Diese Studie wurde gemäß der Helsinkier Erklärung durchgeführt und vom Ethikausschuss der Xi'an Jiaotong Universität genehmigt (Genehmigungsnummer: 2016106). Alle Teilnehmer unterzeichneten vor der Einschreibung in die Studienverfahren eine informierte Einwilligung. Laut dem vom Ethikausschuss genehmigten Protokoll wurde eine zweiwöchige Auswaschungsphase vorgesehen, um die störende Wirkung früherer Medikamentennutzung zu minimieren.
Studiendesign und Setting
Dies war eine prospektive, selbstkontrollierte Studie, die in den Landkreisen Yongshou und Linyou, Provinz Shaanxi, durchgeführt wurde, wo die berichtete Prävalenzrate von KBD zu den höchsten in China20 gehört, um die Wirksamkeit und Sicherheit der intraartikulären Natriumhyaluronat-Injektion bei KBD-Knöchelbeteiligung von Oktober 2019 bis Oktober 2020 zu bewerten. Abbildung 1 zeigt das schematische Diagramm des Studiendesigns.
Berechnung der Stichprobengröße
Die Stichprobengröße wurde durch eine a priori Power-Analyse mit G*Power (Version 3.1.9.7) bestimmt. Diese Berechnung basierte auf der festgelegten minimal klinisch relevanten Differenz (MCID) von 1,0 Punkten für die Schmerz-Numerische Bewertungsskala (NRS) bei muskuloskelettalen Erkrankungen21. Angesichts unseres Vor- und Nachtest-Studiendesigns wurde ein zweiseitiger T-Test mit gepaarten Stichproben als primäres statistisches Modell ausgewählt. Für die Leistungsanalyse setzen wir das Alpha-Level (α) auf 0,05, was ein 5%iges Risiko für einen Typ-I-Fehler (Fehlalarm) bedeutet. Um eine hohe Wahrscheinlichkeit zu gewährleisten, einen echten Effekt zu erkennen, wurde die statistische Potenz auf 90 % gesetzt (1-β = 0,90), was ein 10%iges Risiko für einen Typ-II-Fehler (falsch negativ) impliziert. Die mittlere Effektgröße (Cohens d = 0,5) wurde für die Berechnung verwendet, eine Schätzung, die mit konventionellen Benchmarks für klinische Forschung und der erwarteten Änderung der Schmerzintensität übereinstimmt. Basierend auf diesen Parametern ergab die Analyse eine erforderliche Mindeststichprobengröße von 45 Teilnehmern.
Um mögliche Screening-Fehler und Teilnehmerfluktuation zu adressieren, wurde eine erste Kohorte bestimmt. Basierend auf ähnlichen Studien an KBD-Patienten wurde eine etwa 25%ige Ausfallrate bei Screening erwartet (d. h. Personen, die die Zulassungskriterien bei der Erstbewertung nicht erfüllten)3. Darüber hinaus wollten wir, angesichts des unbequemen Transports in der Region, in der diese Studie durchgeführt wurde, was während des Eingriffs und der Nachsorge zu weiteren Teilnehmerverlusten führen könnte, eine größere Zahl von Personen screenen. Um trotz dieser Faktoren eine ausreichende Endstichprobe zu gewährleisten, wurde in dieser Studie eine erste Kohorte von 131 Personen gescreent. Dies berücksichtigte effektiv sowohl die erwarteten Screening-Fehlschläge als auch die anschließende Fluktuation und stellte sicher, dass die endgültige Anzahl der Teilnehmer die statistischen Leistungsanforderungen erfüllte. Nachdem alle Screening-, Interventions- und Nachsorgeverfahren abgeschlossen waren, wurde eine letzte Kohorte von 79 Teilnehmern erfolgreich in die Analyse einbezogen. Diese endgültige Stichprobengröße überstieg bei weitem die Mindestanforderung von 90 % Leistung.
Teilnehmerscreening und Diagnoseverfahren
Die umfassende Untersuchung umfasste eine detaillierte Krankengeschichte, eine körperliche Untersuchung sowie Röntgenaufnahmen von Händen und Knöcheln. Die Diagnose KBD wurde von zwei leitenden orthopädischen Chirurgen des örtlichen Krankenhauses basierend auf klinischen und radiologischen Merkmalen gemäß dem nationalen Diagnosestandard WS/T 207-2010 bestätigt, herausgegeben von der Nationalen Gesundheitskommission der Volksrepublik China22 (http://www.nhc.gov.cn/wjw/s9500/201006/47920.shtml).
Nach diesen diagnostischen Kriterien wird KBD in drei Stadien (I, II und III) mit zunehmender Schweregrad eingeteilt. Im Stadium I gab es eine Vergrößerung der Fingergelenke, Arthralgie in Knie- und Sprunggelenken sowie eine abnormale Röntgenerscheinung, also eine metaphysäre Läsion in der Phalanx. In Stadium II waren Fingerkürzungen, klinische Symptome ähnlich Stadium I und ein stärkeres Röntgenzeichen als Stadium I vorhanden. Im Stadium III waren Wachstumsverzögerung oder Zwergwuchserscheinung, klinische Symptome ähnlich den Stadien I und II sowie ein Röntgenzeichen, das schwerwiegender als Stadium II vorliegt. Daher hilft diese Kategorisierung, das Ausmaß der Krankheitsschwere für Behandlungszwecke zu definieren.
Einschluss- und Ausschlusskriterien
Einschlusskriterien: Die Probanden wurden aufgenommen, wenn sie alle folgenden Kriterien erfüllten: (1) klinische und radiologische Diagnose der KBD basierend auf dem nationalen Diagnosestandard (WS/T 207-2010)22; (2) Alter ≥ 18 Jahre; (3) Auftritt mit chronischen Knöchelschmerzen über > 3 Monate und radiologischen Hinweisen auf eine Beteiligung des Knöchels; und (4) Baseline-Schmerzwert von ≥ 4 auf der NRS (0-10 Punkte).
Die Ausschlusskriterien waren wie folgt: (1) entzündliche Arthropathien wie rheumatoide Arthritis (RA) und Gicht; (2) jede Vorgeschichte der intraartikulären Injektion von Kortikosteroiden oder Natriumhyaluronat im Zielgelenk innerhalb von 6 Monaten; (3) bekannte Allergie gegen Hyaluronatpräparate; (4) Hautinfektionen oder Hauterkrankungen an der Injektionsstelle; (5) Blutungsstörungen oder schwere systemische Komorbiditäten, die die Ergebnisse beeinträchtigen oder ein Risiko für den Patienten darstellen könnten.
Interventionsprotokoll
Vor dem ersten Eingriff wurde für alle berechtigten Patienten mit Sprunggelenk-KBD eine zweiwöchige Auswaschungsphase vorgeschrieben, um potenzielle störende Effekte früherer Medikamente zu vermeiden. Alle Eingriffe wurden von einem erfahrenen orthopädischen Chirurgen unter strengen aseptischen Bedingungen durchgeführt. Die Patienten wurden in Rückenlage mit ausgestrecktem unteren Gliedmaßen gelegt. Der Knöchel wurde am Rand des Untersuchungsbettes positioniert, sodass der Fuß in leichter Plantarbeugung (etwa 30°) natürlich hängen konnte und so der Gelenkraum abgelenkt wurde, um den Nadeleinstich zu erleichtern.
Die routinemäßige Desinfektion wurde von einem Chirurgen durchgeführt, der Maske, Kappe und sterile Handschuhe trug. Ein chirurgisches Tuch wurde aufgelegt, um ein steriles Feld zu erzeugen, und die Haut auf der anteromedialen Seite des Knöchels (desinfizierter Bereich ≥ 10 cm) wurde mit Iodophor oder 75 % Alkohol vorbereitet. Das Injektionsziel wurde durch das Palpatieren der "weichen Stelle" zwischen der Tibialis anterioren Sehne und dem medialen Malleolus identifiziert. Genauer gesagt befand sich der Nadeleinstichpunkt medial zur vorderen Sehne des Tibialis, etwa 1,5 cm von der medialen malleolaren Spitze entfernt, wobei die Vene und der Nervus saphena vermieden wurden. Die Lokalanästhesie wurde erreicht, indem die Stelle mit etwa 1 ml 1 % Lidocain infiltriert wurde, um einen subkutanen Wurm zu erzeugen.
Eine 22-Gauge-Nadel wurde in einem Winkel von 30° relativ zur sagittalen Ebene eingeführt, posterolateral ausgerichtet und auf eine Tiefe von 1,5–2,0 cm vorgedrungen, bis ein Widerstandsverlust auf den Eintritt der Kapsel hindeutete. Die intraartikuläre Platzierung wurde durch die Aspiration von Synovialflüssigkeit oder das Fehlen von Widerstand während der Kochsalzlösung bestätigt. Jeglicher vorhandene Erguss wurde vollständig aspiriert. Natriumhyaluronat (2 ml; 20 mg) wurde dann langsam injiziert; Wurde Widerstand festgestellt, wurde die Nadeltiefe oder der Winkel angepasst, ohne die Flüssigkeit zu drücken. Nach der Injektion wurde 3 Minuten lang Druck auf die Stelle ausgeübt und ein steriler Verband angebracht.
Der Behandlungsverlauf bestand aus einer Injektion pro Woche über drei aufeinanderfolgende Wochen. Die Patienten wurden angewiesen, den betroffenen Knöchel 24–48 Stunden nach der Injektion zu ruhen, 3 Tage lang starke oder anstrengende Tätigkeit zu vermeiden und auf Anzeichen einer lokalen Infektion zu achten. Während der dreimonatigen Nachbeobachtungszeit war die Anwendung von entzündungshemmenden Schmerzmitteln oder anderen Behandlungen verboten. Die klinischen Ergebnisse wurden mit der Grading Chronic Pain Scale (GCPS)23, dem Joint Dysfunction Index (JDI)24 und dem dreistufigen EuroQol fünfdimensionalen Fragebogen (EQ-5D-3L)25 zu Beginn (vor der ersten Injektion), Woche 4 (eine Woche nach der dritten Injektion) und Monat 12 (12 Monate nach der ersten Injektion) bewertet.
Ergebnismaße
Schmerzintensitätsbewertung
Das GCPS wird häufig eingesetzt, um sowohl die Schmerzintensität als auch die damit verbundene Behinderung bei chronischen muskuloskelettalen Erkrankungen zu messen23,26. Sie umfasst 7 Punkte: 3 für Schmerzintensität (aktuelle, schlimmste, durchschnittliche Schmerzen im vergangenen Monat) und 3 für funktionelle Störungen (bei täglichen, sozialen Aktivitäten und Arbeitsfähigkeit), alle bewertet mit einem NRS von 0–10 (0 = keine Schmerzen/Störung; 10 = schlimmste Schmerzen/Unfähigkeit, Aktivitäten auszuführen). In dieser Studie wurden nur die 3 Schmerzintensitätspunkte verwendet. Ihr Durchschnittswert wurde mit 10 multipliziert, um einen Charakteristischen Schmerzintensitätswert von 0–100 zu erhalten (höhere Werte = stärkere Schmerzen)27. Die chinesische Version von GCPS besitzt gute psychometrische Eigenschaften: Cronbachs α beträgt 0,68 für die Charakteristik Schmerzintensitätsskala und 0,87 für die Behinderungsskala28.
Bewertung der therapeutischen Wirksamkeit bei KBD
Das JDI, ein Instrument zur Messung der therapeutischen Wirksamkeit bei KBD-Patienten, wurde 2011 in der Veröffentlichung "Assessment for Therapeutic Efficacy on Kashin-Beck Disease (WS/T 79-2011)" der National Health Commission of the People's Republic of China (https://www.nhc.gov.cn/wjw/s9500/201112/53525.shtml)24 dokumentiert. Das JDI umfasst fünf Elemente: Q1 (nachtaktive Ruhearthralgie), Q2 (Geharthralgie), Q3 (morgendliche Steifheit), Q4 (maximale Gehstrecke) und Q5 (Aktivitäten der unteren Gliedmaßen). Jeder Gegenstand wird auf einer Skala von 0 bis 2 bewertet, was zu einer Gesamtpunktzahl von 0 bis 10 führt. Die JDI wird als Summe der einzelnen Item-Scores berechnet, die als Summe des Joint Dysfunction Index (SJDI) bezeichnet werden: SJDI = Q1 + Q2 + Q3 + Q4 + Q5. Der Index zeigt gute psychometrische Eigenschaften bei KBD-Patienten mit einem Cronbachschen Alphakoeffizienten von 0,68929, was auf akzeptable interne Konsistenz und Zuverlässigkeit für klinische und Forschungsanwendungen hinweist.
QoL-Bewertung
Die Lebensqualität wurde mit dem EQ-5D-3L25,30 bewertet. Es bewertet fünf Gesundheitsdimensionen (Mobilität, Selbstfürsorge, gewöhnliche Aktivitäten, Schmerzen/Unbehagen, Angst/Depression), die jeweils auf einer 3-Level-Skala bewertet werden (keine/einige/extreme Probleme), plus eine visuelle Analogskala von 0 bis 100 (VAS: 0 = schlechteste, 100 = beste Gesundheit)31. Die Nutzenwerte wurden mit dem chinesischen EQ-5D-3L-Wertessatz von Zhuo et al. (2018) berechnet (national repräsentative Stichprobe), mit Indexwerten 0,170–1,000 (höher = bessere Gesundheit; 1,000 = volle Gesundheit)32. Das vereinfachte chinesische EQ-5D-3L in dieser Studie stammt aus früheren Arbeiten unserer Forschungsgruppe. Wichtig ist, dass die psychometrischen Eigenschaften dieser spezifischen Version bei KBD-Patienten rigoros validiert wurden, was eine zufriedenstellende Zuverlässigkeit und Validität zeigt. Konkret zeigte es moderate Korrelationen mit dem physikalischen Bereich des WHOQOL-BREF (r = 0,339–0,475) und unterschied effektiv zwischen Patienten mit unterschiedlichen Krankheitsschweregraden33. In Absprache mit der EuroQol Research Foundation wurde sie als 'suboptimale Version' (Registrierungs-ID: 168217) verwendet, die von der Stiftung nicht bereitgestellt wurde.
Unerwünschte Ereignisse (AEs)
Zwischen 24 und 48 Stunden nach jeder Injektion führten Forschungspflegekräfte telefonische Nachsorgeuntersuchungen durch, um Reaktionen an den Injektionsstellen (Schmerzen, Schwellungen, Ekkymose, Pruritus) und systemische Reaktionen (Hautausschlag, Fieber) zu dokumentieren. Die Schwere der Nebenwirkungen wurde anhand der Schweregradkriterien für unerwünschte Ereignisse bewertet: mild (keine Auswirkungen auf die täglichen Aktivitäten), moderat (teilweise Auswirkungen auf die Aktivitäten) und schwer (Unfähigkeit, Aktivitäten auszuführen)34. Bei milden Nebenwirkungen (z. B. leichte Schwellungen) wurde den Patienten angewiesen, lokale kalte Kompressen aufzutragen (15 Minuten pro Sitzung, 3 Mal täglich). Bei moderaten oder schweren Nebenwirkungen (z. B. anhaltende Schwellung über > 3 Tage, Fieber > 38,5 °C) wurden die Patienten sofort für einen ambulanten Besuch angesetzt. Bei Bedarf wurden antiinfektive oder allergische Behandlungen verabreicht. Alle AEs wurden im Formular zur Dokumentation von unerwünschten Ereignissen erfasst und umgehend dem Ethikausschuss gemeldet.
Allgemeine Behandlungseffekte und Zufriedenheit des Patienten
Während der abschließenden Nachbeobachtung wurden den Studienteilnehmern zwei Fragen gestellt, um die Wirksamkeit der Behandlung bzw. die Zufriedenheit der Behandlung zu bewerten. Für die Beurteilung der Wirksamkeit der Behandlung lautete die Frage: "Wie wirksam empfinden Sie die Behandlung Ihrer Krankheit?", wobei die Antwortoptionen kategorisiert wurden als: wirksam, teilweise wirksam und ineffektiv. Für die Beurteilung der Behandlungszufriedenheit lautete die Frage: "Wie zufrieden fühlen Sie sich mit der Behandlung Ihrer Krankheit?" Die Patienten antworteten, indem sie eines der folgenden Merkmale angaben: "Sehr zufrieden", "Zufrieden", "Neutral", "Unzufrieden" und "Sehr unzufrieden".
Statistische Analyse
Die Analysen wurden mit SPSS-Software (Version 26.0) durchgeführt. Deskriptive Statistiken (Mittelwert ± Standardabweichung für kontinuierliche Variablen, Häufigkeit und Prozentsatz für kategoriale Variablen) wurden verwendet, um die Ausgangswerte zusammenzufassen. Die Effektgröße (Cohens d) wird als klein (d = 0,2), mittel (d = 0,5) und groß (d ≥ 0,8)35 klassifiziert. Ein beidseitiger p-Wert < 0,05 wurde für alle Analysen als statistisch signifikant angesehen.
Um die longitudinalen Veränderungen in den primären (GCPS) und sekundären (JDI, EQ-5D-3L) Ergebnissen zu analysieren, wurden verallgemeinerte Schätzgleichungen (GEE) verwendet36. Dieser Ansatz wurde wegen seiner Robustheit bei der Verarbeitung korrelierter Daten aus wiederholten Messungen gewählt. Für jedes Ergebnismaß wurde ein separates GEE-Modell erstellt, bei dem der Wert die abhängige Variable ist, einschließlich Zeit (Baseline, 4-Wochen und 12-Monate) als Faktor innerhalb des Subjekts und KBD-Phase (I, II, III) als Zwischen-Proben-Faktor. Der Hauptfokus lag auf dem zeit-für-stufigen Interaktionseffekt, um zu bewerten, ob sich der Verbesserungsverlauf zwischen den KBD-Stufen unterscheidet. Sensitivitätsanalysen wurden durchgeführt, um die optimale Arbeitskorrelationsstruktur für jedes Ergebnis zu bestimmen, indem unabhängige, austauschbare, AR (1) und unstrukturierte Matrizen verglichen wurden. Basierend auf der niedrigsten Quasi-Likelihood unter dem Unabhängigkeitsmodellkriterium (QIC) wurde für alle Ergebnismaße (GCPS, JDI und EQ-5D-3L) eine austauschbare Arbeitskorrelationsstruktur eingeführt, da sie die beste Modellanpassung und Stabilität bot. In Fällen, in denen das Gesamtmodell oder der Interaktionseffekt signifikant war, wurden nachträgliche paarweise Vergleiche mit Bonferroni-Korrektur durchgeführt, um signifikante Unterschiede zwischen bestimmten Zeitpunkten innerhalb jeder Stufe zu identifizieren. Schließlich wurden mehrdimensionale GEE-Modelle entwickelt, um potenzielle Störfaktoren zu berücksichtigen. Kovariaten, darunter Alter, Geschlecht, Body-Mass-Index (BMI), Bildungsniveau und Familienstand, wurden als Haupteffekte berücksichtigt. Die Wechselwirkungen zwischen diesen Kovariaten und der Zeit wurden in vorläufigen Analysen getestet, aber aufgrund fehlender statistischer Signifikanz aus den Endmodellen ausgeschlossen, wodurch die statistische Stärke optimiert wurde.
Wie im Patientenflussdiagramm (Abbildung 1) dargestellt, brachen insgesamt 24 Patienten nach der Ersteinschreibung von 103 berechtigten Teilnehmern aus oder gingen zur Nachsorge verloren. Folglich war die statistische Analyse auf die 79 Patienten beschränkt, die die vollständige Behandlung und alle Nachuntersuchungen (vollständige Fallanalyse) abgeschlossen hatten. Teilnehmer mit unvollständigen primären Endpunktdaten wurden ausgeschlossen, und es wurde keine Datenimputation durchgeführt. Um potenzielle Verzerrungen aus diesem Verlust zu adressieren, nutzten wir GEE mit robusten Standardfehlern (Huber-White-Sandwich-Schätzer). Diese Methode gewährleistet konsistente Parameterschätzungen und valide statistische Inferenzen, selbst wenn die Korrelationsstruktur aufgrund des Ausschlusses fehlender Daten falsch angegeben ist.