iii) Publication, generalisability

iii) Publication, generalisability and other biases
This difference in practice may also, in large part, explain
the differences in observed treatment effects in the large UK, Dutch and USA studies which found no benefit as
compared with the apparently large effect observed in
other studies [70, 71, 73]. While early indications of a
potential benefit may have been attributable to publication
bias [86, 87] the positive effects of later large studies may
be attributable to study design and cultural effects. It is of
note that all the recent studies of hypertonic saline have
failed to demonstrate any benefit yet the ‘meta-analysis still
appears to favour the treatment. This effect is largely
driven by the relatively large studies of Luo et al. and it is
likely that this is explicable when considering discharge
criteria in more detail (see above).
In summary therefore, there remains considerable heterogeneity
which are not germane to being captured and
quantified by standard meta-regression tools. Clearly, a
large amount of the heterogeneity is driven by two trials
from the same team, led by Luo [63, 64], with outlying results,
relatively small sample sizes but narrow confidence
intervals (around a day, compared with a day-and-a-half
in SABRE [73] and the other large northern European
study—Teunissen 2014 [70]). The removal of these two
studies from the main analysis considerably reduces the
effect sizes and statistical significance in the analyses to a
more modest (and minimal) impact. Nevertheless, this
does not eliminate heterogeneity completely.
Finally, there choice whether to favour a fixed- or
random-effects analysis remains open to debate, with
strong and apparently compelling proponents on both
sides [32, 88–91]. The presence of unexplained heterogeneity
goes against the assumption of a single underlying
(fixed) effect, and this is commonly taken to justify the
random effect model. When the heterogeneity is excessive
however, the random effect model has the unfortunate
operational characteristic of allocating similar weights to
all trials, irrespective of their size and precision. Our decision
to pre-specify a fixed-effect as the primary analysis
was taken to counter this limitation. That said, we are
unable to offer a clinically sensible reason why the largest
trial should be allocated only 4 % of the weight in this analysis.
Given this, together with the large and unexplained
heterogeneity in general, our recommendation is that no
single overall summary measure—fixed, random or otherwise—
is an adequate reflection of the identified trials.
Although we investigated response in relation to dose (3,
5 or 6 %), the studies did not provide data on frequency or
duration of HS, which may also have varied across studies.
Strengths and limitations compared to other reviews
Building on the review conducted by Zhang and colleagues
which contained 11 RCTs (n = 1090), our review
included 15 trials (n = 1922) which included three
much larger trials which unanimously showed null results
[65, 70, 73]. We limited our inclusion criteria to trials of
inpatient infants, whereas Zhang et al. also included
outpatient and emergency department trials. Al-Ansari
has been included in our review despite being included in
the emergency department group by Zhang and colleagues,
as the length of stay infers that the patients were
admitted [68]. Despite this, our meta-analysis included a
further 8 trials [25, 65–67, 70–73] which altogether
unearthed significantly higher levels of heterogeneity than
that stated in the previous Cochrane review. A potential
explanation is that we applied no restrictions in terms of
dose or way the intervention was administered, and in
addition we included data from one unpublished study:
Zhang et al. made no statement in regards to these.
Duplication is not without merit—it enables the replicability
of methods to be demonstrated, as well as adding
weight to or disputing the current evidence base [92–94].
Even when faced with identical data, approaches taken and
interpretations made can differ between researchers [95].
A well-defined rationale for any such duplicate review, as
required by the PRISMA checklist (though not explicitly)
[94], provides transparency regarding overlaps and subsequently,
allows for informed debate about its value to the
evidence base [95].

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

iii) ประกาศ generalisability และอื่น ๆ ยอมความแตกต่างนี้ในทางปฏิบัติอาจยัง ส่วนใหญ่ อธิบายความแตกต่างในผลการรักษาพบในการศึกษาขนาดใหญ่สหราชอาณาจักร เนเธอร์แลนด์ และสหรัฐอเมริกาที่พบไม่มีประโยชน์เป็นเปรียบเทียบกับผลขนาดใหญ่เห็นได้ชัดในศึกษาอื่น [70, 71, 73] ขณะที่บ่งชี้เริ่มต้นของการอาจได้รับผลประโยชน์ที่อาจเกิดขึ้นรวมประกาศความโน้มเอียง [86, 87] ผลในเชิงบวกของการศึกษาขนาดใหญ่ในภายหลังอาจได้รวมการศึกษาออกแบบและผลกระทบทางวัฒนธรรม เป็นของหมายเหตุที่มีการศึกษาล่าสุดของน้ำเกลือ hypertonicไม่สามารถแสดงให้เห็นถึงผลประโยชน์ใด ๆ แต่ ' meta-analysis ยังดูเหมือนจะ โปรดปรานการรักษา ลักษณะพิเศษนี้เป็นส่วนใหญ่ขับเคลื่อน โดย Luo et al. และศึกษาค่อนข้างมากคือมีแนวโน้มที่จะอธิบายเมื่อพิจารณาจำหน่ายเงื่อนไขในรายละเอียด (ดูข้างต้น)สรุป ดังนั้น มียังคง heterogeneity มากที่อยู่ germane ถูกจับ และquantified โดยเครื่องมือมาตรฐาน meta-ถดถอย อย่างชัดเจน มีจำนวน heterogeneity จะถูกควบคุม โดยสองการทดลองจากทีมงานเดียวกัน นำ โดยลู [63, 64], ผลรอบนอกขนาดตัวอย่างที่ค่อนข้างเล็กแคบแต่ความมั่นใจช่วงเวลา (รอบวัน เมื่อเทียบกับกับวัน และครึ่งสม. [73] และที่อื่น ๆ ขนาดใหญ่เหนือยุโรปศึกษา – 2014 Teunissen [70]) เอาสองเหล่านี้การศึกษาจากการวิเคราะห์หลักมากช่วยลดการมีผลขนาดและความสำคัญทางสถิติในการวิเคราะห์เพื่อการยิ่งเจียมเนื้อเจียมตัว (และน้อยที่สุด) ผลกระทบ อย่างไรก็ตาม นี้ไม่กำจัด heterogeneity สมบูรณ์ในที่สุด มีทางเลือกว่าจะชอบแบบถาวร - หรือผลสุ่มวิเคราะห์ยังคงเปิดการอภิปรายproponents ที่แข็งแรง และน่าสนใจที่เห็นได้ชัดว่าทั้งสองอย่างด้าน [32, 88-91] ของ heterogeneity ไม่คาดหมายไปกับสมมติฐานของแบบต้นเดี่ยวผล (ถาวร) และนี้มักนำมาใช้ในแบบจำลองผลสุ่ม เมื่อ heterogeneity ที่มีมากเกินไปอย่างไรก็ตาม รุ่นผลสุ่มมีโชคร้ายลักษณะการดำเนินงานของปันส่วนน้ำหนักคล้ายกับทั้งหมดทดลอง โดยไม่คำนึงถึงขนาดและความแม่นยำของพวกเขา การตัดสินใจของเราก่อนระบุการคงลักษณะพิเศษเป็นการวิเคราะห์หลักถูกนำไปหักล้างข้อจำกัดนี้ ที่กล่าวว่า เราเป็นไม่สามารถให้เหตุผลทางคลินิกเหมาะสมเหตุผลใหญ่ที่สุดทดลองควรจะปันส่วนเพียง 4% ของน้ำหนักในการวิเคราะห์นี้กำหนดนี้ พร้อมทั้งขนาดใหญ่ และไม่คาดหมายheterogeneity ในทั่วไป แนะนำว่าไม่เดียววัดสรุปโดยรวม — ถาวร สุ่ม หรืออย่างอื่นเช่นสะท้อนความเพียงพอของการทดลองระบุได้ถึงแม้ว่าเราตรวจสอบคำตอบเกี่ยวกับยา (35 หรือ 6%), การศึกษาไม่มีข้อมูลในความถี่ หรือระยะเวลาของ HS ซึ่งอาจมีแตกต่างกันระหว่างการศึกษาจุดแข็งและข้อจำกัดเมื่อเทียบกับรีวิวอื่น ๆอาคารตรวจสอบดำเนินการ โดยเตียวและเพื่อนร่วมงานที่อยู่ 11 RCTs (n = 1090), ตรวจสอบของเรารวม 15 การทดลอง (n = 1922) ซึ่งรวม 3ผลการทดลองมีขนาดใหญ่มากซึ่งมีมติเป็นเอกฉันท์ได้แสดงให้เห็นเป็น null[65, 70, 73] เราจำกัดเงื่อนไขของเรารวมการทดลองของห้องคลอดทารก ในขณะที่เตียว et al. รวมผู้ป่วยนอกและฉุกเฉินแผนกทดลอง อัลรีรวมในการตรวจสอบของเราแม้มีรวมอยู่ในกลุ่มแผนกฉุกเฉิน โดยเตียวและเพื่อนร่วมงานเป็นความยาวของ infers ที่ผู้ป่วยได้ยอมรับ [68] แม้นี้ meta-analysis ของเรารวมเป็นต่อกันที่ทดลอง 8 [25, 65 – 67, 70-73]unearthed heterogeneity กว่าอย่างมีนัยสำคัญระดับที่ระบุไว้ในการทบทวนขั้นก่อนหน้านี้ ศักยภาพการมีอธิบายว่า เราใช้ไม่มีข้อจำกัดในแง่ของยาหรือวิธีการแทรกแซงถูกจัดการ และในนอกจากนี้เรารวมข้อมูลจากการศึกษาหนึ่งประกาศ:Al. et จางทำงบไม่ถึงในซ้ำจะไม่ไม่ มีบุญ — ช่วยให้ที่ replicabilityวิธีการจะแสดง และเพิ่มน้ำหนักหรือโต้แย้งเรื่องฐานหลักฐานปัจจุบัน [92 – 94]แม้เผชิญกับข้อมูลที่เหมือนกัน ใกล้ถ่าย และทำการตีความสามารถแตกต่างกันระหว่างนักวิจัย [95]เหตุผลโดยใด ๆ ดังกล่าวซ้ำทบทวน เป็นต้องสอบพริสม่าโป (แม้ว่าไม่ชัดเจน)[94], ให้ความโปร่งใส เกี่ยวกับทับซ้อน และในเวลาต่อ มาอนุญาตให้อภิปรายทราบเกี่ยวกับค่าของการฐานหลักฐาน [95]

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

iii) สิ่งพิมพ์ generalisability และอคติอื่น ๆ
ที่แตกต่างในการปฏิบัตินี้อาจส่วนใหญ่อธิบายความแตกต่างในลักษณะการรักษาที่สังเกตได้ในขนาดใหญ่ในสหราชอาณาจักร, การศึกษาดัตช์และสหรัฐอเมริกาซึ่งพบประโยชน์ที่ไม่เป็นเมื่อเทียบกับผลที่มีขนาดใหญ่เห็นได้ชัดว่าข้อสังเกตในการศึกษาอื่นๆ [70, 71, 73] ในขณะที่ตัวชี้วัดแรกของผลประโยชน์ที่อาจเกิดขึ้นอาจจะเป็นส่วนที่เป็นสิ่งพิมพ์อคติ[86, 87] ผลในเชิงบวกของการศึกษาขนาดใหญ่ในภายหลังอาจจะเนื่องมาจากการศึกษาการออกแบบและผลกระทบทางวัฒนธรรม มันเป็นที่ทราบว่าทุกคนที่การศึกษาล่าสุดของน้ำเกลือเข้มข้นได้ล้มเหลวที่จะแสดงให้เห็นถึงผลประโยชน์ใดๆ ที่ meta-analysis ยังคงปรากฏขึ้นเพื่อให้ประโยชน์แก่การรักษา ผลกระทบนี้เป็นส่วนใหญ่ได้แรงหนุนจากการศึกษาที่ค่อนข้างใหญ่ของลูเอตอัล และมันก็เป็นไปได้ว่านี้คือการอธิบายเมื่อพิจารณาการปล่อยหลักเกณฑ์ในรายละเอียดมากขึ้น(ดูด้านบน). โดยสรุปจึงยังคงมีความแตกต่างอย่างมากที่ไม่ได้ใกล้ชิดที่จะถูกจับและวัดโดยเครื่องมือmeta-ถดถอยมาตรฐาน เห็นได้ชัดว่าจำนวนมากของความแตกต่างเป็นแรงผลักดันสองการทดลองจากทีมเดียวกันนำโดยลู[63, 64] กับผลลัพธ์ที่ห่างไกลค่อนข้างขนาดตัวอย่างเล็กๆ แต่ความเชื่อมั่นแคบช่วงเวลา(ประมาณวันเมื่อเทียบกับวันที่และ -a ครึ่งในSABRE [73] และอื่น ๆ ที่มีขนาดใหญ่ทางตอนเหนือของยุโรปศึกษาTeunissen 2014 [70]) การกำจัดของทั้งสองการศึกษาจากการวิเคราะห์หลักมากจะช่วยลดขนาดของผลกระทบและนัยสำคัญทางสถิติในการวิเคราะห์ที่จะเจียมเนื้อเจียมตัวมากขึ้น(และน้อยที่สุด) ผลกระทบ แต่นี้ไม่กำจัดเซลล์สืบพันธุ์สมบูรณ์. ในที่สุดก็มีทางเลือกว่าจะชอบหรือคงการวิเคราะห์แบบสุ่มผลยังคงเปิดให้มีการอภิปรายที่มีผู้เสนอที่แข็งแกร่งและน่าสนใจเห็นได้ชัดว่าทั้งสองฝ่าย[32, 88-91] การปรากฏตัวของเซลล์สืบพันธุ์ไม่ได้อธิบายไปกับสมมติฐานของพื้นฐานเดียว(คงที่) มีผลบังคับใช้และจะได้รับการทั่วไปที่จะปรับรูปแบบผลสุ่ม เมื่อความแตกต่างมากเกินไปอย่างไรก็ตามรูปแบบผลสุ่มโชคร้ายมีลักษณะการดำเนินงานของการจัดสรรน้ำหนักคล้ายกับการทดลองทั้งหมดโดยไม่คำนึงถึงขนาดและความแม่นยำของพวกเขา การตัดสินใจของเราไปก่อนระบุผลคงที่เป็นหลักในการวิเคราะห์ถูกนำตัวไปตอบโต้ข้อจำกัด นี้ ที่กล่าวว่าเรามีความสามารถที่จะนำเสนอเหตุผลที่เหมาะสมทางคลินิกว่าทำไมที่ใหญ่ที่สุดในการพิจารณาคดีควรได้รับการจัดสรรเพียง4% ของน้ำหนักในการวิเคราะห์นี้. ให้นี้พร้อมกับมีขนาดใหญ่และไม่ได้อธิบายความแตกต่างโดยทั่วไปคำแนะนำของเราคือว่าไม่มีการสรุปโดยรวมเดียววัดคงสุ่มหรือ otherwise- เป็นภาพสะท้อนที่เพียงพอของการทดลองระบุ. แม้ว่าเราจะตรวจสอบการตอบสนองในความสัมพันธ์กับปริมาณ (3, 5 หรือ 6%) การศึกษาไม่ได้ให้ข้อมูลเกี่ยวกับความถี่หรือระยะเวลาของHS ซึ่งอาจ มีความหลากหลายทั่วศึกษา. จุดแข็งและข้อ จำกัด เมื่อเทียบกับความคิดเห็นอื่น ๆอาคารในการตรวจสอบการดำเนินการโดยจางและเพื่อนร่วมงานที่มี 11 RCTs (n = 1,090) ตรวจสอบของเรารวม15 การทดลอง (n = 1922) ซึ่งรวมถึงสามการทดลองที่มีขนาดใหญ่ซึ่งมีมติเป็นเอกฉันท์แสดงให้เห็นว่าผล null [65, 70, 73] เรา จำกัด เกณฑ์การคัดเลือกของเราในการทดลองของเด็กทารกผู้ป่วยในขณะที่Zhang et al, ยังรวมถึงผู้ป่วยนอกและการทดลองแผนกฉุกเฉิน อัลซารีได้รับการรวมอยู่ในการตรวจสอบของเราแม้จะถูกรวมอยู่ในกลุ่มที่แผนกฉุกเฉินโดยจางและเพื่อนร่วมงานเป็นระยะเวลาของการเข้าพักอนุมานว่าผู้ป่วยที่เข้ารับการรักษา[68] อย่างไรก็ตามเรื่องนี้ meta-analysis ของเรารวมถึงอีก8 ทดลอง [25 65-67, 70-73] ซึ่งทั้งหมดค้นพบระดับที่สูงขึ้นอย่างมีนัยสำคัญของความแตกต่างกว่าที่ระบุไว้ในCochrane ทบทวนก่อนหน้านี้ มีศักยภาพในการคำอธิบายคือการที่เรานำมาใช้ไม่มีข้อ จำกัด ในแง่ของยาหรือวิธีการแทรกแซงเป็นยาและนอกจากนี้เรารวมข้อมูลจากการศึกษาที่ไม่ได้เผยแพร่หนึ่ง: Zhang et al, ทำคำสั่งในเรื่องที่เกี่ยวกับเหล่านี้. ทำไม่ได้โดยไม่มีบุญจะช่วยให้ replicability ของวิธีการที่จะแสดงให้เห็นเช่นเดียวกับการเพิ่มน้ำหนักหรือโต้แย้งหลักฐานปัจจุบัน [92-94]. แม้เมื่อต้องเผชิญกับข้อมูลที่เหมือนกันวิธีการ ถ่ายและการตีความทำให้สามารถแตกต่างกันระหว่างนักวิจัย[95]. เหตุผลที่ดีที่กำหนดสำหรับความคิดเห็นที่ซ้ำกันเช่นใด ๆ ตามที่กำหนดไว้ในรายการตรวจสอบPRISMA (แต่ไม่แน่ชัด) [94] มีความโปร่งใสเกี่ยวกับการทับซ้อนและต่อมาช่วยให้การอภิปรายเกี่ยวกับการความคุ้มค่ากับหลักฐาน [95]