a központi Poststroke fájdalom kezelése

Bevezetés

a központi poststroke fájdalom (CPSP) krónikus (3 hónapos) neuropátiás rendellenesség, amely a központi szomatoszenzoros rendszert érintő elváltozás vagy betegség után fordulhat elő.1 a fájdalom spontán lehet, folyamatosan vagy szakaszosan fordulhat elő, vagy külső ingerekre adott válaszként idézhető elő.1 kialakulhat közvetlenül a stroke után, vagy évekkel később.2-5 a mai napig a legnagyobb prospektív tanulmány, amely 15 754 résztvevőt vett fel ischaemiás stroke-ban 35 országból, megállapította, hogy 2.A betegek 7% – ánál alakult ki CPSP a stroke után 1 évvel.6 Mivel a CPSP esetdefiníciója összetett, 1 azonban a jelentett prevalencia változó, és az elváltozás helyétől függ: 1 tanulmány például azt találta, hogy az agytörzsi infarktusban szenvedő betegek 25% – ánál alakult ki CPSP 6 hónapon belül.4 A CPSP-ben szenvedő egyének általában érzékszervi rendellenességeket tapasztalnak, beleértve a megnövekedett tapintási és hőérzékenységet, amelyek rontják életminőségüket.7-9 a CPSP mögöttes mechanizmusai kevéssé ismertek, 1 hozzájárulnak a menedzsment kihívásaihoz.

számos farmakológiai és nem farmakológiai terápia áll rendelkezésre a CPSP-ben szenvedő betegek számára; kevés szisztematikus áttekintés azonban összefoglalta hatékonyságukat és biztonságosságukat.10-12 a rendelkezésre álló vélemények fontos korlátozásoktól szenvednek, 13 beleértve a következőket: (1) korlátozott stratégiák a releváns tanulmányok azonosítására, beleértve a kevés keresési kifejezés használatát, a főbb irodalmi adatbázisok elhagyását és a nem angol nyelvű tanulmányok kizárását, (2) korlátozott biztosítékok a félrevezető eredmények ellen, beleértve a tanulmányok kiválasztásának elmulasztását, az elfogultság értékelésének kockázatát és az adatok kinyerését két példányban, vagy (3) a terápiák meghatározott típusaira összpontosítva, azaz farmakológiai vagy nem farmakológiai. Továbbá, egyik értékelés sem értékelte a kezelés hatását a beteg számára fontos eredményekre a fájdalomon és a nemkívánatos eseményeken túl, kvantitatívan szintetizált eredmények meta-analitikus technikák alkalmazásával, vagy az ajánlások osztályozását használta Értékelés, fejlesztés és értékelés (fokozat) megközelítés a bizonyosság értékeléséhez a bizonyítékokban.14

szisztematikus felülvizsgálatot végeztünk, amely foglalkozik a korábbi felülvizsgálatok korlátaival, hogy tájékoztassuk a CPSP bizonyítékokon alapuló kezelését.

módszerek

standardizált jelentés

követtük a preferált jelentési tételek szisztematikus felülvizsgálatok és Meta-analízis (Prisma) iránymutatások jelentési szisztematikus felülvizsgálatok randomizált kontrollos vizsgálatok.15

protokoll regisztráció

PROTOKOLLUNKAT a PROSPERO-val regisztráltuk (regisztrációs szám: CRD42014007189).

Irodalmi keresés

releváns tanulmányokat kerestünk, bármilyen nyelven, az AMED, a CENTRAL, A CINAHL, a DARE, az EMBASE, a HealthSTAR, a MEDLINE és a PsychINFO személyre szabott kereséseivel, az egyes adatbázisok kezdetétől 2013 decemberéig. Egy tapasztalt egyetemi könyvtáros kidolgozta az egyes elektronikus adatbázisok Keresési stratégiáját (a MEDLINE Keresési stratégiája elérhető a csak online Adatkiegészítésben).

jogosultsági kritériumok

támogatható vizsgálatok (1) bevont 10 CPSP-ben szenvedő beteg, (2) véletlenszerűen terápiás beavatkozáshoz (farmakológiai vagy nem farmakológiai) vagy egy kontroll karhoz rendelték őket, és (3) összegyűjtött eredményadatok a kezelés után 14 nappal. Ha egy vizsgálat vegyes klinikai populációt vett fel, szisztematikus megközelítést követtünk (I. ábra a csak online Adatkiegészítésben) annak meghatározására jogosultság. Végül az ilyen tanulmányokat is bevontuk, ha azok megfelelnek a fenti kritériumoknak, és ha (1) A szerzők külön adták meg az eredményeket a CPSP-vel rendelkező résztvevők számára; vagy ennek hiányában (2) A vizsgálat mintájának legalább 80% – a CPSP-vel rendelkező résztvevőkből állt.

kizártuk azokat a vizsgálatokat, amelyek <10 CPSP-ben szenvedő beteget vontak be az ilyen vizsgálatokból nyert korlátozott információk miatt, és kizártuk azokat a vizsgálatokat, amelyek <2 hetes követés, mivel a krónikus fájdalomban szenvedő betegek kevés érdeklődést mutatnak a rövid hatású kezelés hatásai iránt.16

Tanulmánykiválasztás

az értékelőkből álló csoportok önállóan és két példányban dolgoztak az összes azonosított idézet jogosultsági állapotának meghatározásán, először a címek és kivonatok szűrésével, majd az összes lehetséges támogatható cikk teljes szövegének áttekintésével. A bírálók minden nézeteltérést megbeszéléssel vagy döntőbíró segítségével oldottak meg. A megfelelő nyelveken jártas bírálókat toboroztunk az összes nem angol nyelvű tanulmány teljes szövegének áttekintésére. Ebben a szakaszban mértük a véletlen-független megegyezést (Cause-independent agreement)—amelynek számos előnye van a hagyományos megközelítésekkel szemben (pl.: caicle), beleértve a kevésbé sérülékenységet az eredmények egyenlőtlen eloszlásával szemben—, és az eredményeket meghatározott kritériumok alapján értelmeztük.17 a szűrés megkönnyítése érdekében egy online szisztematikus felülvizsgálati szoftveralkalmazást (DistillerSR, Evidence Partners, Ottawa, Kanada; http://systematic-review.net/) használtunk.

adatok kinyerése

az értékelők kísérleti teszteléssel, szabványosított formanyomtatványt használtak az egyes támogatható vizsgálatokból származó információk kinyerésére, beleértve a résztvevők demográfiai adatait, a kezelés részleteit, a vizsgálati módszertant és az eredményadatokat, a klinikai vizsgálatok módszereire, mérésére és Fájdalomértékelésére vonatkozó kezdeményezés (IMMPACT) alapján. Kimondottan, az eredményadatokat gyűjtöttük, ha rendelkezésre állnak, a következő IMMPACT által ajánlott beteg szempontjából fontos területeken: (1) Fájdalom, (2) fizikai működés, (3) érzelmi működés, (4) a résztvevők értékelése a globális javulásról és a kezeléssel való elégedettségről, (5) tünetek és nemkívánatos események, (6) a résztvevők diszpozíciója, (7) szerepműködés, (8) interperszonális működés és (9) alvás és fáradtság.18,19 véleményező vitával vagy döntőbíró segítségével oldotta meg a nézeteltéréseket.

az elfogultság értékelésének kockázata

az értékelők értékelték az elfogultság kockázatát minden támogatható tanulmányhoz egy módosított Cochrane torzítási kockázat eszköz, amely magában foglalja a válaszlehetőségeket határozottan vagy valószínűleg igen-alacsony az elfogultság kockázata-vagy határozottan vagy valószínűleg nem—magas az elfogultság kockázata—egy olyan megközelítés, amelyet korábban validáltunk.20 konkrétan a véletlenszerű szekvenciák generálását, az allokáció elrejtését, a résztvevők és a tanulmányi személyzet vakítását, valamint a hiányos eredményadatokat értékeltük.

metaanalízisek

amikor lehetséges, metaanalíziseket végeztünk véletlenszerű effektus modellek alkalmazásával, amelyek konzervatívak, mivel mind a tanulmányon belüli, mind a tanulmány közötti variabilitást figyelembe veszik. Összevont elemzéseinkhez az egyes vizsgálatok leghosszabb követési időpontjából származó pontszámok eszközeit és kapcsolódó SDs-jét használtuk. Ha egy vizsgálat csak a medián pontszámot és a megfelelő interkvartilis tartományt jelentette, akkor feltételeztük, hogy az átlagos pontszám megegyezik a mediánnal, és kiszámítottuk, hogy az SD egyenlő az interkvartilis tartomány osztva 1,35-tel.21 Ha a nyomozók >1 eszközt használtak egy próbán belül ugyanazon konstrukció mérésére, egyetlen intézkedést választottunk a következő prioritások alapján, csökkenő fontossági sorrendben: (1) A leggyakrabban használt eszköz, (2) az érvényesség legerősebb bizonyítékával rendelkező eszköz, vagy (3) a hatás legpontosabb becslésével rendelkező eszköz. Elemzéseink során úgy kezeltük a keresztezett vizsgálatok adatait, mintha párhuzamos vizsgálatokból származnának.21

az eredmények értelmezésének megkönnyítése

a bináris eredménymérőket biztosító vizsgálatok esetében kiszámítottuk a relatív kockázatokat és a kapcsolódó 95% – os konfidencia intervallumokat (CIs) a kezelések relatív hatékonyságának tájékoztatására. Minden olyan összevont összehasonlításhoz, amely statisztikailag szignifikáns kezelési hatást sugallt, azt terveztük, hogy a kezeléshez szükséges kockázati különbségeket és számokat hozzuk létre.

a folyamatos eredmények összevonásakor, amelyekben a vizsgálatok ugyanazt az eszközt használták, azt terveztük, hogy kiszámoljuk a súlyozott átlagkülönbséget, amely megtartja az eredeti mértékegységet, és képviseli a csoportok közötti átlagos különbséget. Azoknál a vizsgálatoknál, amelyek különböző folyamatos eredménymérőket alkalmaztak, amelyek ugyanazzal a konstrukcióval foglalkoztak, az összes eszközt átalakítottuk a vizsgálatok között a leggyakrabban használt eredménymérővé, majd az eredményeket a súlyozott átlagkülönbség felhasználásával egyesítettük.22 minden olyan összevont összehasonlításhoz, amely statisztikailag szignifikáns kezelési hatást javasolt, azt terveztük, hogy kiszámoljuk a résztvevők arányát, akik részesültek, vagyis az egyes vizsgálatok minimálisan fontos különbségénél nagyobb vagy azzal egyenlő javulást mutattak, majd összesítették az eredményeket az összes vizsgálatban, és relatív és abszolút kezelési hatások mérését generálták. Azoknál a tanulmányoknál, amelyek a terápiák fájdalomcsökkentésre gyakorolt hatásáról számoltak be, azt is terveztük, hogy a kiindulási értékhez képest 20% – os, 30% – os, 50% – os javulást alkalmazzunk a kezelési hatások értelmezésének optimalizálása érdekében.16

A heterogenitás és az alcsoport-elemzések értékelése

minden egyes összesített elemzéshez a heterogenitást vizsgáltuk mind a 62 teszt, mind az I2 statisztika segítségével, amely a variabilitás százalékos arányát képviseli, amely a vizsgálatok közötti valódi különbségek (heterogenitás), nem pedig a mintavételi hiba (esély) miatt következik be.23

hat a priori hipotézist hoztunk létre a vizsgálatok közötti változékonyság magyarázatára: (1) a beavatkozások nagyobb hatást mutatnak azokban a kísérletekben, amelyek kizárták a résztvevőket rokkantsági ellátások igénybevételében, vagy részt vesznek a perekben, szemben az ilyen résztvevőket magában foglaló vizsgálatokkal, 24 (2) a beavatkozások kisebb hatásokat mutatnak a hosszabb követési idővel rendelkező vizsgálatok között, szemben a rövidebb követési idővel rendelkező vizsgálatokkal, (3) a beavatkozások kisebb hatásokat mutatnak a pszichiátriai társbetegségben szenvedő résztvevőket beiratkozó vizsgálatok között, szemben a nem, (4) a beavatkozások kisebb hatásokat mutatnak a beiratkozik a CPSP rövidebb időtartamú résztvevőire, (5) a beavatkozások nagyobb hatást mutatnak azokban a kísérletekben, amelyek nagyobb dózisokban tesztelik őket, szemben az alacsonyabb dózisú tesztekkel, és (6) a beavatkozások nagyobb hatásokat mutatnak azokban a kísérletekben, amelyekben nagyobb az elfogultság kockázata, szemben az alacsonyabb torzítás kockázatával. Azt terveztük, hogy ezt az utolsó alcsoport-elemzést az elfogultság kockázatával végezzük komponensenként, csak akkor, ha az elfogultság kockázatán belül jelentős változékonyság volt komponens. Az interakció tesztelését terveztük annak megállapítására, hogy az alcsoportok hatásmérete jelentősen eltér-e egymástól.25 nem végeztünk alcsoportelemzéseket, ha voltak <3 vizsgálatok egy adott alcsoportban.

A kezelési becslések bizonyossága

A fokozatú megközelítést használtuk a bizonyosság kategorizálására az összes jelentett eredményre vonatkozó tényleges becslések magas, közepes, alacsony vagy nagyon alacsony.14 ezzel a megközelítéssel a randomizált kontrollált vizsgálatok nagy bizonyossággal kezdődnek, DE (1) az elfogultság kockázata,26 (2) következetlenség,27 (3) közvetlenség,28 (4) pontatlanság,29 és (5) publikációs elfogultság.30 minden olyan összevont összehasonlításhoz, amely statisztikailag szignifikáns kezelési hatást javasolt, a legújabb megközelítéseket terveztük használni a hiányzó résztvevők adatainak kezelésére bináris és folyamatos eredmények.31-33 amikor a valószínű legrosszabb forgatókönyvek megfordították a kezelés hatásait, azt terveztük, hogy csökkentjük az elfogultság kockázatát. Az eredményeket a GRADE evidence profiles-ban mutattuk be.34-36

analitikai szoftver

metaanalíziseket végeztünk a Review Manager (RevMan) 5.3-as verziójával (Koppenhága: The Nordic Cochrane Center, The Cochrane Collaboration, 2014). Mi eddig a bizonyosság hatása becslések és létrehozott minőségű bizonyíték profilok segítségével GRADEproGDT (http://www.guidelinedevelopment.org/).

eredmények

5015 egyedi rekordot azonosítottunk, amelyek közül 324-et teljes szövegben (1.ábra). A teljes szövegek áttekintése után 8 angol nyelvű tanulmányt tekintettünk 459 CPSP-ben szenvedő betegnek, akik jogosultak a felülvizsgálatra (1.táblázat).37-44 a teljes szövegű felülvizsgálat szakaszában szinte tökéletes egyetértés volt az értékelők között (6,82). Minden vizsgálat értékelte a kezelés fájdalomra gyakorolt hatását, és egyik sem jelentett hatást a fizikai működésre, a szerep működésére vagy az interperszonális működésre (2.ábra). A támogatható vizsgálatok közül a leghosszabb követés 2-12 hét volt. Egyetlen tanulmány sem számolt be azon résztvevők számáról, akik rokkantsági ellátásban részesültek vagy peres eljárásban vettek részt a vizsgálati időszak alatt. Az egyik vizsgálat nem mutatott különbséget azon résztvevők számában (a pregabalin és a placebo csoportban), akiknél pszichiátriai társbetegségek, különösen depresszió és álmatlanság jelentkezett.A 413. ábra az elfogultság értékelésének kockázatát mutatja be.

1.táblázat. A támogatható vizsgálatok jellemzői
szerző	tanulmányi ország	tanulmányterv	kezelések	/th>	a kezelés gyakorisága és időtartama	nem. az összes CPSP randomizált	A CPSP résztvevők életkora	A CPSP résztvevők neme	A CPSP időtartama	A résztvevők elrendezése/megjegyzései
leijon et al37	Svédország	crossover	amitriptilin (75 mg, végső adag)	4 hét (7-D kimosás)	15	átlag, 66 év; tartomány, 53-74	Nő, 3; Férfi, 12	átlag, 54 hónap; Tartomány, 11-154	egy résztvevő abbahagyta a beavatkozást a meglévő gyógyszerekkel való kölcsönhatás miatt
			karbamazepin (800 mg, végső adag)
			Placebo
bainton et al38	Egyesült Királyság	Crossover	naloxon (8 mg)	egyszeri kezelés (2-3 hét mosás)	20	átlag, 61,1 év; tartomány, 45-74	Nő, 13; Férfi, 7	átlag, 7,5 év; Tartomány, 1-20	három résztvevő nemkívánatos események miatt visszalépett
bainton et al38	Egyesült Királyság	Crossover	Placebo	egyszeri kezelés (2-3 hét mosás)	20	átlag, 61,1 év; tartomány, 45-74	Nő, 13; Férfi, 7	átlag, 7,5 év; Tartomány, 1-20	három résztvevő nemkívánatos események miatt visszalépett
Jiang et al39	Kína	párhuzamos	elektroakupunktúra (30 perc)	frekvencia	60	Nr	elektroakupunktúra nő, 10; férfi, 20	elektroakupunktúra: Mean, 3.6 mo; Control: Mean, 3.8 mo	NR
			elektroakupunktúra (30 perc)	Electroacupuncture: once daily			Carbamazepine
			Carbamazepine (0.1 mg)	Carbamazepine: háromszor naponta			nő, 9
			Carbamazepine (0.1 mg)	időtartam 30 d			férfi, 21
Vestergaard et al40	Dánia	crossover	lamotrigin (200 mg, végső adag)	8 hét (2-hét kimosás)	30	medián, 59 év; tartomány, 37-77	nő, 12; Férfi, 18	medián, 2 év; tartomány, 0.3-12	három résztvevő nemkívánatos események miatt visszalépett egy résztvevő nem fejezte be az első kezelési periódust, de folytatta a vizsgálatot a második kezelési periódusban négy résztvevő a hatékonyság hiánya miatt visszalépett három résztvevő a protokoll megsértése miatt visszalépett
Vestergaard et al40	Dánia	crossover	Placebo	8 hét (2-hét kimosás)	30	medián, 59 év; tartomány, 37-77	nő, 12; Férfi, 18	medián, 2 év; tartomány, 0.3-12
Kim et al41	Ázsia csendes-óceáni régió	párhuzamos	pregabalin (600 mg/nap, végső maximum adag)	12 hét (4 hét dózismódosítás, 8 hét karbantartás)	220	Pregabalin: átlag, 59,4 év; SD, 9,8; Placebo: átlag, 57,1; SD, 10,2	pregabalin: nő, 43; férfi, 67; placebo: nő, 39; férfi, 70	pregabalin: átlag, 2,2 év; tartomány, 0,1-17,7; placebo: átlag, 2,5; tartomány, 0,2-14.1	egy résztvevő nem kapott beavatkozást kilenc résztvevő a vizsgálati gyógyszerrel kapcsolatos okok miatt visszalépett huszonhét résztvevő a vizsgálati gyógyszerrel nem összefüggő okok miatt visszalépett
Kim et al41	Ázsia csendes-óceáni régió	párhuzamos	Placebo	12 hét (4 hét dózismódosítás, 8 hét karbantartás)	220		pregabalin: nő, 43; férfi, 67; placebo: nő, 39; férfi, 70
Jungehulsing et al42	Németország	crossover	levetiracetám (3000 mg/nap, maximális adag)	8 hét (2-hét kimosódás)	42	medián, 61,5 év; tartomány, 40-76	nő, 16; Férfi, 26	medián, 4 év; tartomány, 0.4-11	három résztvevő visszalépett a protokoll megsértése miatt három résztvevő visszavonta a beleegyezését három résztvevő visszalépett nemkívánatos események miatt
Jungehulsing et al42	Németország	crossover	Placebo	8 hét (2-hét kimosódás)	42	medián, 61,5 év; tartomány, 40-76	nő, 16; Férfi, 26	medián, 4 év; tartomány, 0.4-11
Hosomi et al43	Japán	crossover	ismétlődő transzkraniális mágneses stimuláció (5 Hz)	naponta egyszer, 10 D (legalább 17-d kimosódás)	Nr (lásd a megjegyzéseket)	NR	NR	NR	hetven résztvevő randomizált (nem világos, hány CPSP-vel) két résztvevő nem kapott beavatkozást (nem világos, hány CPSP-vel) négy résztvevő nem adott meg adatokat (nem világos, hogy hány CPSP-vel) CPSP-vel) három résztvevő abbahagyta a beavatkozást (nem világos, hány CPSP-vel) hatvannégy résztvevő szerepel a szerzők kezelési szándékának elemzési készletében; 52 CPSP-vel
Hosomi et al43	Japán	crossover	színlelt stimuláció	naponta egyszer, 10 D (legalább 17-d kimosódás)	Nr (lásd a megjegyzéseket)	NR	NR	NR
Cho et al44	Koreai Köztársaság	párhuzamos	apipunktúra (0.05 mL)	hetente kétszer, 3 hét	20	NR	NR	NR	Nr	egy résztvevő nemkívánatos esemény miatt visszalépett három résztvevő a kórházból a nyomon követés előtt távozott
Cho et al44	Koreai Köztársaság	párhuzamos	sós akupunktúra	hetente kétszer, 3 hét	20	NR	NR	NR

a CPSP központi poststroke fájdalmat jelez; és nr, nem jelentették.

1.ábra. — 1. ábra. Tanulmányi folyamatábra.

2.ábra. — 2. ábra. A klinikai vizsgálatok módszereivel, mérésével és Fájdalomértékelésével kapcsolatos kezdeményezés jelentése (IMMPACT)–ajánlott eredménytartományok a mellékelt tanulmányokon belül; (+) az eredménytartomány jelenlétét jelöli; (−) az eredménytartomány hiányát jelöli.

3.ábra. — 3. ábra. Az elfogultság kockázata a mellékelt tanulmányokon belül; ( + ) az elfogultság alacsony kockázatát jelöli; ( − ) az elfogultság magas kockázatát jelöli.

a farmakoterápia hatása a betegre-fontos eredmények

antikonvulzív szerek

nagyon alacsony bizonyosság bizonyíték 4 vizsgálatból (2.táblázat), amely összesen 307 résztvevőt vett fel,37,40-42 azt mutatta, hogy a placebóval összehasonlítva az antikonvulzív szerek nem csökkentették szignifikánsan a fájdalom intenzitását (súlyozott átlagos különbség egy 11-lépés skála, -0,75; 95% CI, -1,71–0,21; I2=69%; 4a. ábra), vagy növelje a nemkívánatos eseményeket (relatív kockázat, 1,61; 95% CI,0,90-2,88; I2=80%; 4B. ábra). Az egyes metaanalízisekben végzett vizsgálatok kis száma miatt, a priori kritériumainkkal összhangban, nem végeztünk előre meghatározott alcsoport-elemzéseket az eredmények következetlenségének magyarázatára.

2.táblázat. Osztályozási bizonyíték profil: antikonvulzív szerek a placebóval szemben
minőségértékelés							nem. betegek		hatás		bizonyosság	fontosság
nem.	tanulmány tervezése	torzítás kockázata	következetlenség	közvetlenség	pontatlanság	pontatlanság	publikációs torzítás	antikonvulzív szerek	placebo	relatív (95% CI)	bizonyosság	fontosság	abszolút (95% CI)
fájdalom intenzitása (nyomon követés: tartomány, 4-12 hét; értékelve: Vizuális analóg skála 0-tól 10-ig )
4	randomizált vizsgálatok	súlyos*	súlyos=”1″ rowSpan=”1″> nem súlyos	súlyos közbenjárók	fel nem fedezett közbenjárók	184	184	184	nem jelentős		nagyon alacsony	fontos
bármilyen nemkívánatos esemény (nyomon követés: 4-12 hét)
3	randomizált vizsgálatok	súlyos*	súlyos colspan=”1″ rowSpan=”1″> nem súlyos	súlyos!	nem észlelt!	154	154	nem jelentős	Nagyon alacsony	fontos
depresszió (nyomon követés: tartomány, 4-12 hét; értékelve: Különböző eszközök)
3	randomizált vizsgálatok	súlyos*	nem súlyos#	nem súlyos	súlyos közbenjárások	nem észlelt közbenjárások	145	145	egyetlen tanulmány sem talált szignifikáns csökkenést a depressziós tünetekben		alacsonyan lévő főcsoportok	Fontos
A betegek által jelentett globális javulás (nyomon követés: 12 hét; értékelve: a betegek globális benyomása a változásról; 1-7 )
1	randomizált vizsgálat	súlyos**	nem súlyos	nem súlyos	súlyos!	nem észlelt!	110	109	nem jelentős	alacsonyan lévő	fontos
alvás (nyomon követés: 12 hét; értékelve: alvási problémák indexe, orvosi eredmények tanulmány alvási skála; 0-100 )
1	randomizált vizsgálat	súlyos**	nem súlyos	nem súlyos	súlyos!	nem észlelt!	110	109	A tanulmány megállapította, hogy a Pregabalin javította az alvást a placebóval szemben; különbség a legkisebb négyzetek átlaga között, -4,2; 95% CI, -8,4-0,0; P=0,049		alacsony!	fontos

ci a konfidencia intervallumot jelzi; és fokozat, az ajánlások értékelése, fejlesztése és értékelése.

*súlyos a szelekciós torzítás (nem egyértelmű vagy nem megfelelő allokációs Elrejtés), a detektálási torzítás (az adatelemzők nem egyértelmű vakítása) és a lemorzsolódási torzítás (hiányos eredményjelentés) miatt.

a statisztikai heterogenitás miatt súlyos (I 2=69%; P=0,02).

a minta kis mérete miatt súlyos (<400 résztvevő).

nem elegendő számú tanulmány a publikációs torzítás kimutatására.

a statisztikai heterogenitás miatt súlyos (I 2=80%; P=0,007).

kis számú esemény miatt súlyos (<325).

#nem súlyos, mivel az összes vizsgálat nem mutatott szignifikáns kezelési hatást.

**súlyos az észlelési torzítás miatt (az adatelemzők nem egyértelmű vakítása).

4.ábra. — 4. ábra. A, az antikonvulzív szerek hatása a placebóval szemben a fájdalom intenzitására (11 pontos skála, a magasabb pontszám rosszabb). B, az antikonvulzív szerek hatása a placebóval szemben bármilyen mellékhatásra. A CI a konfidencia intervallumot jelzi.

3 vizsgálat alacsony bizonyosságú bizonyítéka értékelte az antikonvulzív szerek érzelmi működésre gyakorolt hatását, leggyakrabban a depresszió kezelésével összefüggésben.37,41,42 egyik sem jelentett szignifikáns hatást; az adatok bemutatásának változékonysága kizárta a statisztikai összevonást. Alacsony bizonyosság az 1 vizsgálatból származó bizonyítékok azt találták, hogy a pregabalin (a placebóhoz képest) nem befolyásolta a betegek által jelentett globális javulást, de javította az alvást (különbség a legkisebb négyzet átlag között, -4,2; 95% CI, -8,4-0,0; P=0,049; 2.táblázat).

triciklikus antidepresszánsok

alacsony bizonyosság bizonyíték (I. táblázat a csak online Adatkiegészítésben) 1 vizsgálatból 15 résztvevő számolt be arról, hogy a placebóval összehasonlítva az amitriptilin jelentősen csökkentette a fájdalom intenzitását a kezelés utolsó (negyedik) hetében, bár az adatok újraelemzése nem talált szignifikáns hatást.37 a szerzők arról is beszámoltak, hogy az amitriptilin nem befolyásolta a depressziós tüneteket, és szignifikánsan több mellékhatással társult, mint a placebo (relatív kockázat, 2,00; 95% CI, 1,15–3,49).

Opioid antagonisták

alacsony bizonyosság bizonyíték (II.táblázat a csak online Adatkiegészítés) 1 vizsgálat 20 résztvevő számolt be, hogy a naloxon nem volt hatással a fájdalom, ha összehasonlítjuk a placebo.38

A nem gyógyszeres terápia hatása a beteg szempontjából fontos eredményekre

ismétlődő transzkranialis mágneses stimuláció

alacsony bizonyossági bizonyíték (III.táblázat a csak online Adatkiegészítésben) az ismétlődő transzkranialis mágneses stimuláció 1 vizsgálatából (n=52) a színlelt stimulációval szemben nem talált szignifikáns különbséget a nemkívánatos események, a depressziós tünetek vagy a beteg által jelentett globális javulás között.43

akupunktúra

alacsony bizonyossági bizonyíték (IV.táblázat a csak online Adatkiegészítésben) 1 vizsgálatból (n=20) az apipunkció szignifikáns hatásáról számolt be sós akupunktúra a fájdalom csökkentése érdekében (medián 100 pontos vizuális analóg skála pontszám csökkenése: 36,50 versus 11,50; P=0,009).44 egy másik vizsgálat (n=60) nagyon alacsony bizonyosságú bizonyítéka (V. táblázat a csak online Adatkiegészítésben) nem talált szignifikáns hatást az elektroakupunktúrának a karbamazepinhez képest az ízületi fájdalom, diszfunkció és érzékenység összetett mérésére.39

Vita

szisztematikus áttekintésünk alacsony vagy nagyon alacsony bizonyossági bizonyítékot talált arra, hogy az antikonvulzív szerek, a triciklusos antidepresszánsok, az opioid antagonisták és az elektroakupunktúra nincs hatással a CPSP-vel kapcsolatos fájdalom csökkentésére. Az alacsony bizonyosságú bizonyítékok arra utalnak, hogy az apipunkció csökkentheti a fájdalmat, az antikonvulzív szerek javíthatják az alvást, az ismétlődő transzkraniális mágneses stimuláció nincs hatással a depressziós tünetekre vagy a betegek által jelentett globális javulásra, és a triciklikus antidepresszánsok nem javítják a depressziós tüneteket, és jelentősen több mellékhatást okoznak.

erősségek és korlátozások

áttekintésünknek számos erőssége van. Először áttekintettük az összes nem farmakológiai és farmakológiai terápiát a CPSP-ben szenvedő betegek kezelésére. Másodszor, az irodalmi adatbázisok szélesebb körét vizsgáltuk meg, mint a korábbi áttekintések, és minden nyelven megfelelő tanulmányokat kerestünk. Harmadszor, az értékelők csapatai, akik önállóan és két példányban dolgoztak, minden szubjektív döntést hoztak, beleértve a tanulmány kiválasztását, az elfogultság értékelését és az adatok kinyerését. Negyedszer, szisztematikus megközelítést követtünk, amely magában foglalta a szakértői klinikusokkal való együttműködést és a tanulmány szerzőivel való kapcsolatfelvételt, hogy felmérjük a vegyes klinikai populációkba bevont tanulmányok alkalmasságát. Ötödször, összegyűjtöttük az összes beteg számára fontos eredményt az IMMPACT által ajánlott alapvető eredménytartományokban. Végül a fokozatú megközelítést alkalmaztuk a bizonyítékok bizonyosságának értékelésére, és eredményeinket osztályozási bizonyítékprofilokkal mutattuk be. Megállapításainkat azonban korlátozzák az elsődleges vizsgálatok hiányosságai, amelyek alkalmasak voltak a felülvizsgálatunkra. Ez ahhoz vezetett, hogy az összes kezelési hatás tekintetében alacsony vagy nagyon alacsony bizonyosságot szereztünk.

következmények

eredményeink nincsenek összhangban a klinikai gyakorlat irányelveivel 3 fő szakmai csoport-a Nemzetközi Szövetség a fájdalom neuropátiás fájdalom vizsgálatához speciális érdekcsoport, a neurológiai társaságok Európai Szövetsége és a kanadai fájdalom társaság – akik mind a triciklusos antidepresszánsokat ajánlják első vonalbeli terápiaként a CPSP-ben szenvedő betegek kezelésére.45-47 ezek az ajánlások 1 15 résztvevőből álló vizsgálat miatt következtek be, amelyek arra a következtetésre jutottak, hogy az amitriptilin 4 hetes kezelés után jelentősen csökkentette a fájdalom intenzitását a placebóval szemben.A 37 követési pontszám a fájdalom 10 lépéses skáláján azonban nagyon hasonló volt az amitriptilin (átlag, 4,2; SD, 1,6) és a placebo (átlag, 5,3; SD, 2,0) esetében, és az adatok reanalízise nem talált szignifikáns hatást (P=0,11).

a neurológiai társaságok Európai Szövetsége és a Canadian Pain Society antikonvulzív szereket is javasol a CPSP első vonalbeli farmakológiai kezeléseként;45,46 áttekintésünk nem talált bizonyítékot arra, hogy csökkentik a fájdalmat. A neurológiai társaságok Európai Szövetsége azonban megfogalmazta ajánlásait az antikonvulzív szerek sikerességéről más krónikus neuropátiás fájdalomállapotban szenvedő betegeknél. Ez feltételezi, hogy a kezelési válaszok következetesek a krónikus neuropátiás fájdalomállapotok között. Egy nemrégiben készült szisztematikus áttekintés némi támogatást nyújt ehhez a feltételezéshez, 48 mi pedig tovább igazoljuk ezt a hipotézist az összes krónikus neuropátiás fájdalom kezelésére szolgáló összes terápia folyamatban lévő hálózati metaanalízisében állapotok.49

csak az alacsony, vagy a legtöbb esetben nagyon alacsony bizonyossági bizonyítékokkal szemben, a kezdeti bizonyítékokkal, amelyek minimális vagy semmilyen támogatást nem nyújtanak az előnyökhöz, a CPSP kezelése továbbra is rendkívül kihívást jelent. A nyomozóknak nagy, multicentrikus, randomizált vizsgálatokat kell végezniük szabványosított eszközökkel, ismert, kielégítő mérési tulajdonságokkal a beteg számára fontos eredmények értékeléséhez, beleértve a funkciót is. Az ilyen vizsgálatoknak hosszabb megfigyelést kell magukban foglalniuk, és stratégiákat kell végrehajtaniuk az elfogultság kockázatának csökkentésére, beleértve a randomizációs szekvencia generálását, a kezelés elosztásának elrejtését és stratégiák végrehajtását a nyomon követés veszteségének minimalizálása érdekében. Az eddigi eredmények alapján az ilyen vizsgálatoknak értékelniük kell mind a meglévő, mind az innovatív terápiás lehetőségeket.

Köszönetnyilvánítás

köszönjük Sandra Brouwer, Lawrence Mbuagbaw, Karin Kirmayr, Markus Faulhaber, Yaping Chan, Christopher Bernsten, Wiktoria Lesniak, Carlos Almeida, Luciane Lopes, Dmitry Shiktorov, Inna Oyberman, Beatriz Romerosa és Juan Ciampi felülvizsgálatát nem angol tanulmányok és Samantha Craigie neki segítséget koordináló ezt a tanulmányt.

finanszírozási források

ezt a szisztematikus felülvizsgálatot a Canadian Anesthesia Research Foundation és a Canadian Institutes of Health Research támogatta.

közzétételek

Drs Moulin és Panju a Canadian Pain Society Guideline Committee for management of chronic neuropathic pain elnöke és tagja. Dr. Moulin kutatási támogatást kapott a Pfizer Canada-tól, és kitüntetést kapott a Jansenn-Ortho, A Lilly, a Purdue Pharma és a Merck-Frosst oktatási előadásaiért. A többi szerző nem számol be konfliktusokról.

lábjegyzetek

a csak online Adatkiegészítés a következő címen érhető el: http://stroke.ahajournals.org/lookup/suppl/doi:10.1161/STROKEAHA.115.010259/-/DC1.

Levelezés Sohail M. Mulla, MSc, Department of Clinical Epidemiology and Biostatistics, HSC-2C7, McMaster University, 1280 Main St W, Hamilton, Ontario L8S 4K1, Canada. E-mail

1. Klit H, Finnerup NB, Jensen TS. Central post-stroke pain: clinical characteristics, pathophysiology, and management.Lancet Neurol. 2009; 8:857–868. doi: 10.1016/S1474-4422(09)70176-0.CrossrefMedlineGoogle Scholar
2. Andersen G, Vestergaard K, Ingeman-Nielsen M, Jensen TS. Incidence of central post-stroke pain.Pain. 1995; 61:187–193.CrossrefMedlineGoogle Scholar
3. Nasreddine ZS, Saver JL. Fájdalom a thalamus stroke után: jobb diencephalicus túlsúly és klinikai jellemzők 180 betegnél.Neurológia. 1997; 48:1196–1199.CrossrefMedlineGoogle Scholar
4. MacGowan DJ, Janal MN, Clark WC, Wharton RN, Lazar RM, Sacco RL, et al.. Centrális poststroke fájdalom és Wallenberg-féle laterális medulláris infarktus: gyakoriság, karakter és determinánsok 63 betegnél.Neurológia. 1997; 49:120–125.CrossrefMedlineGoogle Scholar
5. Leijon G, Boivie J, Johansson I. központi stroke utáni fájdalom-neurológiai tünetek és fájdalomjellemzők.Fájdalom. 1989; 36:13–25.CrossrefMedlineGoogle Scholar
6. O ‘ Donnell MJ, Diener HC, Sacco RL, Panju AA, Vinisko R, Yusuf s; professzorok. Krónikus fájdalom szindrómák ischaemiás stroke után: PRoFESS próba.Stroke. 2013; 44:1238–1243. doi: 10.1161/STROKEAHA.111.671008.LinkGoogle Scholar
7. Raffaeli W, Minella CE, Magnani F, Sarti D. a stroke utáni központi fájdalom Népességalapú vizsgálata az olaszországi Rimini kerületben.J Fájdalom Res. 2013; 6: 705-711. doi: 10.2147 / JPR.S46553.MedlineGoogle Scholar
8. Harno H, Haapaniemi E, Putaala J, Haanp, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M, M.. Központi poststroke fájdalom fiatal ischaemiás stroke túlélőknél a Helsinki Young Stroke Registry – ben.Neurológia. 2014; 83:1147–1154. doi: 10.1212 / WNL.0000000000000818.CrossrefMedlineGoogle Scholar
9. Choi-Kwon S, Choi JM, Kwon SU, Kang DW, Kim JS. Az életminőséget befolyásoló tényezők a stroke utáni 3 évben.J. Clin Neurol. 2006; 2:34–41. doi: 10.3988 / jcn.2006.2.1.34.CrossrefMedlineGoogle tudós
10. Frese a, Husstedt IW, Ringelstein EB, Evers S. A központi stroke utáni fájdalom farmakológiai kezelése.Clin J Pain. 2006; 22:252–260. doi: 10.1097 / 01.ajp.0000173020.10483.13.CrossrefMedlineGoogle tudós
11. Kumar B, Kalita J, Kumar G, Misra UK. Központi poststroke fájdalom: a patofiziológia és a kezelés áttekintése.Anesth Analg. 2009; 108:1645–1657. doi: 10.1213 / ane.0b013e31819d644c. CrossrefMedlineGoogle Scholar
12. Snedecor SJ, Sudharshan L, Cappelleri JC, Sadosky A, Desai P, Jalundhwala Y, et al.. A postherpetikus neuralgiával és a kevésbé gyakori neuropátiás fájdalommal kapcsolatos farmakológiai terápiák szisztematikus áttekintése és metaanalízise conditions.Int J. Clin Pract. 2014; 68:900–918. doi: 10.1111 / ijcp.12411.CrossrefMedlineGoogle tudós
13. Murad MH, Montori VM, Ioannidis JP, Jaeschke R, Devereaux PJ, Prasad K, et al.. Hogyan olvassuk el a szisztematikus áttekintést és a metaanalízist, és alkalmazzuk az eredményeket a betegellátásra: felhasználói útmutatók az orvosi szakirodalomhoz.JAMA. 2014; 312:171–179. doi: 10.1001 / jama.2014.5559.CrossrefMedlineGoogle tudós
14. Atkins D, legjobb D, Briss PA, Eccles M, Falck-Ytter Y, Flottorp S, et al.; Fokozatú Munkacsoport. A bizonyítékok minősége és az ajánlások erőssége.BMJ. 2004; 328:1490. doi: 10.1136 / bmj.328.7454.1490.CrossrefMedlineGoogle tudós
15. Moher D, Liberati A, Tetzlaff J, Altman DG; PRISMA csoport. Előnyben részesített jelentési elemek szisztematikus áttekintésekhez és metaanalízisekhez: a PRISMA nyilatkozat.PLoS Med. 2009; 6:e1000097. doi: 10.1371 / folyóirat.pmed.1000097.CrossrefMedlineGoogle tudós
16. Busse JW, Bartlett SJ, Dougados M, Johnston BC, Guyatt GH, Kirwan JR, et al.. Optimális stratégiák a fájdalom jelentésére a klinikai vizsgálatok és a szisztematikus felülvizsgálatok során: ajánlások egy omeract 12 műhelyből .J Reumatol. doi: 10.3899 / jrheum.141440. http://www.jrheum.org/content/early/2015/05/11/jrheum.141440.long. Hozzáférés Augusztus 4, 2015.Google Scholar
17. Ifjabb Landis, Koch GG. A kategorikus adatok megfigyelői megállapodásának mérése.Biometria. 1977; 33:159–174.CrossrefMedlineGoogle tudós
18. Turk DC, Dworkin RH, Allen RR, Bellamy N, Brandenburg N, Carr DB, et al.. A krónikus fájdalom klinikai vizsgálatainak alapvető eredménytartományai: IMMPACT ajánlások.Fájdalom. 2003; 106:337–345.CrossrefMedlineGoogle tudós
19. Turk DC, Dworkin RH, Revicki D, Harding G, Burke LB, Cella D, et al.. A krónikus fájdalom klinikai vizsgálatainak fontos eredménytartományainak azonosítása: fájdalmas emberek IMMPACT felmérése.Fájdalom. 2008; 137:276–285. doi: 10.1016 / j. fájdalom.2007.09.002.CrossrefMedlineGoogle Scholar
20. Akl EA, Briel M, te JJ, nap X, Johnston BC, Busse JW, et al.. A randomizált kontrollos vizsgálatokban (LOST-IT) a nyomon követés során elveszett információk becsült kezelési hatásaira gyakorolt potenciális hatás: szisztematikus áttekintés.BMJ. 2012; 344:e2809.CrossrefMedlineGoogle Scholar
21. Higgins JP, Green S. Cochrane kézikönyv a beavatkozások szisztematikus áttekintéséhez, verzió (frissítve 2011.március).A Cochrane Együttműködés, 2011. http://www.cochrane-handbook.org. Hozzáférés Augusztus 1, 2015.Google Scholar
22. Thorlund K, Walter SD, Johnston BC, Furukawa TA, Guyatt GH. Az egészséggel kapcsolatos életminőség eredményeinek összevonása a metaanalízisben-az értelmezhetőség fokozására szolgáló módszerek bemutatója és áttekintése.Res Szintetikus Módszerek. 2011; 2:188–203. doi: 10.1002 / jrsm.46.CrossrefMedlineGoogle Scholar
23. Higgins JP, Thompson SG, Deeks JJ, Altman DG. Az inkonzisztencia mérése a metaanalízisekben.BMJ. 2003; 327:557–560. doi: 10.1136 / bmj.327.7414.557.CrossrefMedlineGoogle Scholar
24. Harris I, Mulford J, Solomon M, Van Gelder JM, Young J. a kompenzációs állapot és a műtét utáni eredmény közötti összefüggés: egy metaanalízis.JAMA. 2005; 293:1644–1652. doi: 10.1001 / jama.293.13.1644.CrossrefMedlineGoogle Scholar
25. Altman DG, Bland JM. Interakció revisited: a különbség a két becslés.BMJ. 2003; 326:219.CrossrefMedlineGoogle Scholar
26. Guyatt GH, Oxman AD, Vist G, Kunz R, Brozek J, Alonso-Coello P, et al.. Osztályozási Irányelvek: 4. A bizonyítékok minőségének értékelése-tanulmányi korlátozások (elfogultság kockázata).J Clin Epidemiol. 2011; 64:407–415. doi: 10.1016 / j. jclinepi.2010.07.017.CrossrefMedlineGoogle Scholar
27. Guyatt GH, Oxman AD, Kunz R, Woodcock J, Brozek J, Helfand M, et al.; Fokozatú Munkacsoport. Osztályozási Irányelvek: 7. A bizonyítékok minőségének értékelése-következetlenség.J Clin Epidemiol. 2011; 64:1294–1302. doi: 10.1016 / j. jclinepi.2011.03.017.CrossrefMedlineGoogle Scholar
28. Guyatt GH, Oxman AD, Kunz R, Woodcock J, Brozek J, Helfand M, et al.; Fokozatú Munkacsoport. Osztályozási Irányelvek: 8. A bizonyítékok minőségének értékelése-közvetlenség.J Clin Epidemiol. 2011; 64:1303–1310. doi: 10.1016 / j. jclinepi.2011.04.014.CrossrefMedlineGoogle Scholar
29. Alonso-Coello P, Rind D, et al.. Osztályozási Irányelvek 6. A bizonyítékok minőségének értékelése-pontatlanság.J Clin Epidemiol. 2011; 64:1283–1293. doi: 10.1016 / j. jclinepi.2011.01.012.CrossrefMedlineGoogle tudós
30. Guyatt GH, Oxman AD, Montori V, Vist G, Kunz R, Brozek J, et al.. Osztályozási Irányelvek: 5. A bizonyítékok minőségének értékelése-közzétételi elfogultság.J Clin Epidemiol. 2011; 64:1277–1282. doi: 10.1016 / j. jclinepi.2011.01.011.CrossrefMedlineGoogle tudós
31. Ebrahim S, Akl EA, Mustafa RA, Sun X, Walter SD, Heels-Ansdell D, et al.. A próbaelemzésből kizárt résztvevők folyamatos adatainak kezelése: útmutató a szisztematikus bírálók számára.J Clin Epidemiol. 2013; 66:1014–1021.e1. doi: 10.1016 / j. jclinepi.2013.03.014.CrossrefMedlineGoogle tudós
32. Ebrahim S, Johnston BC, Akl EA, Mustafa RA, Sun X, Walter SD, et al.. Különböző eszközökkel mért folyamatos adatok kezelése a próbaelemzésből kizárt résztvevők számára: útmutató a szisztematikus bírálók számára.J Clin Epidemiol. 2014; 67:560–570. doi: 10.1016 / j. jclinepi.2013.11.014.CrossrefMedlineGoogle tudós
33. Alonso-Coello P, Neumann I, Ebrahim S, Briel M, et al.. A kísérleti elemzésből kizárt résztvevők dichotóm adatainak kezelése: útmutató szisztematikus bírálók számára.PLoS Egy. 2013; 8:e57132. doi: 10.1371 / folyóirat.pone.0057132.CrossrefMedlineGoogle tudós
34. Guyatt G, Oxman AD, Akl EA, Kunz R, Vist G, Brozek J, et al.. Osztályozási Irányelvek: 1. Bevezetés-GRADE bizonyíték profilok és összefoglaló megállapítások táblázatok.J Clin Epidemiol. 2011; 64:383–394. doi: 10.1016 / j. jclinepi.2010.04.026.CrossrefMedlineGoogle tudós
35. Guyatt GH, Oxman AD, Santesso N, Helfand M, Vist G, Kunz R, et al.. Osztályozási Irányelvek: 12. A megállapítások összefoglalásának elkészítése táblázatok-bináris eredmények.J Clin Epidemiol. 2013; 66:158–172. doi: 10.1016 / j. jclinepi.2012.01.012.CrossrefMedlineGoogle tudós
36. Guyatt GH, Thorlund K, Oxman AD, Walter SD, Patrick D, Furukawa TA, et al.. Osztályozási Irányelvek: 13. A megállapítások összefoglalásának elkészítése táblázatok és bizonyítékprofilok-folyamatos eredmények.J Clin Epidemiol. 2013; 66:173–183. doi: 10.1016 / j. jclinepi.2012.08.001.CrossrefMedlineGoogle tudós
37. Leijon G, Boivie J. Központi stroke utáni fájdalom-az amitriptilin és a karbamazepin kontrollált vizsgálata.Fájdalom. 1989; 36:27–36.CrossrefMedlineGoogle tudós
38. Bainton T, Fox M, Bowsher D, Wells C. a naloxon kettős-vak vizsgálata központi stroke utáni fájdalomban.Fájdalom. 1992; 48:159–162.CrossrefMedlineGoogle tudós
39. Jiang Z, Li C, Li Y. a posztapoplektikus thalamikus spontán fájdalom kezelése elektroakupunktúrával a huatuojiaji pontokon.J Tradit Chin Med. 1999; 19:195–199.MedlineGoogle Scholar
40. Vestergaard K, Andersen G, Gottrup H, Kristensen BT, Jensen TS. Lamotrigin központi poststroke fájdalom esetén: randomizált, kontrollált vizsgálat.Neurológia. 2001; 56:184–190.CrossrefMedlineGoogle Scholar
41. Kim JS, Bashford G, Murphy TK, Martin a, Dror V, Cheung R. A pregabalin biztonságossága és hatásossága központi stroke utáni fájdalomban szenvedő betegeknél.Fájdalom. 2011; 152:1018–1023. doi: 10.1016 / j. fájdalom.2010.12.023.CrossrefMedlineGoogle Scholar
42. Junghulsing GJ, Izrael H, Safar N, Taskin B, Nolte CH, Brunecker P, et al.. Levetiracetám centrális neuropátiás stroke utáni fájdalomban szenvedő betegeknél-randomizált, kettős-vak, placebo-kontrollos vizsgálat.Eur J Neurol. 2013; 20:331–337. doi: 10.1111 / j. 1468-1331.2012. 03857.X. CrossrefMedlineGoogle tudós
43. Hosomi K, Shimokawa T, Ikoma K, Nakamura Y, Sugiyama K, Ugawa Y, et al.. Az elsődleges motoros kéreg napi ismétlődő transzkraniális mágneses stimulálása neuropátiás fájdalom esetén: randomizált, multicentrikus, kettős vak, crossover, színlelt kontrollált vizsgálat.Fájdalom. 2013; 154:1065–1072. doi: 10.1016 / j. fájdalom.2013.03.016.CrossrefMedlineGoogle Scholar
44. Cho SY, Park JY, Jung WS, Hold SK, Park JM, Ko CN, et al.. Méhméreg akupunktúrás pont injekció a stroke utáni központi fájdalomhoz: előzetes egy vak, randomizált, kontrollált vizsgálat.Kiegészíti A Med. 2013; 21:155–157. doi: 10.1016 / j. ctim.2013.02.001.CrossrefMedlineGoogle Scholar
45. Attal N, Cruccu G, báró R, Haanp, Haanp, M, Hansson P, Jensen ts, et al.; Neurológiai társaságok Európai Szövetsége. EFNS irányelvek a neuropátiás fájdalom farmakológiai kezeléséről: 2010.évi felülvizsgálat.Eur J Neurol. 2010; 17:1113–1e88. doi: 10.1111/j.1468-1331.2010.02999.X. CrossrefMedlineGoogle tudós
46. Moulin D, Boulanger a, Clark aj, Clarke H, Dao T, Finley GA és mtsai.; Kanadai Fájdalom Társaság. A krónikus neuropátiás fájdalom farmakológiai kezelése: a kanadai fájdalom Társaság felülvizsgált konszenzusos nyilatkozata.Fájdalom Res Manag. 2014; 19:328–335.CrossrefMedlineGoogle Scholar
47. Dworkin RH, O ‘ Connor AB, Backonja M, Farrar JT, Finnerup NB, Jensen TS, et al.. A neuropátiás fájdalom farmakológiai kezelése: bizonyítékokon alapuló ajánlások.Fájdalom. 2007; 132:237–251. doi: 10.1016 / j. fájdalom.2007.08.033.CrossrefMedlineGoogle Scholar
48. Finnerup NB, Attal N, Haroutounian S, McNicol E, báró R, Dworkin RH, et al.. Farmakoterápia neuropátiás fájdalom felnőtteknél: szisztematikus áttekintés és metaanalízis.Lancet Neurol. 2015; 14:162–173. doi: 10.1016 / S1474-4422(14) 70251-0.CrossrefMedlineGoogle Scholar
49. Mulla SM, Buckley DN, Moulin DE, Couban R, Izhar Z, Agarwal a, et al.. Krónikus neuropátiás fájdalom kezelése: randomizált, kontrollos vizsgálatok többszörös kezelési összehasonlító meta-analízisének protokollja.BMJ nyitva. 2014; 4:e006112. doi: 10.1136 / bmjopen-2014-006112.CrossrefMedlineGoogle Scholar

KGSAU