonneuve H, Rossngnol JF, Addo A, Mojon M. Ovcdal effects of albendazole n human ascarass, ancylostomass and trcharass. Ann Trop Med Parastol 984;79:79-82. 27. Msra PK, Pande NK, Jagota SC. Albendazole n the treatment of ntestnal helmnthass n chldren. Curr Med Res 985;9:56-9. 28. Norhayat M, Oothuman P, Azz O, Fatmah MS. Effcacy of sngle dose albendazole on the prevalence and ntensty of nfecton of sol-transmtted helmnths n Orang Asl chldren n Malaysa. South Asan J Trop Med Publc Health 997;28:563-9. 29. Ovedoff DL. Summary of albendazole trals n south-east Asa. Royal Socety of Medcne Internatonal Congress and Symposum Seres 984;6:03-3. 30. Phuvanandh D, Dulyapree Y, Chatsr J, Panrong A, Tanskul P, Phuvanandh M. Effcacy of common broad spectrum anthelmntcs aganst hookworm, ascars and trchurs n Hat Ya dstrct, Songkhla Provnce, Thaland. Journal of the Medcal Assocaton of Thaland 994;77:357-62. 3. Rahman WA. Comparatve trals usng albendazole and mebendazole n the treatment of soltransmtted helmnths n school chldren on Penang, Malaysa. South Asan J Trop Med Publc Health 996;27:765-7. 32. Rm HJ, Joo KH, Lee JS, Wang JS. Anthelmntc effects of albendazole (Zentel) aganst helmntc nfectons (In Korean). Korean Journal of Rural Medcne 984;9:67-74. 33. Rossgnol JF, Masonneuve H. Albendazole: placebo-controlled study n 870 patents wth ntestnal helmnthass. Transactons of the Royal Socety of Tropcal Medcne and Hygene 983;77:707-. 34. Stephenson LS, Latham MC, Knot SN, Kurz KM, Brgham H. Improvements n physcal ftness of Kenyan schoolboys nfected wth hookworm, Trchurs trchura and Ascars lumbrcodes followng a sngle dose of albendazole. Transactons of the Royal Socety of Tropcal Medcne and Hygene 990;84:277-82. 35. Vazquez AD, Navarro MC, Coutno Ocampo M. Evaluacon de la efectvdad del albendazol en el tratamento de la estronglodoss humana. Boletn Chleano de Parastologa 988;43:6-3. 36. Zawde D. The treatment of ntestnal helmnthass wth albendazole. Ethopan Medcal Journal 987;25:83-6. سعيدي جم م سيوش م ر انصاري م. مقايسه اثر داروي ا لبندازول و مبندازول در درمان ا لودگي به ا سکاريس و تريکوريس در انسان. مجله دانشگاه علوم پزشکي و خدمات بهداشتي درماني قزوين ١٣٧٩ شماره ١٣ صفحات ١٦ تا ٢٠..٣٧