Secondly, we reproduce the approach

Secondly, we reproduce the approach taken by
Dechartres [34] in which the original analyses are
compared to those derived from i) the single most
precise trial (the trial with the narrowest confidence
interval [65]); ii) the pooled average of largest 25 %
of trials; iii) the beta0 limit-analysis proposed by
Rücker et al. (2011) to control for small-study effects
[76]; and iv) restricted to trials at low overall risk of bias.
For the latter, we undertook two analyses, the first allowing
unblinded trials which were otherwise considered low
RoB, and the second limiting to blinded low RoB trials.
These secondary analyses are depicted in Fig. 7. Lastly, we
repeated the analyses excluding the two outlying trials
identified above [63, 64]. The resulting analyses exhibit
considerable disparities. The overall results are contradicted
by the largest and most precise trials, both of which
estimate virtually no difference between the groups. Excluding
the two Luo trials greatly reduces the heterogeneity
with the overall I2 falling from 75 to 23 % and the
overall effect size reduced to a more modest (albeit statistically
significant) difference of 3.8 h (I-V analysis; 95 % CI
0.2 to 7.2 h) or 5.0 h (D&L analysis; 95 % CI 0.2 to 9.6 h).
Lastly we used meta-regression to explore whether any
of the sources of heterogeneity could explain the inconsistency
(Fig. 8). Specifically, we assessed the relationship
between the effect sizes observed within each trial against
its i) mean age; ii) mean baseline oxygen saturation; and
iii) severity classification. None of the associations were
statistically significant and, more importantly, the residual
heterogeneity statistics (ie variation remaining after adjustment)
was virtually unchanged, indicating the betweentrial
variation was not well explained by any of the three
characteristics explored.
Five trials contributed to the mean difference in final
CSS scores (n = 516, MD −1.36 (95 % CI −1.52 to −1.20);
we observed no statistical heterogeneity [19, 62–64, 70].
One trial reported one SAE possibly related to the intervention
[73], no other studies described intervention
related SAE’s.
In an analysis of three studies that reported readmission
rate [68, 71, 73] (651 participants), no difference was
observed between hypertonic saline and control [RR 0.90,
95 % CI 0.52 to 1.55]; there was no statistical heterogeneity
(I2 = 0 %). A decision was made not to attempt a
meta-analysis of adverse event data which, where reported,
was mainly narrative and not consistently captured across
trials. We present a narrative summary in Additional file 9.
One study described one SAE, of bradycardia and desaturation
during administration of the nebuliser, which had
resolved by the following day [73], no other studies
described any serious adverse events related to the intervention
of hypertonic saline

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

ประการที่สอง เราทำซ้ำวิธีที่ดำเนินการโดยDechartres [34] วิเคราะห์ต้นฉบับอยู่เมื่อเทียบกับผู้ที่มาจากฉัน) เดียวแม่นยำทดลอง (การทดลอง ด้วยความเชื่อมั่นที่แคบที่สุดช่วง [65]); ii) เฉลี่ยรวมมากที่สุด 25%ของการทดลอง iii จำกัดวิเคราะห์ beta0)นำเสนอโดยRücker et al. (2011) การควบคุมสำหรับเล็กศึกษาผลกระทบ[76]; และ iv) จำกัดทดลองเสี่ยงต่ำโดยรวมของความโน้มเอียงสำหรับหลัง เรา undertook วิเคราะห์สอง อนุญาตให้ครั้งแรกทดลอง unblinded ซึ่งอย่างอื่นถือว่าต่ำร็อบ และสองจำกัดการทดลองรอบต่ำมองไม่เห็นวิเคราะห์รองเหล่านี้จะแสดงใน Fig. 7 สุดท้าย เราวิเคราะห์รวมทดลองรอบนอกสองซ้ำระบุด้านบน [63, 64] วิเคราะห์ผลลัพธ์แสดงความแตกต่างมากขึ้น ผลโดยรวมเป็น contradictedโดยทดลองที่ใหญ่ที่สุด และแม่นยำที่สุด ซึ่งทั้งสองประเมินแทบไม่แตกต่างระหว่างกลุ่ม ไม่รวมทดลองสวนสองลด heterogeneity มากมี I2 โดยรวมลดลงจาก 75 เป็น 23% และขนาดผลโดยรวมที่ลดลงเป็นการเพิ่มเจียมเนื้อเจียมตัว (แม้ว่าทางสถิติความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญ) ของ h 3.8 (วิเคราะห์-V; 95% CI0.2-7.2 h) 5.0 h หรือ (D และ L วิเคราะห์ 95% CI 0.2-9.6 h)สุดท้าย เราใช้ meta-ถดถอยเพื่อสำรวจว่ามีของแหล่งมาของ heterogeneity จะอธิบายไม่สอดคล้องที่(Fig. 8) โดยเฉพาะ เราประเมินความสัมพันธ์ระหว่างขนาดผลที่พบในการทดลองแต่ละครั้งกับits i) mean age; ii) mean baseline oxygen saturation; andiii) severity classification. None of the associations werestatistically significant and, more importantly, the residualheterogeneity statistics (ie variation remaining after adjustment)was virtually unchanged, indicating the betweentrialvariation was not well explained by any of the threecharacteristics explored.Five trials contributed to the mean difference in finalCSS scores (n = 516, MD −1.36 (95 % CI −1.52 to −1.20);we observed no statistical heterogeneity [19, 62–64, 70].One trial reported one SAE possibly related to the intervention[73], no other studies described interventionrelated SAE’s.In an analysis of three studies that reported readmissionrate [68, 71, 73] (651 participants), no difference wasobserved between hypertonic saline and control [RR 0.90,95 % CI 0.52 to 1.55]; there was no statistical heterogeneity(I2 = 0 %). A decision was made not to attempt ameta-analysis of adverse event data which, where reported,was mainly narrative and not consistently captured acrosstrials. We present a narrative summary in Additional file 9.One study described one SAE, of bradycardia and desaturationduring administration of the nebuliser, which hadresolved by the following day [73], no other studiesdescribed any serious adverse events related to the interventionof hypertonic saline

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ประการที่สองเราทำซ้ำวิธีการดำเนินการโดย
Dechartres [34]
ซึ่งในการวิเคราะห์เดิมเมื่อเทียบกับผู้ที่ได้มาจากi)
ที่สุดเพียงอย่างเดียวการพิจารณาคดีที่ถูกต้อง(การพิจารณาคดีที่มีความเชื่อมั่นที่แคบช่วง [65]);
ii) เฉลี่ยสำรองที่ใหญ่ที่สุด 25%
ของการทดลอง; iii) การ จำกัด การวิเคราะห์ beta0
เสนอโดยเกอร์, et al (2011) ในการควบคุมขนาดเล็กสำหรับผลการศึกษา
[76] และ iv) การ จำกัด การทดลองที่มีความเสี่ยงต่ำโดยรวมของการมีอคติ.
สำหรับหลังเรามารับสองการวิเคราะห์เป็นครั้งแรกที่ช่วยให้การทดลอง unblinded
ซึ่งได้รับการพิจารณาเป็นอย่างอื่นต่ำปล้นและที่สอง จำกัด ที่จะตาบอดปล้นต่ำทดลอง. วิเคราะห์รองเหล่านี้จะปรากฎใน มะเดื่อ. 7. สุดท้ายเราซ้ำแล้วซ้ำอีกไม่รวมการวิเคราะห์ทั้งสองการทดลองนอกระบุไว้ข้างต้น[63, 64] ผลการวิเคราะห์แสดงให้เห็นความแตกต่างมาก ผลโดยรวมจะมีการขัดแย้งโดยการทดลองที่ใหญ่ที่สุดและแม่นยำที่สุดซึ่งทั้งสองประมาณแทบไม่แตกต่างกันระหว่างกลุ่ม ไม่รวมทั้งสองการทดลอง Luo ช่วยลดความแตกต่างกับI2 โดยรวมลดลง 75-23% และขนาดผลกระทบโดยรวมลดลงไปค่อนข้างมาก(แม้ว่าทางสถิติอย่างมีนัยสำคัญ) ความแตกต่างของ 3.8 h (วิเคราะห์ IV; 95% CI 0.2-7.2 ต่อชั่วโมง) หรือ 5.0 h (D & L วิเคราะห์; 95% CI 0.2-9.6 ต่อชั่วโมง). สุดท้ายเราใช้เมตาถดถอยในการสำรวจใด ๆ ไม่ว่าจะเป็นแหล่งที่มาของความแตกต่างสามารถอธิบายไม่สอดคล้องกัน(รูปที่ 8). โดยเฉพาะเราประเมินความสัมพันธ์ระหว่างขนาดอิทธิพลสังเกตภายในแต่ละการทดลองกับฉันมัน) อายุเฉลี่ย; ii) หมายถึงความอิ่มตัวของออกซิเจนพื้นฐาน; และiii) การจำแนกความรุนแรง ไม่มีของสมาคมมีนัยสำคัญทางสถิติและที่สำคัญกว่าที่เหลือสถิติเซลล์สืบพันธุ์(เช่นรูปแบบที่เหลือหลังการเปลี่ยนแปลง) ไม่เปลี่ยนแปลงจริงแสดง betweentrial เปลี่ยนแปลงไม่ได้อธิบายอย่างดีจากทั้งสามลักษณะการสำรวจ. ห้าทดลองมีส่วนทำให้ความแตกต่างค่าเฉลี่ย ในรอบสุดท้ายคะแนนCSS (n = 516, MD -1.36 (95% CI -1.52 -1.20 ไป) เราไม่พบความแตกต่างทางสถิติ [19, 62-64, 70]. หนึ่งในการทดลองหนึ่งรายงาน SAE อาจจะเกี่ยวข้องกับการแทรกแซง[73 ] ไม่มีการศึกษาอื่น ๆ ที่อธิบายการแทรกแซงที่เกี่ยวข้องSAE ของ. ในการวิเคราะห์สามการศึกษาที่รายงานกลับมารักษาซ้ำอัตรา [68, 71, 73] (651 ผู้เข้าร่วม) ไม่แตกต่างกันได้รับการตั้งข้อสังเกตระหว่างน้ำเกลือเข้มข้นและการควบคุม[RR 0.90, 95% CI 0.52 ไป 1.55]; ไม่มีความแตกต่างทางสถิติ. (I2 = 0%) การตัดสินใจที่ถูกสร้างขึ้นมาไม่ได้ที่จะพยายามอภิวิเคราะห์ข้อมูลเหตุการณ์ไม่พึงประสงค์ซึ่งที่รายงานส่วนใหญ่เป็นการเล่าเรื่องและไม่ได้บันทึกอย่างต่อเนื่องใน. การทดลองเรานำเสนอสรุปการเล่าเรื่อง ในแฟ้มเพิ่มเติม 9. การศึกษาชิ้นหนึ่งที่อธิบาย SAE หนึ่งของหัวใจเต้นช้าและ desaturation ในช่วงการบริหารงานของ Nebuliser ซึ่งได้รับการแก้ไขโดยในวันรุ่งขึ้น[73] ไม่มีการศึกษาอื่น ๆที่อธิบายเหตุการณ์ไม่พึงประสงค์ที่ร้ายแรงใด ๆ ที่เกี่ยวข้องกับการแทรกแซงของน้ำเกลือเข้มข้น