ניסוי אקראי זה, שנערך במרכז אחד, בחן התערבות הולכתית באמצעות שקיק תמקילי שמנים אתריים ועשבים בקרב חולי המodialיזה תחזוקתית. ההתערבות הייתה קשורה לשיפור באיכות השינה ובחרדה בדיווח עצמי, אם כי נדרשים מחקרים מבוקרים רחבי היקף יותר.
מאמר מחקר
התערבות באמצעות שקיקי שמנים אתריים ועשבי תיבול לשיפור איכות השינה והחרדה בקרב מטופלי המודיאליזה תחזוקתית: ניסוי רנדומלי במרכז בודד
במאמר זה
סיכום
תקציר
הפרעות שינה וחרדה נפוצות בקרב מטופלים המקבלים המודיאליזה לשמירה, אך ניהול לא-סמימי מתמשך נותר מאתגר בטיפול הדיאליזה השגרתי. ניסוי רנדומלי זה, שהתבצע במרכז אחד, במתכונת של תג רשום (open-label) ובקבוצות מקבילות, בחן האם התערבות ריח משולבת, המשתמשת בתכשיר שמן אתרי ובשקיק עשבי מרפא סיני מסורתי, הייתה קשורה לשיפור באיכות השינה ובחרדה בדיווח עצמי. שמונים ושמונה מטופלים מתאימים עם ציון בסיס במדד איכות השינה של פיטסבורג (PSQI) >7 נגייסו מבית החולים לרפואה סינית מסורתית ביונגקאנג (Yongkang Hospital of Traditional Chinese Medicine) בין ינואר 2022 לדצמבר 2023, וחולקו באופן אקראי ביחס של 1:1 באמצעות טבלת מספרים אקראיים לקבוצת טיפול רגיל או טיפול רגיל בתוספת ההתערבות המשולבת. הניסוי לא נרשם באופן פרוספקטיבי, וסמיות של המשתתפים והמעניקי ההתערבות לא הייתה אפשרית בשל אופיה של ההתערבות המבוססת על ריח. תכשיר השמן האתרי הכיל שמן אתרי של לבנדר, שמן אתרי של ברגמוט ושמן קוקוס ביחס של 5:3:10, והיה בשימוש במהלך הדיאליזה ולפני השינה; שקית הצמחים הוצבה ליד הכרית והוחלפה מדי חודש. התוצאים הוערכו באמצעות מדד איכות השינה של פסיטסקי (PSQI) ותת-סולם החרדה של סולם חרדה ודיכאון בבית חולים (HADS-A) בקו הבסיס, ביום ה-7, ביום ה-15, בחודש ה-1 ובחודש ה-3. נקודת הסיום הראשונית הייתה ההבדל בין הקבוצות בציון הכללי של ה-PSQI בחודש ה-3. בחודש ה-3, לקבוצת ההתערבות היו ציוני PSQI נמוכים יותר מאשר לקבוצת הביקורת (7.8 ± 2.6 לעומת 13.8 ± 2.5; מותאם β, -5.37; 95% CI, -6.29 עד -4.45; p < 0.001) וציוני HADS-A נמוכים יותר (9.2 ± 2.1 לעומת 11.8 ± 2.4; מותאם β, -2.61; 95% CI, -3.26 עד -1.96; עמ׳ < (0.001). תגובת שינה הופיעה ב-77.3% לעומת 31.8%, ותגובת חרדה הופיעה ב-68.2% לעומת 29.5%. ההיענות הממוצעת הייתה 86.7% עבור יישום לפני השינה ו-83.4% עבור שאיפה במהלך סשן הדיאליזה. אירוע חריג כלשהו דווח ב-15.9% לעומת 6.8%, ללא אירועים חריגים חמורים הקשורים להתערבות. ממצאים ראשוניים אלו דורשים אישור בניסויים מבוקרים רחבי היקף יותר במספר מרכזים.
מבוא
הפרעות שינה וחרדה שכיחות מאוד בקרב מטופלים העוברים המודיאליזה תחזוקית, והן נמנות עם התוצאות הלא-שורדיות המכבידות ביותר בטיפול תחליפי כליות ארוך טווח1. באוכלוסייה זו, שינה לקויה מופיעה לעיתים רחוקות כתלונה מבודדת. היא מתפתחת לרוב במסגרת נטל סימפטומים רחב יותר, המעוצב על ידי אי-נוחות הקשורה לאורמיה, תזמון חזרתי של הדיאליזה, הגבלה של פעילויות יומיומיות, אי-ודאות סביב מחלה כרונית ומצוקה רגשית מתמשכת. איכות שינה מופחתת עלולה לפגוע בתפקוד במהלך היום, להגביר את העייפות, להחליש את יכולת ההסתגלות ולפגוע באיכות החיים הכללית2. חרדה מעצימה עוד יותר נטל זה על ידי הגברת העוררות האוטונומית והערנות הקוגניטיבית (hypervigilance), מה שעשוי להחמיר את הקושי להירדם ולהישאר רדום, ולהוביל למעגל קלינית רלוונטי של שינה-חרדה3.
בטיפול שגרתי, ניהול תסמינים מסתמך בדרך כלל על המלצות להיגיינת שינה, תרופות מרגיעות או חרדתיות, ותמיכה פסיכולוגית כללית. למרות שגישות אלו עשויות להעניק הקלה חלקית, השימוש בהן באוכלוסיות המטופלות בדיאליזה עלול להיות מוגבל בשל טשטוש שעות היום שנותר, תופעות לוואי, חששות מאינטראקציות בין תרופות, סבילות משתנה וקיימות מוגבלת לאורך תקופות טיפול ממושכות4. גם היתכנות היישום היא חשובה. המודיאליזה תחזוקית מוענקת במסגרת זרימות עבודה קליניות עם לוחות זמנים צפופים, והתערבויות התנהגותיות או פסיכולוגיות רבות דורשות כוח אדם מומחה, פיקוח חוזר ומעקב ארוך טווח, מה שהופך אותן לקשות לסטנדרטיזציה ולשימור בטיפול היומיומי בדיאליזה5. הגבלות אלו מדגישות את הצורך באסטרטגיות משלימות לא-פרמקולוגיות, שהן בעלות נטל נמוך, מקובלות על המטופלים וישימות הן בשגרה של מרכזי דיאליזה והן בניהול עצמי ביתי.
הארומתרפיה משכה עניין כגישה משלימה מכיוון שהיא אינה פולשנית, פשוטה למתן ומתאימה לשימוש חוזר במסגרות קליניות ובבית. מחקרים שפורסמו מצביעים על כך שתרכובות נדיפות הנשאפות משמנים אתריים עשויות להיות קשורות להרפיה, להפחתת מתח רגשי ולשיפור בתוצאות שינה סובייקטיביות באוכלוסיות מטופלים מסוימות, כולל מחקרים מוגבלים באוכלוסיות העוברות דיאליזה6. לבנדר וברגמוט נבחרו בפרוטוקול הנוכחי מכיוון ששמנים אלו נפוצים בהתערבויות ריח המכוונות להרפיה, לחרדה ולתסמינים הקשורים לשינה, בעוד ששמן קוקוס שימש כנשא לדילול התכשיר וכדי לתמוך במריחה חיצונית בטוחה. לפיכך, הכנת השמן האתרי נועדה לספק גירוי ריח לזמן קצר במהלך הדיאליזה ובשגרת השינה, ולא כטיפול פרמקולוגי.
שקיקי צמחי מרפא סיניים מסורתיים מייצגים צורה נוספת של התערבות חיצונית, המאופיינת בניידות, בעומס תפעולי נמוך ובחשיפה ממושכת לרכיבים בוטניים נדיפים. במחקר הנוכחי, פורמולת השקיק כללה Albizia julibrissin, ורד, Artemisia argyi, מנטה, Agastache rugosa, Acorus tatarinowii, ציפורן ו-Angelica dahurica. רכיבים אלו נבחרו כדי לספק רקע ארומטי יציב בהתבסס על פרקטיקה מסורתית לשימוש חיצוני ועל תכונותיהם החושיות הנדיפות המוכרות7. בניגוד לשאיפה קצרה, השקיק תוכנן להישאר סמוך לכרית במהלך השינה ולהבטיח חשיפה רציפה לריח בין הפעלות הדיאליזה. חשיפה ממושכת זו לא נועדה להחליף טיפול פסיכולוגי או שינה סטנדרטית, אלא לספק שגרה חושית מובנית שניתן לחזור עליה במינימום עומס על הצוות.
על אף ששאיפת שמנים אתריים וחשיפה לשקיות צמחים שימשו כל אחת בנפרד בטיפול משלים, בסיס הראיות נותר מקוטע. מחקרים קיימים נבדלים באופן משמעותי בהרכב ההתערבות, בלוח הזמנים של האספקה, במשך החשיפה, בניהול ההיענות ובמדידת התוצאות, דבר המגביל את ההשוואה בין מחקרים ומחליש את התרגום לפרוטוקולים קליניים הניתנים לשחזור8. מרבית העבודות הקודמות התמקדו בשמן בודד, בשיטת אספקה אחת או בסביבה אחת. זוהי מגבלה עבור מטופלים המקבלים המודיאליזה תחזוקית, שתסמיניהם משתרעים לעיתים קרובות הן על יחידת הדיאליזה והן על סביבת הבית9. ראיות ישירות לפרוטוקול משולב של שמנים אתריים ושקיות צמחים בהמודיאליזה תחזוקית נותרות מוגבלות, ולא ניתן להניח את התרומה העצמאית של כל רכיב על סמך מחקרים קיימים.
החידוש בניסוי הנוכחי טמון בפיתוח של פרוטוקול ריח בעל הגדרה כפולה, המשלב חשיפה קצרה לשמנים אתריים במהלך דיאליזה ולפני השינה, יחד עם חשיפה ממושכת במהלך הלילה לשקיקי צמחים. הפרוטוקול תוכנן להיות הניתן לשחזור מבחינת בחירת הרכיבים, ההכנה, לוח הזמנים של המתן, תיעוד ההיענות וניטור הבטיחות. מחקר זה בחן האם ההתערבות המשולבת הייתה קשורה לשיפור משמעותי יותר באיכות השינה ובחרדה בדיווח עצמי, בהשוואה לטיפול רגיל בלבד, בקרב חולי המודיאליזה התחזוקית. בהינתן העיצוב של מרכז יחיד ובצורה גלויה (open-label), והיעדר ריח פלצבו או קבוצת ביקורת לבחון השפעת תשומת לב, הניסוי נועד לספק ראיות אקראיות ראשוניות ולא הוכחה סופית ליעילות קלינית או למנגנון הפעולה.
פרוטוקול
מחקר זה נערך בהתאם להצהרת הלסינקי ולדרישות המוסדיות של בית החולים לרפואה סינית מסורתית של Yongkang10. המחקר אושר על ידי ועדת האתיקה של בית החולים לרפואה סינית מסורתית של Yongkang בשנת 2021. מסמך האישור לא הקצה מספר אישור נפרד. הסכמה מודעת בכתב התקבלה מכל המשתתפים לפני הסינון והגיוס. המשתתפים קיבלו הודעה כי ההשתתפות היא רצונית, שסירוב לא ישפיע על הטיפול השגרתי בדיאליזה, וכי נסיגה מהמחקר מותרת בכל עת. הרכיבים, הכימיקלים והכלים שנעשה בהם שימוש בפרוטוקול מפורטים בטבלת החומרים.
1. עיצוב המחקר וזרימת העבודה הכללית
מחקר זה, שהיה פרוספקטיבי, חד-מרכזי, פתוח, ומבוקר באופן אקראי עם קבוצות מקבילות, בחן האם התערבות ריח משולבת, המשתמשת בתכשיר שמן אתרי ובשקיק עשבי רפואה סיניים מסורתיים, הייתה קשורה לשיפור באיכות השינה ובחרדה בדיווח עצמי בקרב מטופלים המקבלים המודיאליזה תחזוקית. המשתתפים גויסו ממרכז לניקוי דם בבית החולים לרפואה סינית מסורתית בירונגקאנג בין ינואר 2022 לדצמבר 2023. ניסוי זה לא נרשם באופן פרוספקטיבי במאגר ציבורי של ניסויים קליניים. דיווח הניסוי האקראי נעשה בהתאם לעקרונות CONSORT במידת הרלוונט11.
מטופלים שעשויים להיות מתאימים נסרקו במהלך ביקורי דיאליזה שגרתיים. לאחר קבלת הסכמה מדעת בכתב, נאספו נתוני דמוגרפיה בבסיס, מידע הקשור לדיאליזה, היסטוריה תרופתית, ציונים ממדד איכות השינה של פילסבורג (PSQI) וציונים מתת-סולם החרדה של סולם החרדה והדיכאון בבית החולים (HADS-A) לפני חלוקתם לקבוצות. משתתפים מתאימים הוקצו באופן רנדומלי ביחס של 1:1 לקבוצת הביקורת או לקבוצת ההתערבות. בסך הכל הוקצו רנדומלית 88 משתתפים, כאשר 44 שובצו לכל קבוצה. זרימת המשתתפים מוצגת ב-איור 1.
איור 1: תרשים זרימת המחקר. זרימת סינון המשתתפים, הדרה, רנדומיזציה, הקצאה, מעקב וניתוח. סך של 104 חולים נבחנו, 16 הודרו, ו-88 הוקצו ברנדומיזציה ביחס של 1:1 לקבוצת הביקורת או לקבוצת ההתערבות. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.
גודל המדגם חושב על בסיס הניקוד הגלובלי של ה-PSQI בחודש השלישי כנקודת סיום ראשונית. הפרש של 2.5 נקודות בין הקבוצות נחשב למשמעותי מבחינה קלינית. בהנחה של סטיית תקן משותפת של 3.5 נקודות, רמת α דו-צדדית של 0.05, עוצמה של 80%, ושיעור נשירה צפוי של 10%, נדרשו לפחות 40 משתתפים לכל קבוצה. גודל המדגם הסופי שנקבע היה 44 משתתפים לכל קבוצה.
2. גיוס משתתפים ומדדי התאימות
המשתתפים גויסו באמצעות סריקה רציפה במהלך הגעתם השגרתית לדיאליזה. צוות המחקר הסביר את מטרת המחקר, הליכי ההתערבות, לוח הזמנים למעקב, אי-נוחות פוטנציאלית, הגנות על הסודיות והזכות לנסיגה לפני קבלת ההסכמה.
משתתפים היו זכאים להשתתף אם הם קיבלו המודיאליזה תחזוקית במשך 12 חודשים לפחות, שמרו על לוח זמנים יציב של 2–4 סשנים לשבוע עם כ-4 h לסשן, היו בני 30–65, היו מסוגלים לשתף פעולה עם נהלי המחקר, יכלו למלא שאלונים באופן עצמאי או בעזרת סיוע סטנדרטי, היה להם ציון PSQI גלובלי בבסיס הנתונים > 7, ולא השתמשו בתרופות המיועדות ספציפית לשיפור או לשינוי השינה במהלך השבועיים האחרונים.
קריטריוני הה exclusion כללו אסתמה, נזלת פעילה, הפרעה בחוש הריח, רגישות ידועה לתכשירים ארומטיים או לשקיקי צמחים, מחלה המטולוגית משמעותית, מחלה אורגנית חמורה ולא יציבה, ניתוח או טראומה לאחרונה, זיהום חמור, חוסר יציבות פסיכיאטרית חריפה הדורשת טיפול מומחה, הגבלה משמעותית בניידות, ליקוי שמיעה או ראייה משמעותי, לקויות קוגניטיביות חמורות, או נתונים קליניים בסיסיים חסרים.
משתתפים הוסרו מהמחקר אם הפסיקו את טיפול ההמודיאליזה התחזוקית, נפטרו במהלך המעקב, ביטלו את הסכמתם, אבדו למעקב, או חוו אירוע רפואי חמור הקשור לדיאליזה שמנע את המשך השתתפותם. התאריך והסיבה להסרה תועדו. נתונים שהושלמו לפני הפסקת ההשתתפות נשמרו במאגר הנתונים של המחקר.
3. רנדומיזציה, הסתרת הקצאה וסימום
לאחר הערכת הבסיס, המשתתפים הוקצו באופן אקראי ביחס של 1:1 באמצעות טבלת מספרים אקראיים שהוכנה לפני הגיוס. האקראיות בוצעה באמצעות בלוקים קבועים של ארבעה, ללא שכיבה (stratification). רצף ההקצאה הוכן על ידי איש צוות שלא היה מעורב בסינון, בהגשת ההתערבות, בהערכת התוצאות, בהזנת הנתונים או בניתוח הסטטיסטי.
הקצאות הקבוצות הוכנסו למעטפות אטומות, אטומות לאור ומסופרות ברצף. לאחר אישור ההתאמה והערכה ראשונית, המעטפה הבאה נפתחה לפי הסדר המספרי. טפסי תוצאות הבסיס הושלמו לפני חשיפת ההקצאה.
סינוור של המשתתפים ושל נותני ההתערבות לא היה khảשמד מכיוון שההתערבות כללה חשיפה לריחות ומריחה חיצונית של חומרי ארומה. כדי להפחית הטיות של ציפיות ודיווח, שתי הקבוצות קיבלו הסברים סטנדרטיים, ושאלונים הוגשו תוך שימוש באותם ניסוחים, סדר פריטים והנחיות מענה בכל נקודת זמן. טפסי תוצאות נבדקו על ידי אנשי צוות שלא היו אחראים על הנחיית ההתערבות, כאשר כוח האדם אפשר זאת. הנתונים הוזנו באמצעות קודים של משתתפים. לפני הניתוח, תוויות הקבוצות קודדו מחדש כקבוצה A וקבוצה B, והסטטיסטיקאי ניתח את מערך הנתונים המסנוור לפני שזהות הקבוצות הוחזרה.
4. תנאי בקרה וניהול התערבויות משולבות
קבוצת הביקורת קיבלה טיפול שגרתי של המודיאליזה ותחנה להשכלה בריאותית סטנדרטית. הטיפול השגרתי כלל דיאליזה בהתאם ללוח הזמנים הקיים, מעקב סיעודי, טיפול בגישה כליות, הנחיה תזונתית ובנושאי צריכת נוזלים, תזכורות למתן תרופות והשכלה בנושא היגיינת שינה. ההשכלה בנושא היגיינת שינה כיסתה עיתוי שינה קבוע, הפחתת פעילויות מעוררות לפני השינה, הימנעות מנשנוש ממושך במהלך היום, הפחתת צריכת קפאין או תה חזק בערב, ושמירה על סביבת שינה שקטה.
מהמשתתפים בשתי הקבוצות נתבקש שלא להתחיל בטיפולי ארומתרפיה חדשים, שימוש בשקיקי צמחים, עיסוי מובנה, רפלקסולוגיה של כף הרגל, דיקור סיני, מוקסבסטיביה, תוכניות מדיטציה או התערבויות שינה משלימות אחרות במהלך תקופת המעקב. לא הוחלו תרופות הרגעה, תרופות שינה, תרופות להורדת חרדה, נוגדי דיכאון או משככי כאבים למטרות המחקר. שינויים בתוספת תרופות הנדרשות קלינית או במינון הדיאליזה היו מותרים ותועדו.
5. הכנת ההתערבות האולפקטורית המשולבת
ההתערבות כללה תכשיר שמן אתרי לשאיפה במהלך הפעלות הדיאליזה ומריחה חיצונית לפני השינה, בנוסף לשקיק צמחי סיני מסורתי לחשיפה ריחית במהלך הלילה.
הכנת השמן האתרי הכילה שמני לבנדר, ברגמוט וקוקוס ביחס נפחי של 5:3:10. עבור כל סדרה, ערבבו 5 mL של שמן אתרי לבנדר, 3 mL של שמן אתרי ברגמוט ו-10 mL של שמן קוקוס במיכל אטום המגן מאור, על ידי היפוך עדין למשך 2 min. התערובת נשמרה בטמפרטורת החדר, הרחק מאור, חום ולחות, וחולקה לבקבוקים זהים בצבע ענבר. כל בקבוק סומן במספר הסדרה, תאריך ההכנה, יחס הרכיבים, מספר המשתתף במחקר ותקופת שימוש מומלצת. רישומי החלוקה קישרו כל משתתף לסדרה ספציפית.
שקיק הצמחים הכיל 6 g של כל אחד מהמרכיבים הבאים: Albizia julibrissin, ורד, נענע, Agastache rugosa, Acorus tatarinowii, ציפורן, Angelica dahurica, ו-30 g של Artemisia argyi. החומרים המיובשים עובדו לאבקה גסה, עורבבו ונארזו בשקיקי כותנה נשמים במידות של 8 cm × 10 cm. השקיקים סומנו עם תאריכי ההכנה וההחלפה, והוחלפו מדי 30 ימים.
לפני תחילת ההתערבות, המשתתפים קיבלו הדרכה פנים-אל-פנים על שימוש בשמן, מיקום השקיק, תיעוד יומי ודיווח על אי-נוחות. השימוש הראשון בוצע תחת פיקוח ביחידה לדיאליזה.
6. מתן ההתערבות במהלך הדיאליזה ולפני השינה
בימי דיאליזה, משתתפים מקבוצת ההתערבות השתמשו בתמיסת השמן האתרי פעם אחת במהלך סבב הדיאליזה. צוות המחקר הניח שתי טיפות מהתמיסה על פד כותנה סטרילי ומיקם אותו במרחק של כ-5–8 cm מהנחיריים, ללא מגע עם האף, העור, נקודת הגישה הווסקולרית, צינורות הדיאליזה או הריריות. כל חשיפה נמשכה 45 min. אם הריח הפך לבלתי מורגש בבירור לפני תום 45 min, ניתן היה להחליף את פד הכותנה פעם אחת; לא הותר לבצע יותר מהחלפה אחת לכל סבב דיאליזה. הצוות תיעד את זמני ההגעה, ההתחלה והסיום, את ביצוע ההחלפה, את השלמת הסבב ומקרי אי-נוחות.
לפני השינה, המשתתפים יישמו 4 טיפות בסך הכל: טיפה אחת מאחורי כל אוזן וטיפה אחת על נקודת ה-Yongquan בכל כף רגל. בוצע עיסוי סיבובי עדין למשך 15 min. המשתתפים הונחו לא למרוח את השמן על עור פגוע, אזורים דלקתיים, ריריות או אזורים הגורמים לאי-נוחות. במקרה של הופעת גירוי, תחושת צריבה, קשיי נשימה, סחרחורת או אי-נוחות ניכרת אחרת, השימוש הופסק והדבר דווח.
בזמן השינה, שקיק הצמחים הונח לצד הכרית, במרחק של כ-20–30 cm מהראש. המשתתפים הונחו שלא לכסות את האף או הפה בעזרת השקיק. השקיקים הוחלפו מדי 30 ימים. נתיב ההתערבות מוצג ב-איור 2A-C.
איור 2: נתיב ולוח זמנים של ההתערבות. התערבות ריחית בשני מיקומים שניתנה במהלך הדיאליזה ולפני השינה בבית. (A) שאיפת שמן אתרי במהלך פגישת דיאליזה באמצעות שתי טיפות על פד כותנה סטרילי הממוקם במרחק של 5–8 cm מהנחיריים למשך 45 min. (B) יישום חיצוני לפני השינה באמצעות ארבע טיפות בסך הכל, ולאחריהן עיסוי עדין למשך 15 min. (C) הצבת שקיק צמחי ליד הכרית במהלך הלילה, עם החלפה חודשית. אנא לחץ כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.
המשתתפים ניהלו רישום יומי של ההתערבות, שבו תיעדו שאיפה במהלך מפגשי דיאליזה, מריחת שמן ועיסוי לפני השינה, שימוש בשקיות, החלפת שקיות ותסמינים חריגים. היומנים נבדקו במהלך ביקורי מעקב או במעקב טלפוני. ירידה בהיענות להוראות הובילה להדרכה חוזרת סטנדרטית.
7. הערכת תוצאות
התוצאה הראשונית הייתה איכות השינה, אשר נמדדה באמצעות מדד איכות השינה של פיתסבורג (Pittsburgh Sleep Quality Index)12ה-PSQI מכיל 18 פריטים בדיווח עצמי המקבצים שבעה ציוני רכיבים, והציון הגלובלי נע בין 0 ל-21, כאשר ציונים גבוהים יותר מעידים על איכות שינה ירודה יותר. הציון הגלובלי של ה-PSQI בחודש השלישי היה נקודת הקצה הראשית. ציוני הרכיבים נשמרו כתוצאים משניים תיאוריים בתחום השינה. ציון PSQI גלובלי בנקודת הבסיס > הערך 7 שימש להגדרת הפרעת שינה רלוונטית מבחינה קלינית לצורך קביעת התאמה.
מדד התוצאה המשני היה חרדה, אשר הוערכה באמצעות תת-סולם החרדה של שאלון החרדה והדיכאון בבית החולים (Hospital Anxiety and Depression Scale-Anxiety)13. HADS-A כולל שבעה סעיפים, וציון תת-הסולם נע בין 0 ל-21, כאשר ציונים גבוהים יותר מעידים על תסמיני חרדה חמורים יותר.
שאלוני PSQI ו-HADS-A הועברו בנקודת הבסיס, ביום ה-7, ביום ה-15, בחודש הראשון ובחודש השלישי על ידי צוות מוכשר תוך שימוש בכתב הנחיות סטנדרטי. מכיוון ש-PSQI משקף את מצב השינה במהלך החודש preceding, ערכי ה-PSQI מהיום ה-7 והיום ה-15 נחשבו כהערכות מוקדמות לניטור תסמינים, בעוד שנתוני החודש השלישי שימשו להשוואה העיקרית של ה-PSQI.
במידה ופריט בשאלון היה חסר, אנשי הצוות הבהירו את התשובה עם המשתתף באותו היום במידת האפשר. אם לא ניתן היה לחשב את הניקוד הכולל באופן מהימן עקב מספר רב של פריטים חסרים, הניקוד לאותה נקודת זמן נחשב כחסר ונרשם ביומן הנתונים החסרים.
תגובה רגשנית לשינה הוגדרה כהפחתה של לפחות 3 נקודות במדד ה-PSQI הגלובלי ביחס למצב הבסיס. תגובה לחרדה הוגדרה כהפחתה של לפחות 2 נקודות במדד HADS-A ביחס למצב הבסיס. תוצאות אלו של המגיבים נותחו כתוצאות משניות של תגובה קלינית.
8. ניטור היענות ובטיחות
ההיצמדות (Adherence) חושבה כמספר הלימודי הטיפוליים המתוכננים שהושלמו, חלקי מספר הפרוצדורות הצפויות במהלך תקופת התצפית, כשהתוצאה הוכפלה ב-100. היצמדות נאות הוגדרה כהשלמה של לפחות 80% מהפרוצדורות המתוכננות. רישומים יומיים נבדקו אל מול רישומי חלוקה, רישומי החלפת שקיקים וטפסי קשר למעקב.
ניטור הבטיחות כלל סחרחורת, כאב ראש, בחילה, גירוי עור, אי-נוחות נשימתית סובייקטיבית ותסמינים אחרים שהתרחשו במהלך או לאחר שאיפה, יישום חיצוני או חשיפה לשקיות. כל אירוע תועד לפי זמן ההופעה, משך הזמן, חומרה, קשר להתערבות, טיפול ותוצאה. החומרה דורגה כקלה, בינונית או חמורה. הקשר סווג כבלתי קשור, ככל הנראה קשור, סביר שקשור או קשור בוודאות על ידי שני קליניקאים מהמחקר. אירועים חריגים חמורים הוגדרו כאירועים שהובילו לאשפוז, הידרדרות מסכנת חיים, הפסקה קבועה של ההתערבות או השלכות רפואיות משמעותיות אחרות.
9. פרוצדורות מעקב ובקרת איכות נתונים
הערכות מעקב בוצעו ביום 7, ביום 15, בחודש 1 ובחודש 3 לאחר תחילת ההתערבות. חלונות הזמן המותרים היו 7 ± 2 ימים, 15 ± 3 ימים, 30 ± 5 ימים ו-90 ± 10 ימים, בהתאמה. תאריך ההערכה בפועל תועד.
שאלונים הומאו באתר במהלך הדיאליזה במידת האפשר. במקרים שבהם לא ניתן היה להשלים את המעקב באתר, המעקב הטלפוני השתמש באותו ניסוח ובאותו מבנה תגובה. התשובות הוזנו על ידי צוות מיומן ונבדקו באותו היום.
כל אנשי צוות המחקר עברו הכשרה אחידה לפני תחילת הגיוס. השאלונים המלאים נבדקו מיד לאחר השלמתם. נתוני המחקר הוזנו פעמיים על ידי שני אנשי צוות שהוכשרו, ואי-התאמות תוקנו מול טפסי המקור. הערכות חסרות, יומני התערבות, רישומי חלוקה, רישומי היענות, יומני בטיחות וטפסי תוצאות נבדקו בהצלבה באופן קבוע. נתונים שנאספו לפני פרישה או אובדן למעקב נשמרו במערך הנתונים לניתוח.
10. ניתוח סטטיסטי
הניתוח הסטטיסטי בוצע באמצעות תוכנה סטטיסטית. כל המשתתפים שהוקצו באופן אקראי נכללו בניתוח לפי כוונת הטיפול (intention-to-treat analysis) בכל מקרה שבו נתוני תוצאה היו זמינים. כמו כן, בוצע ניתוח לפי הפרוטוקול (per-protocol analysis) עבור משתתפים שהשלימו לפחות 80% מהליכי ההתערבות המתוכננים.
משתנים רציפים סוכמו כממוצע ± סטיית תקן כאשר ההתפלגות הייתה נורמלית בקירוב, וכחציון עם טווח בין-רבעוני כאשר הנחות ההתפלגות לא התקיימו. משתנים קטגוריאליים סוכמו כמספרים ואחוזים. להשוואות בין-קבוצתיות בקו הבסיס נעשה שימוש במבחן t למדגמים בלתי תלויים או במבחן Mann-Whitney U עבור משתנים רציפים, ובמבחן חי-ריבוע או במבחן המדויק של פישר עבור משתנים קטגוריאליים, לפי העניין.
נקודת הסיום הראשונית הייתה ההבדל בין הקבוצות בציון הכללי של ה-PSQI בחודש השלישי. תוצאות אורך של ה-PSQI וה-HADS-A נותחו באמצעות מודלים ליניאריים בעלי השפעות מעורבות (linear mixed-effects models). השפעות קבועות כללו את הקבוצה, הזמן והאינטראקציה בין הקבוצה לזמן. המשתתף נכלל כחיתוך אקראי (random intercept) כדי להתחשב במתאם התוך-משתתף לאורך המדידות החוזרות. הזמן טופל כגורם חוזר קטגוריאלי. מטריצת שונות משותפת (covariance matrix) לא מובנית שימשה למדידות החוזרות כאשר הושגה התכנסות של המודל; במקרה של כישלון בהתכנסות, מבנה שונות משותפת אוטורגרסיבי מסדר ראשון שימש כמפרט רגישות. המודלים נאמדו באמצעות נראות מקסימלית מוגבלת (restricted maximum likelihood). מודלים מותאמים כללו גיל, מין, ותק דיאליזה ומחלה כלייתית ראשונית כמשתנים שולטים (covariates). הנחות המודל נבחנו באמצעות בחינה של התפלגויות השאריות, תרשימי התאמה מול שאריות ותצפיות משפיעות.
ניתוחי תגובה נערכו בכל נקודת מעקב. תגובת שינה הוגדרה כהפחתה של לפחות 3 נקודות במדד הגלובלי של PSQI מנקודת הבסיס, ותגובת חרדה הוגדרה כהפחתה של לפחות 2 נקודות במדד HADS-A מנקודת הבסיס. שיעורי התגובה דווחו כאחוזים. הפרשי סיכון מוחלטים ומרווחי סמך של 95% חושבו עבור הבדלי תגובה בין הקבוצות. מספר המטופלים שיש לטפל בהם (NNT) חושב כהופכי להפרש הסיכון המוחלט כאשר קבוצת ההתערבות הראתה שיעור תגובה גבוה יותר מקבוצת הביקורת; הערכים פורשו באופן תיאורי מכיוון שניתוחי התגובה היו משניים.
הנחנו כי נתונים חסרים על תוצאות היו חסרים באופן אקראי (missing at random) לאחר התחשבות במידע שנצפה בקו הבסיס ובמעקב. עבור הניתוח הראשוני, נעשה שימוש במודלים לינאריים עם השפעות מעורבות (linear mixed-effects models) שכללו את כל נתוני המדידות החוזרות הזמינים, ללא הדרה של משתתפים עם מעקב חלקי. ניתוח רגישות לפי כוונת הטיפול (intention-to-treat) בוצע באמצעות השלמה מרובה בשיטת מפרט מותנה מלא (multiple imputation by fully conditional specification). נוצרו עשרים מערכי נתונים מושלמים תוך שימוש בקבוצה, גיל, מין, ותק דיאליזה, מחלת כליות ראשונית, PSQI בקו הבסיס, HADS-A בקו הבסיס, וציוני PSQI ו-HADS-A זמינים מהמעקב כמשתנים מנבאים. הערכות ממערכי הנתונים המושלמים אוחדו בהתאם לנהלי השלמה מרובה סטנדרטיים.
ניתוחי תת-קבוצות בוצעו בהתאם לגיל, מין, ותק דיאליזה, מחלה כלית ראשונית, חומרת PSQI בבסיס, וחומרת HADS-A בבסיס. חומרת ה-PSQI בבסיס חולקה לקבוצות של 8–14 ו-≥ 15, וחומרת ה-HADS-A בבסיס חולקה לקבוצות של < 11 ו-≥ 11. ניתוחי תת-הקבוצות נחשבו כחקרים גששיים. כאשר תוארו השפעות של תת-קבוצות, נבחנו מונחי אינטראקציה של קבוצה-זמן-תת-קבוצה, במקום להסתמך אך ורק על ערכי P בתוך תת-הקבוצות.
ניתוחי רגישות כללו את ניתוח הפרוטוקול (per-protocol analysis), ניתוח כוונת הטיפול (intention-to-treat analysis) באמצעות השלמה מרובה (multiple-imputation), מודל מותאם נוסף שכלל מדדי עייפות בקו הבסיס כאשר היו זמינים, וניתוח שהוציא משתתפים שערכי ה-PSQI שלהם בקו הבסיס היו בטווח של ה-5% העליונים של התפלגות המדגם. ניתוחי מסלול (trajectory) וניתוחי רשת בוצעו כניתוחים גששים ולא שימשו להגדרת השפעת הטיפול הראשונית.
כל הבדיקות הסטטיסטיות היו דו-צדדיות. ערך p < 0.05 נחשב למשמעותי סטטיסטית עבור נקודת הסיום הראשונית. ניתוחים משניים וניתוחי סקר לא הותאמו עבור ריבוי השוואות ופורשו בזהירות.
תוצאות
זרימת משתתפים ומאפייני בסיס
בסך הכל 104 חולים הנמצאים בטיפול המודיאליזה תחזוקתית נבדקו להתאמה בין ינואר 2022 לדצמבר 2023. שש עשרה חולים הוצאו לפני הרנדומיזציה כיוון שלא עמדו בקריטריוני ההסמיך או שסירבו להשתתף. 88 החולים שנותרו חולקו לרנדומיזציה ביחס של 1:1, כאשר 44 שובצו לקבוצת הביקורת ו-44 שובצו לקבוצת ההתערבות. זרימת המשתתפים מוצגת ב-איור 1.
המאפיינים הדמוגרפיים והמאפיינים הקשורים לדיאליזה בנקודת הבסיס היו דומים בין הקבוצות. הגיל היה דומה בקבוצת הביקורת ובקבוצת ההתערבות (48.5 ± 5.2 לעומת 48.5 ± 5.4 שנים, P = 0.968), וכך גם משך הדיאליזה (22 [18–29] לעומת 22 [18–27] חודשים, P = 0.548). התפלגות המין הייתה מאוזנת בין הקבוצות (גברים: 56.8% לעומת 59.1%, P = 1.000), וההתפלגות של המחלה הכלית הראשונית לא הייתה שונה באופן מובהק (P = 0.999). גם ציון ה-PSQI הגלובלי בנקודת הבסיס היה דומה בין קבוצת הביקורת לקבוצת ההתערבות (17.1 ± 2.0 לעומת 17.1 ± 2.4, P = 0.885), וכך גם ציון ה-HADS-A בנקודת הבסיס (12.6 ± 2.7 לעומת 12.7 ± 2.6, P = 0.846). מאפייני בסיס מפורטים מוצגים ב-טבלה 1.
| מאפיין | קבוצת ביקורת | קבוצת ההתערבות | ערך p |
| (n = 44) | (n = 44) | ||
| גיל, שנים | 48.5 ± 5.2 | 48.5 ± 5.4 | 0.968 |
| מין זכר, n (%) | 25 (56.8) | 26 (59.1) | 1 |
| ותק דיאליזה, חודשים | 22 (18–29) | 22 (18–27) | 0.548 |
| תדירות דיאליזה, מפגשים לשבוע | 3.0 ± 0.5 | 3.0 ± 0.5 | 0.914 |
| משך הדיאליזה, שעות למפגש | 4.0 ± 0.0 | 4.0 ± 0.0 | 1 |
| מדד מסת הגוף, קג/מ²² | 22.8 ± 2.6 | 22.6 ± 2.7 | 0.724 |
| מחלה כלייתית ראשונית, מספר (%) | 0.999 | ||
| גלומרולונפריטיס כרוני | 20 (45.5) | 20 (45.5) | |
| נפרופתיה סוכרתית | 12 (27.3) | 12 (27.3) | |
| נפרופתית תבניתית (Hypertensive nephropathy) | 7 (15.9) | 7 (15.9) | |
| מחלה כלית ראשונית אחרת | 5 (11.4) | 5 (11.4) | |
| ציון גלובלי של PSQI בנקודת הבסיס | 17.1 ± 2.0 | 17.1 ± 2.4 | 0.885 |
| ציון HADS-A בנקודת הבסיס | 12.6 ± 2.7 | 12.7 ± 2.6 | 0.846 |
טבלה 1: מאפייני בסיס של אוכלוסיית המחקר. מאפיינים דמוגרפיים, מאפיינים הקשורים לדיאליזה, מחלה כלייתית ראשונית, מדד PSQI בסיסי ומדד HADS-A בסיסי לפי קבוצת המחקר. הערכים מוצגים כממוצע ± סטיית תקנית, חציון (טווח בין-רבעוני) או n (%), בהתאם.
תוצאה ראשית: ציון גלובלי של PSQI
איכות השינה הוערכה באמצעות הציון הגלובלי של PSQI. ההבדל בין הקבוצות בציון הגלובלי של PSQI בחודש ה-3 היווה את נקודת הסיום הראשית. בנקודת הבסיס, הציונים הגלובליים של PSQI היו דומים בין הקבוצות. לאחר תחילת ההתערבות, קבוצת ההתערבות הראתה ציוני PSQI נמוכים יותר מקבוצת הביקורת ביום ה-7 (12.9 ± 2.6 לעומת 16.3 ± 2.2, P < 0.001), ביום ה-15 (10.2 ± 2.7 לעומת 15.6 ± 2.3, P < 0.001), בחודש ה-1 (7.7 ± 2.5 לעומת 14.7 ± 2.4, P < 0.001), ובחודש ה-3 (7.8 ± 2.6 לעומת 13.8 ± 2.5, P < 0.001). תוצאות PSQI מפורטות מסוכמות בטבלה 2.
| נקודת זמן | קבוצת ביקורת | קבוצת התערבות | הפרש ממוצע, התערבות − ביקורת | ערך P |
| (n = 44) | (n = 44) | |||
| קו בסיס | 17.1 ± 2.0 | 17.1 ± 2.4 | 0 | 0.885 |
| יום 7 | 16.3 ± 2.2 | 12.9 ± 2.6 | -3.4 | <0.001 |
| יום 15 | 15.6 ± 2.3 | 10.2 ± 2.7 | -5.4 | <0.001 |
| חודש 1 | 14.7 ± 2.4 | 7.7 ± 2.5 | -7 | <0.001 |
| חודש 3 | 13.8 ± 2.5 | 7.8 ± 2.6 | -6 | <0.001 |
| שינוי מקו הבסיס עד חודש 3 | -3.3 ± 2.1 | -9.3 ± 2.4 | -6.0 | <0.001 |
טבלה 2: תוצאות ציון ה-PSQI הגלובלי במהלך המעקב. ציוני PSQI גלובליים בנקודת הבסיס, ביום 7, ביום 15, בחודש 1 ובחודש 3. ציונים גבוהים יותר מעידים על איכות שינה פחותה. הערכים מוצגים כממוצע ± סטיית תקן. נקודת הסיום הראשונית הייתה ציון ה-PSQI הגלובלי בחודש 3.
המגמה האורכית בציון הגלובלי של ה-PSQI מוצגת ב-איור 3. התפלגות השיפור ב-PSQI ביחס לנקודת הבסיס מוצגת ביום 7, יום 15, חודש 1 וחודש 3 ב-איור 4A–D, בהתאמה. שינוי הוגדר כערך ה-PSQI בנקודת הבסיס פחות ערך ה-PSQI במעקב, כך שערכים חיוביים מעידים על שיפור גדול יותר. לאורך תקופת המעקב, קבוצת ההתערבות הראתה שיפור חציוני גדול יותר מקבוצת הביקורת.
איור 3ציונים גלובליים של PSQI לאורך זמן לפי קבוצת המחקר. ציונים גלובליים ממוצעים של מדד ה-PSQI בקו הבסיס, ביום ה-7, ביום ה-15, בחודש הראשון ובחודש השלישי. ציונים נמוכים יותר מעידים על איכות שינה טובה יותר. פסי השגיאה מייצגים סטיית תקן. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.
איור 4: התפלגות השיפור ב-PSQI ביחס למדד הבסיס. תרשימי "ענן גשם" (Raincloud plots) של השיפור ב-PSQI ביום 7 (A), ביום 15 (B), בחודש 1 (C), ובחודש 3 (D). השיפור חושב כמדד ה-PSQI הבסיסי פחות מדד ה-PSQI במעקב; ערכים חיוביים מעידים על שיפור רב יותר. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה מוגדלת של איור זה.
מעבר במצב השינה הוערך באמצעות סף של PSQI < 7 לעומת PSQI ≥ 7. מכיוון שכל המשתתפים נכנסו למחקר עם ציוני PSQI מעל סף הזכאות, שתי הקבוצות התחילו את המעקב בטווח של הפרעות שינה. עד החודש השלישי, חלק גדול יותר מהמשתתפים בקבוצת ההתערבות חצו את סף ה-PSQI < 7 בהשוואה לקבוצת הביקורת. דפוסי המעבר עבור קבוצת הביקורת וקבוצת ההתערבות מוצגים ב-איור 5A וב-איור 5B, בהתאמה.
איור 5: מעברי מצב של הפרעות שינה. דיאגרמות Sankey המראות מעברים מהפרעת שינה שהוגדרה לפי PSQI בנקודת הבסיס למצב של הפרעת שינה או היעדר הפרעה בחודש 3 ב (A) קבוצת הביקורת וב (B) קבוצת ההתערבות. הפרעת שינה הוגדרה כ-PSQI ≥ 7, והיעדר הפרעה כ-PSQI < 7. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.
תוצאה משנית: ציון HADS-A
חרדה הוערכה באמצעות HADS-A. ציוני HADS-A בנקודת הבסיס היו דומים בקבוצת הביקורת ובקבוצת ההתערבות (12.6 ± 2.7 vs.12.7 ± 2.6, P = 0.846). בהשוואות בין-קבוצתיות ללא התאמה, ההבדל ביום ה-7 לא היה מובהק סטטיסטית (11.4 ± 2.4 vs.12.2 ± 2.6, P = 0.128). הבדלים המעידים על יתרון לקבוצת ההתערבות נצפו ביום ה-15 (10.6 ± 2.3 vs. 12.1 ± 2.5, P = 0.006), בחודש הראשון (9.9 ± 2.2 vs. 12.0 ± 2.5, P < 0.001), ובחודש השלישי (9.2 ± 2.1 vs. 11.8 ± 2.4, P < 0.001). השינוי מנקודת הבסיס עד לחודש השלישי היה -3.5 ± 2.0 בקבוצת ההתערבות ו-0.8- ± 1.9 בקבוצת הביקורת (P < 0.001). תוצאות HADS-A מפורטות מסוכמות בטבלה 3.
המגמה האורכית במדד HADS-A מוצגת באיור 6.
| נקודת זמן | קבוצת ביקורת (n=44) | קבוצת ההתערבות (n=44) | הפרש ממוצע (התערבות − ביקורת) | ערך p |
| קו בסיס | 12.6 ± 2.7 | 12.7 ± 2.6 | 0.1 | 0.846 |
| יום 7 | 12.2 ± 2.6 | 11.4 ± 2.4 | -0.8 | 0.128 |
| יום 15 | 12.1 ± 2.5 | 10.6 ± 2.3 | -1.5 | 0.006 |
| חודש 1 | 12.0 ± 2.5 | 9.9 ± 2.2 | -2.1 | <0.001 |
| חודש 3 | 11.8 ± 2.4 | 9.2 ± 2.1 | -2.6 | <0.001 |
| שינוי מרמת הבסיס לחודש השלישי | -0.8 ± 1.9 | -3.5 ± 2.0 | -2.7 | <0.001 |
טבלה 3: תוצאות HADS-A במהלך המעקב. ציוני HADS-A בנקודת הבסיס, ביום 7, ביום 15, בחודש 1 ובחודש 3. ציונים גבוהים יותר מעידים על תסמיני חרדה חמורים יותר. הערכים מוצגים כממוצע ± סטיית תקן.
איור 6ציוני HADS-A לאורכי זמן לפי קבוצת המחקר. ציוני HADS-A ממוצעים בנקודת הבסיס, ביום 7, ביום 15, בחודש 1 ובחודש 3. ציונים נמוכים יותר מעידים על תסמיני חרדה קלים יותר. פסי השגיאה מייצגים סטיית תקן. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה מורחבת של דמות זו.
השפעות אורכיות מבוססות מודל
תוצאות אורכיות של PSQI ו-HADS-A נותחו באמצעות מודלים ליניאריים מעורבים עם תיקון. המודלים כללו משתני קבוצה, זמן ואינטראקציה של קבוצה-זמן, ותוקנו עבור גיל, מין, ותק דיאליזה ומחלה כלייתית ראשונית.
עבור PSQI, האינטראקציה של קבוצה לפי זמן הייתה לטובת קבוצת ההתערבות ביום 7 (β = -2.41, 95% CI -3.21 to -1.61, p < 0.001), ביום 15 (β = -3.18, 95% CI -4.00 to -2.36, p < 0.001), בחודש 1 (β = -4.26, 95% CI -5.12 to -3.40, p < 0.001), ובחודש 3 (β = -5.37, 95% CI -6.29 to -4.45, p < 0.001). האומדן המתואם לחודש השלישי ייצג את ההשוואה הראשית המבוססת על המודל.
עבור HADS-A, האינטראקציה של קבוצה לפי זמן העדיפה גם היא את קבוצת ההתערבות ביום 7 (β = -0.98, 95% CI -1.49 to -0.47, p < 0.001), ביום 15 (β = -1.46, 95% CI -2.01 to -0.91, p < 0.001), בחודש 1 (β = -2.05, 95% CI -2.64 to -1.46, p < 0.001), ובחודש 3 (β = -2.61, 95% CI -3.26 to -1.96, P < 0.001). הערכות מלאות של מודל תסמירי מעורב (mixed-effects model) מוצגות ב-טבלה 4.
| תוצאה | נקודת זמן | β מותאם לאינטראקציה בין קבוצה לזמן | 95% CI | ערך P |
| ציון PSQI כולל | יום 7 | -2.41 | -3.21 עד -1.61 | <0.001 |
| יום 15 | -3.18 | -4.00 עד -2.36 | <0.001 | |
| חודש 1 | -4.26 | -5.12 עד -3.40 | <0.001 | |
| חודש 3 | -5.37 | -6.29 עד -4.45 | <0.001 | |
| ציון HADS-A | יום 7 | -0.98 | -1.49 עד -0.47 | <0.001 |
| יום 15 | -1.46 | -2.01 עד -0.91 | <0.001 | |
| חודש 1 | -2.05 | -2.64 עד -1.46 | <0.001 | |
| חודש 3 | -2.61 | -3.26 עד -1.96 | <0.001 |
טבלה 4: אומדני מודל תערובת עם השפעות מעורבות מתוקננים. הערכות אינטראקציה מתואמות של קבוצה לפי זמן עבור תוצאות ה-PSQI וה-HADS-A. המודלים כללו קבוצה, זמן, אינטראקציה של קבוצה לפי זמן, ומשתנים תלוויים (covariates) עבור גיל, מין, וותק הדיאליזה ומחלת כליות ראשונית.
תגובה קלינית
התגובה הקלינית הוערכה באמצעות הגדרות מוגדרות מראש למגיבים. תגובת שינה הוגדרה כהפחתה של לפחות 3 נקודות במדד ה-PSQI הגלובלי ביחס לקו הבסיס. תגובת חרדה הוגדרה כהפחתה של לפחות 2 נקודות במדד ה-HADS-A ביחס לקו הבסיס.
שיעורי התגובה של השינה היו גבוהים יותר בקבוצת ההתערבות מאשר בקבוצת הביקורת ביום 7 (40.9% לעומת 15.9%), ביום 15 (59.1% לעומת 22.7%), בחודש 1 (70.5% לעומת 27.3%), ובחודש 3 (77.3% לעומת 31.8%). בחודש 3, הפרש הסיכון המוחלט היה 45.5% (95% CI, 27.0% עד 64.0%), מה שמתאים למספר מטופלים שנדרש לטיפול (NNT) מוערך של 2.2.
שיעורי התגובה לחרדה היו גבוהים יותר גם בקבוצת ההתערבות ביום 7 (31.8% לעומת 18.2%), ביום 15 (50.0% לעומת 22.7%), בחודש 1 (61.4% לעומת 27.3%), ובחודש 3 (68.2% לעומת 29.5%). בחודש 3, הפרש הסיכון המוחלט היה 38.7% (95% CI, 19.4% עד 58.0%), המקביל למספר טיפולים נדרש (NNT) מוערך של 2.6. שיעורי תגובה מפורטים, הפרשי סיכון מוחלטים והערכות למספר טיפולים נדרש מוצגים ב-טבלה 5.
| תוצאה | נקודת זמן | קבוצת ביקורת, n (%) | קבוצת התערבות, n (%) | הפרש סיכון מוחלט, % (95% CI) | NNT מוערך |
| תגובה בשינה | יום 7 | 7 (15.9) | 18 (40.9) | 25.0 (6.9 to 43.1) | 4 |
| יום 15 | 10 (22.7) | 26 (59.1) | 36.4 (17.3 to 55.5) | 2.8 | |
| חודש 1 | 12 (27.3) | 31 (70.5) | 43.2 (24.3 to 62.0) | 2.3 | |
| חודש 3 | 14 (31.8) | 34 (77.3) | 45.5 (26.9 to 64.0) | 2.2 | |
| תגובה לחרדה | יום 7 | 8 (18.2) | 14 (31.8) | 13.6 (-4.2 to 31.5) | 7.3 |
| יום 15 | 10 (22.7) | 22 (50.0) | 27.3 (8.0 to 46.5) | 3.7 | |
| חודש 1 | 12 (27.3) | 27 (61.4) | 34.1 (14.6 to 53.6) | 2.9 | |
| חודש 3 | 13 (29.5) | 30 (68.2) | 38.6 (19.4 to 57.9) | 2.6 |
טבלה 5: שיעורי תגובה קלינית והערכות למספר הנבדקים שנדרש לטפל בהם (NNT). תגובה של שינה הוגדרה כירידה של ≥ 3 נקודות במדד ה-PSQI הגלובלי, ותגובה לחרדה הוגדרה כירידה של ≥ 2 נקודות במדד ה-HADS-A. הפרשי סיכון מוחלטים והערכות למספר הנבדקים שנדרש לטפל בהם חושבו מהפרשים בשיעורי התגובה בין הקבוצות.
ניתוחי קשר ומסלול גששים
ניתוח קשר גשש בחן את מערכת היחסים בין שינויים במרכיבי ה-PSQI לבין שינויים ב-HADS-A. דיאגרמת המיתרים באיור 7A התבססה על ציוני שינוי מהקו הבסיס ועד לחודש השלישי, וסיכום המתאמים ברמת המרכיב המוצגים באיור 7B. שיפור רחב יותר בתחומי השינה נטה להתרחש במקביל להפחתה גדולה יותר ב-HADS-A, ובמיוחד עבור איכות שינה סובייקטיבית, חבויות שינה (sleep latency), הפרעות שינה ותפקוד יומיומי לקוי. מכיוון שניתוח זה היה גשש ומבוסס מתאמים, הוא לא פורש כראיה לקשר סיבתי.
איור 7: קשרים גששניים בין שינויים בשינה ובחרדה. (A) דיאגרמת חבלים (Chord diagram) המציגה מתאמים בין שינויים מרמת הבסיס עד לחודש השלישי ברכיבי PSQI לבין ציוני HADS-A. הקשרים מציינים מתאמים העומדים בסף התצוגה של |r| ≥ 0.30. (B) סיכום מתאמים עבור שינויים ברכיבי PSQI ושינוי ב-HADS-A. ניתוח זה היה גששני ולא הותאם לריבוי השוואות. אנא לחצו כאן להצגת גרסה גדולה יותר של איור זה.
ניתוח מסלולים חקרני של מדידות PSQI חוזרות זיהה דפוסים שונים של שינוי במדד השינה לאורך זמן. דפוסי המסלולים של קבוצת הביקורת מוצגים ב-איור 8A, ודפוסי המסלולים של קבוצת ההתערבות מוצגים ב-איור 8B. בקבוצת ההתערבות, הדפוס הנפוץ יותר היה ירידה מוקדמת ולאחריה שמירה על המצב, בעוד שקבוצת הביקורה הראתה לעיתים קרובות יותר שיפור קל או הפרעת שינה מתמשכת. דפוסי מסלולים אלו פורשו באופן תיאורי.
איור 8: דפוסי מסלול חקוריים של PSQI. תצוגות מסלול של ציוני PSQI גלובליים בקו הבסיס, ביום 7, ביום 15, בחודש 1 ובחודש 3 ב(A) קבוצת הביקורת וב(B) קבוצת ההתערבות. הדפוסים פורשו באופן תיאורי. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.
ניתוחי תתי-קבוצות וניתוחי רגישות
ניתוחי תתי-קבוצות בוצעו בהתאם לגיל, מין, ותק הדיאליזה, מחלה כלית ראשונית, חומרת PSQI בבסיס, וחומרת HADS-A בבסיס. הכיוון של אומדן הטיפול ב-PSQI היה דומה בדרך כלל בין תתי-הקבוצות, כולל השכבות שהוגדרו לפי מין. בדיקת אינטראקציה פורמלית לא סיפקה ראיות מספיקות כדי להסיק כי התגובה להתערבות השתנתה לפי מין. מכיוון שניתוחי תתי-הקבוצות כללו שכבות קטנות והשוואות מרובות, הם נחשבו כניתוחים גששיים.
ניתוחי רגישות כללו את המודל המתואם הראשוני, ניתוח לפי פרוטוקול (per-protocol) שהוגבל למשתתפים עם היענות של ≥ 80%, ניתוח כוונת הטיפול (intention-to-treat) עם השלמה מרובה (multiple imputation) עבור ערכים חסרים, את המודל המתואם הנוסף, וניתוח המוצא מהסמך משתתפים שערכי ה-PSQI הבסיסיים שלהם היו בטווח של 5% העליון של התפלגות המדגם. ניתוחים אלו הניבו הערכות באותו כיוון של המודל הראשוני. סיכומי ניתוחי תתי-קבוצות וניתוחי רגישות מופיעים בטבלה 6.
| ניתוח | תת-קבוצה או קבוצת ניתוח | n | β מתוקנן | 95% CI | ערך P של אינטראקציה או השוואה |
| תת-קבוצת גיל | <50 שנים | 47 | -5.45 | -6.62 עד -4.28 | 0.812 |
| ≥50 שנים | 41 | -5.28 | -6.54 עד -4.02 | ||
| תת-קבוצת מין | זכר | 51 | -5.3 | -6.47 עד -4.13 | 0.744 |
| נקבה | 37 | -5.49 | -6.82 עד -4.16 | ||
| תת-קבוצת ותק דיאליזה | <24 חודשים | 48 | -5.42 | -6.61 עד -4.23 | 0.865 |
| ≥24 חודשים | 40 | -5.31 | -6.58 עד -4.04 | ||
| תת-קבוצת מחלה כליתית ראשונית | גלומרולונפריטיס כרונית | 40 | -5.25 | -6.55 עד -3.95 | 0.692 |
| מחלה כליתית אחרת | 48 | -5.46 | -6.65 עד -4.27 | ||
| תת-קבוצת חומרת PSQI בבסיס | 8–14 | 18 | -4.82 | -6.52 עד -3.12 | 0.418 |
| ≥15 | 70 | -5.51 | -6.50 עד -4.52 | ||
| תת-קבוצת חומרת HADS-A בבסיס | <11 | 23 | -5.12 | -6.70 עד -3.54 | 0.637 |
| ≥11 | 65 | -5.45 | -6.47 עד -4.43 | ||
| ניתוח רגישות | מודל מתוקנן ראשוני | 88 | -5.37 | -6.29 עד -4.45 | ייחוס (Reference) |
| קבוצת per-protocol, היענות ≥80% | 82 | -5.24 | -6.20 עד -4.28 | 0.781 | |
| ניתוח ITT עם השלמה מרובה (Multiple-imputation) | 88 | -5.31 | -6.25 עד -4.37 | 0.836 | |
| מודל התאמה נוסף | 88 | -5.18 | -6.17 עד -4.19 | 0.702 | |
| החרגת 5% מהערכי PSQI הגבוהים ביותר בבסיס | 84 | -5.09 | -6.04 עד -4.14 | 0.644 |
טבלה 6: ניתוחי תתי-קבוצות וניתוחי רגישות. ניתוחי רגישות ותתי-קבוצות גששניים להערכת הטיפול ב-PSQI בחודש השלישי. ערכי β שליליים מעדיפים את קבוצת ההתערבות. הממצאים פורשו בזהירות בשל גודל השכבות הקטן והשוואות מרובות.
היצמדות ובטיחות
שיעורי השלמת המעקב היו 95.5% בקבוצת הביקורת ו-93.2% בקבוצת ההתערבות. בקבוצת ההתערבות, ממוצע ההיצמדות היה 86.7% עבור יישום לפני השינה ו-83.4% עבור שאיפה במהלך סשן הדיאליזה.
תופעות לוואי היו נדירות ובעיקר קלות. כל תסמין לוואי שנ beobס דווח בקרב 15.9% מקבוצת ההתערבות ו-6.8% מקבוצת הביקורת (p = 0.186). האירועים שדווחו כללו סחרחורת קלה, כאבי ראש, בחילות וגירוי מקומי של העור. לא נצפתה תגובה אלרגית שדרשה הפסקה של הטיפול ולא נצפה אף אירוע לוואי חמור הקשור להתערבות. תוצאות ההיצמדות לטיפול והבטיחות מסוכמות ב- טבלה 7.
| תוצאה | קבוצת ביקורת (n=44) | קבוצת התערבות (n=44) | ערך P |
| השלמה של מעקב מתוכנן, n (%) | 42 (95.5) | 41 (93.2) | 1 |
| היצמדות למריחה לפני השינה, % | לא רלוונטי | 86.7 ± 8.4 | לא רלוונטי |
| היצמדות לשאיפה במהלך סשן דיאליזה, % | לא רלוונטי | 83.4 ± 9.1 | לא רלוונטי |
| היצמדות מספקת ≥80%, n (%) | לא רלוונטי | 38 (86.4) | לא רלוונטי |
| כל תסמין לוואי מנוטר, n (%) | 3 (6.8) | 7 (15.9) | 0.186 |
| סחרחורת, n (%) | 0 (0.0) | 2 (4.5) | 0.494 |
| כאב ראש, n (%) | 1 (2.3) | 2 (4.5) | 1 |
| בחילה, n (%) | 1 (2.3) | 1 (2.3) | 1 |
| גירוי עורי מקומי, n (%) | 0 (0.0) | 2 (4.5) | 0.494 |
| אי-נוחות נשימתית סובייקטיבית, n (%) | 1 (2.3) | 0 (0.0) | 1 |
| תגובה אלרגית הדורשת הפסקה, n (%) | 0 (0.0) | 0 (0.0) | לא רלוונטי |
| אירוע לוואי חמור הקשור להתערבות, n (%) | 0 (0.0) | 0 (0.0) | לא רלוונטי |
טבלה 7: תוצאות השלמת מעקב, היענות ובטיחות. השלמת מעקב, היענות להתערבות וניטור תסמינים חריגים על ידי קבוצת המחקר. היענות הולמת הוגדרה כהשלמה של לפחות 80% מהפרוצדורות המתוכננות. ערכים מוצגים כממוצע ± סטיית תקן או n (%).
זמינות נתונים:
מערך הנתונים ברמת המשתתף ללא פרטים מזהים וחומרי המחקר התומכים שהופקו במהלך מחקר זה זמינים לציבור במאגר Figshare: https://doi.org/10.6084/m9.figshare.32578083.v1
דיון
מחקר מבוקר ואקראי במרכז בודד זה העריך התערבות ריחית משולבת, שהורכבה משאיפה של שמנים אתריים במהלך הפעגון, מריחה חיצונית עם עיסוי לפני השינה וחשיפה לילית לשקיק עשבי תיבולים סיני מסורתי, בקרב מטופלים העוברים המודיאליזה תחזוקתית. בהשוואה לטיפול שגרתי בלבד, קבוצת ההתערבות הראתה ציונים גלובליים נמוכים יותר ב-PSQI בדיווח עצמי במעקב, כאשר ההשוואה הראשונית בחודש השלישי העדיפה את קבוצת ההתערבות. גם ציוני HADS-A ירדו יותר בקבוצת ההתערבות במהלך אותה תקופת תצפית. יש לפרש ממצאים אלו כראיות ראשוניות מניסוי לשיפור באיכות השינה ובתסמיני חרדה בדיווח עצמי, ולא כהוכחה חלוטה ליעילות קלינית. פרשנות זהירה זו חשובה מכיוון שהפרעות שינה ותסמינים רגשיים בקרב מטופלי המודיאליזה הם רב-גורמיים ולעתים קרובות מושפעים מנטל הטיפול, אי-נוחות פיזית, חוסר ודאות, עייפות והפרעה חוזרת ונשנית של השגרה היומית14.
כיוון השינוי שנצפה עולה בקנה מידה רחב עם דיווחים קודמים המצביעים על כך שגישות של ארומתרפיה או הרפיה חושית עשויות להפחית תלונות סובייקטיביות על שינה או מצוקה רגשית במסגרות של מחלה כרונית וטיפול בדיאליזה15. הפרוטוקול הנוכחי שונה מהתערבויות רבות בעלות מודוס יחיד בכך שהוא מקשר בין שלושה מרכיבים בשני הקשרי טיפול: שאיפה במהלך הדיאליזה, יישום חיצוני באמצעות עיסוי לפני השינה, וחשיפה ממושכת לשקיקי שמנים ליד הכרית במהלך הלילה. עיצוב זה עשוי היה לתמוך בשימוש חוזר על ידי שילוב ההתערבות בשגרות הדיאליזה והשינה הקיימות. עם זאת, הניסוי לא תוכנן לבודד את ההשפעות העצמאיות של השאיפה, העיסוי או החשיפה לשקיקי הצמחים. לפיכך, ההבדלים שנצפו בין הקבוצות משקפים את הפרוטוקול המשולב כמכלול, ולא את היעילות של מרכיב בודד כלשהו.
מספר הסברים סבירים עשויים להסביר את השינויים שנצפו, אך אף אחד מהם לא נבחן באופן ישיר. גירוי חושרי עשוי להשפיע על עוררות, עיבוד רגשי ותגובות הקשורות להרפיה דרך נתיבים עצביים המקושרים לרגש ולבקרה אוטונומית16. היישום לפני השינה והעיסוי העדין עשויים היו להוסיף רמז להרפיה תחושתית והתנהגותית, בעוד שהשקיק עשוי היה לספק אות סביבתי חוזר הקשור להכנה לשינה. פרשנויות אלה נשארות בשלב יצירת ההשערות מכיוון שהמחקר לא כלל נקודות סיום פיזיולוגיות כגון אקטיגרפיה, פוליסומנוגרפיה, מדדים אוטונומיים, סממנים דלקתיים או הערכות נוירו-התנהגותיות. יש לראות את הקשר החקרני בין שינויים ברכיבי ה-PSQI לבין שינויים ב-HADS-A כראיה המבוססת על מתאם בלבד, ולא כאישור לכך ששיפור בתחום סימפטומים אחד גרם לשיפור בתחום השני.
הממצאים לגבי שיעורי התגובה מספקים תיאור של שיפור ברמת המטופל, מעבר להבדלים בציוני הממוצע. חלק גדול יותר מהמשתתפים בקבוצת ההתערבות עמדו בהגדרות התגובה שנקבעו מראש לשינה ולחרדה עד לחודש השלישי, ודפוס התגובה היה עקבי באופן כללי עם הערכות המודלים של השפעות מעורבות (mixed-effects). עם זאת, ניתוחי תגובה אלה היו משניים ולא הותאמו עבור ריבוי השוואות. באופן דומה, ניתוחי תתי-הקבוצות, הרשת והמסלול היו חקרים, עסקו בשכבות קטנות או במידול תיאורי, ואין להשתמש בהם כדי לטעון להשפעות דיפרנציאליות בין תתי-קבוצות של מטופלים. היעדר סימן לאינטראקציה ספציפית למגדר בניתוח תתי-הקבוצות מרמז כי הניסוי לא סיפק ראיות מספיקות להבדלים הקשורים למגדר בתגובה, אם כי גודל המדגם לא היה הולם להסקנה מובהקת מבוססת חלוקה למגדרים17.
המגבלות העיקריות קשורות לתכנון הניסוי, למדידת התוצאים ולהסמכת ההתערבות. המחקר נערך במרכז יחיד עם גודל מדגם צנוע, מה שעשוי להגביל את היכולת להכליל את הממצאים ליחידות דיאליזה, אוכלוסיות חולים ומערכות טיפול אחרות. סינוור של המשתתפים ושל נותני ההתערבות לא היה בר ביצוע בשל אופיו של הפרוטוקול המבוסס על ריח המיושם חיצונית, והיעדרה של ריח פלצבו או תנאי בקרת תשומת לב פירושו שלא ניתן לשלול השפעות ציפיות, הטיות ביצוע והטיות דיווח. הניסוי לא נרשם באופן פרוספקטיבי במאגר ציבורי, מה שמגביל את השקיפות החיצונית של התוצאים והניתוחים שהוגדרו מראש. התוצאים התבססו על כלי דיווח עצמי מתוקשפים ולא על מדדי שינה אובייקטיביים, ולכן התוצאות משקפות בעיקר את איכות השינה הנתפסת ואת נטל החרדה. אף על פי שהפרוטוקול תקנן את יחסי הרכיבים, העיתוי, המיקום, יומני ההיענות וניטור הבטיחות, מחקרים עתידיים צריכים לכמת באופן מעמיק יותר את עוצמת הריח, נאמנות החשיפה, עקביות הסדרות ואת התרומה היחסית של כל רכיב בהתערבות18.
בסיכומה, מחקר זה מצביע על כך שפרוטוקול הריחה מובנה המבוסס על שמנים אתריים ושקיקי צמחים עשוי להיות קשור לשיפור בתוצאות של שינה וחרדה בדיווח עצמי בקרב חולי המודיאליזה תחזוקתית, עם היצמדות מקובלת ותסמיני לוואי מנוטרים קלים ברובם תחת הליכי הסינון והניטור ששימשו בניסוי זה. הממצאים תומכים בהערכה נוספת של גישה משלימה זו בעלת עומס נמוך, אך אינם מבססים אותה כהתערבות המוכנה ליישום קליני. ניסויים אקראיים רב-מרכזיים בעתיד צריכים לכלול תנאי ביקורת דומים לפלצבו או ביקורת קשב, טיפול עיוור בתוצאות, מדדי שינה אובייקטיביים, מעקב ממושך יותר, בקרת ריבוי (multiplicity control) שהוגדרה מראש, ומבני מחקר רב-זרועיות שיכולים להפריד בין ההשפעות של שאיפה, עיסוי, חשיפה לשקיקים והשילוב ביניהם19.
גילויים
המחברים מצהירים כי אין להם ניגודי עניינים ואין להם מערכות יחסים פיננסיות רלוונטיות או קונפליקטים אישיים לגילוי.
תודות
המחברים מודים מכל לב למטופלים ולצוות הסיעות של מרכז hemodialysis על השתתפותם ותמיכתם במחקר זה. עבודה זו נתמכה על ידי פרויקט מדע וטכנולוגיה של רפואה סינית מסורתית ב-Jinhua של מחוז Zhejiang (2022KY56).
חומרים
| שם | חברה | מספר קטלוג | הערות |
|---|---|---|---|
| שורש Acorus tatarinowii | בית מרקחת של בית החולים, בית החולים לרפואה סינית מסורתית יונגקאנג (Yongkang Hospital of Traditional Chinese Medicine) | אין יישום מסחרי | רכיב לשקיק צמחי; 6 גרם לשקיק. מסופק כחומר רפואי מיובש באמצעות בית המרקחת של בית החולים. |
| פיפטה מכנית ניתנת לכיוון, 0.5–5 מ"ל | Eppendorf | 3123000071 | שימש למדידת שמן אתרי לבנדר, שמן אתרי ברגמוט ושמן קוקוס במהלך הכנת הסדרה. |
| טופס ניטור תופעות לוואי | מסמך שהופק מהמחקר | אין יישום מסחרי | משמש לתיעוד זמן ההופעה, משך הזמן, חומרה, קשר משוער להתערבות, ניהול ותוצאה של תסמינים במעקב. |
| צמח Agastache rugosa | בית המרקחת של בית החולים, בית החולים לרפואה סינית מסורתית יונגקאנג (Yongkang Hospital of Traditional Chinese Medicine) | אין יישום מסחרי | רכיב שקיק צמחים; 6 גרם לשקיק. סופק כחומר מרפא מיובש דרך בית המרקחת של בית החולים. |
| פרח ה-Albizia julibrissin | בית מרקחת של בית החולים, בית החולים לרפואה סינית מסורתית יונגקנג (Yongkang Hospital of Traditional Chinese Medicine) | אין יישום מסחרי | רכיב שקיק צמחים; 6 גרם לשקיק. סופק כחומר מרפא מיובש באמצעות בית המרקחת של בית החולים. |
| בקבוק טפטוף מזכוכית בעגונית, 10 מ"ל | Fisher Scientific או ספק מעבדה מקביל | 03-339-23D או מקבילו | שימש לחלוקת תמיסת שמן האתרי למשתתפים. נעשה שימוש בזכוכית בעגוון כדי להפחית את החשיפה לאור. |
| מאזנ precisión אנליטי, קיבולת של 220 גרם, רזולוציית קריאה של 0.001 גרם | OHAUS | PX223/E | משמש לשקילת חומרי צמחים מיובשים במהלך הכנת השקיקים. |
| שורש Angelica dahurica | בית המרקחת של בית החולים, בית החולים לרפואה סינית מסורתית של יונגקאנג (Yongkang Hospital of Traditional Chinese Medicine) | אין יישום מסחרי | מרכיב לשקיק צמחים; 6 גרם לשקיק. סופק כחומר רפואי מיובש באמצעות בית המרקחת של בית החולים. |
| עלה של *Artemisia argyi* | בית מרקחת של בית החולים, בית החולים לרפואה סינית מסורתית יונגקאנג (Yongkang Hospital of Traditional Chinese Medicine) | אין יישום מסחרי | רכיב שקיק צמחים; 30 גרם לשקיק. סופק כחומר רפואי מיובש דרך בית המרקחת של בית החולים. |
| שמן אתרי ברגמוט | Sigma-Aldrich / MilliporeSigma | W215309 | משמש כמרכיב הברגמוט של תכשיר השמן האתרי. יש לאחסן הרחק מאור ומחום לפני השימוש. |
| שקיק בד כותנה נושם, כ-8 ס"מ × 10 סמ | חומרי לימוד שהוכנו על ידי בית החולים | אין יישום מסחרי | שימש לאריזת תערובת הצמחים המיובשת. כל שקיק סומן בתאריכי ההכנה וההחלפה, והוחלף מדי 30 ימים. |
| טופס דיווח מקרה | מסמך שהופק מהמחקר | אין יישום מסחרי | משמש לתיעוד כשירות, נתונים דמוגרפיים, מידע על דיאליזה, תרופות נלוות, סטטוס מעקב ומידע על נסיגה מהמחקר. |
| מסקירה | בית המרקחת של בית החולים, בית החולים לרפואה סינית מסורתית יונגקאנג (Yongkang Hospital of Traditional Chinese Medicine) | אין יישום מסחרי | מרכיב שקיק צמחים; 6 גרם לשקיק. מסופק כחומר מרפא מיובש דרך בית המרקחת של בית החולים. |
| שמן קוקוס | Sigma-Aldrich / MilliporeSigma | C1758 | משמש כשמן נשא בהכנת השמן האתרי. |
| יומן מעקב יומי להישמעות להתערבות | מסמך שהופק מהמחקר | אין יישום מסחרי | משמש לתיעוד שאיפה במהלך סשני דיאליזה, יישום ומסאז' לפני השינה, שימוש בשקיות, החלפת שקיות ותחושות אי-נוחות. |
| סולם חרדה ודיכאון בבית חולים - תת-סולם חרדה | הערכת GL | טופס רישום/מדריך מורשה של HADS | שימש להערכת תסמיני חרדה בדיווח עצמי בנקודת הבסס ובמעקב. |
| IBM SPSS Statistics | IBM | גרסה 23.0 | משמש לסטטיסטיקה תיאורית, השוואות קו בסיס, מודלים של אפקטים מעורבים, ניתוחי מגיבים, ניתוחי רגישות והשלמה מרובה. |
| יומן חלוקת התערvויות | מסמך שהופק מהמחקר | אין יישום מסחרי | משמש לרישום תאריך הכנת השמן האתרי, מספר משתתף במחקר, תאריך חלוקה ותאריך החלפת השקיק. |
| שמן אתרי לבנדר | Sigma-Aldrich / MilliporeSigma | W262218 | שימש כמרכיב הלבנדרה בתמיסת השמן האתרי. ערבב עם שמן אתרי של ברגמוט ושמן קוקוס ביחס נפחי של 5:3:10. |
| ביקר זכוכית נמוך, 50 מ"ל | VWR / Avantor | 10754-946 | משמש לערבוב של תכשיר שמן אתרי בכמויות קטנות. |
| עשב הנענע | בית מרקחת של בית החולים, בית החולים לרפואה סינית מסורתית יונגקאנג (Yongkang) | אין יישום מסחרי | רכיב שקיק צמחים; 6 גרם לשקיק. מסופק כחומר רפואי מיובש באמצעות בית המרקחת של בית החולים. |
| מדד איכות השינה של פיטסבורג | מקור המכשיר המקורי: Buysse et al. | אין יישום מסחרי | שימש להערכת איכות השינה בדיווח עצמי בנקודת הבסיס, ביום ה-7, ביום ה-15, בחודש הראשון ובחודש השלישי. להעברת השאלון שימשה הגרסה הסינית המתוקתקת. |
| טבלת מספרים אקראיים | מסמך שהופק מהמחקר | אין יישום מסחרי | שימש ליצירת רצף הקצאה של 1:1 לפני הגיוס. |
| פרח הוורד | בית המרקחת של בית החולים, בית החולים לרפואה סינית מסורתית יונגקאנג (Yongkang Hospital of Traditional Chinese Medicine) | אין יישום מסחרי | רכיב לשקיק צמחים; 6 גרם לשקיק. מסופק כחומר רפואי מיובש דרך בית המרקחת של בית החולים. |
| מעטפות אטומות ועמומות הממוספרות ברצף | חומרים שהופקו במהלך המחקר | אין יישום מסחרי | שימש להסתרת הקצאה. המעטפות נפתחו רק לאחר אישור כשירות והערכה בנקודת הבסס. |
| ספוג גזה סטרילי לא רשום, 2 × 2 אינץ' | Fisherbrand / Fisher Scientific | 22-028-559 | משמש כרפידת נשיאה לשאיפת שמנים אתריים במהלך מפגש דיאליזה. שתי טיפות של תמיסת שמן אתרי הוכנסו לרפידה. |
| בקרת מנתה של טחנת צינורות | IKA | 4180001 | משמש לעיבוד חומרי צמחים מיובשים לאבקה גסה לפני אריזה בשקיקים. |
מקורות
- Kose S, Mohamed NA. The interplay of anxiety, depression, sleep quality, and socioeconomic factors in Somali hemodialysis patients. Brain Sci. 2024;14(2):144.
- Wang G, Yi X, Fan H, Cheng H. Anxiety and sleep quality in patients receiving maintenance hemodialysis: multiple mediating roles of hope and family function. Sci Rep. 2024;14:15073.
- Chu G, Matricciani L, Russo S, Viecelli AK, Jesudason S, Bennett P, et al. Sleep disturbances in adults with chronic kidney disease: an umbrella review. J Nephrol. 2025;38(2):353-69.
- Lyons OD. Sleep disorders in chronic kidney disease. Nat Rev Nephrol. 2024;20(10):690-700.
- Pasyar N, Aghababaei M, Rambod M, Zarshenas MM. The effectiveness of Melissa officinalis L. essential oil inhalation on anxiety and symptom burden of hemodialysis patients: a randomized trial study. BMC Complement Med Ther. 2025;25(1):103.
- Beerappa H, Gt K, Chandrababu R. The effects of inhalational lavender essential oil aromatherapy on sleep quality in hemodialysis patients: a before-and-after-intervention trial. Holist Nurs Pract. 2023;37(6):356-62.
- Vafaee S, Shorofi SA, Kamali M, Asgarirad H, Mousavinasab SN, et al. The effect of topical application of lavender lipogel on sleep quality and well-being in patients undergoing maintenance hemodialysis: a randomized clinical trial. Jundishapur J Chronic Dis Care. 2023;12(4):e138628.
- Liu Y, Dong Y, Wang X, Huang Y, Wu F, Xia F, et al. Effects of lavender essential oil inhalation aromatherapy on postoperative sleep quality in patients with intracranial tumors: a randomized controlled trial. Front Pharmacol. 2025;16:1584998.
- Akkaya A, Koçaslı SK, Akın MA. The effects of inhalation aromatherapy on pain, anxiety, and sleep quality in burn patients: a randomized controlled study. Burns. 2024;50(9):107271.
- World Medical Association. World Medical Association Declaration of Helsinki: ethical principles for medical research involving human subjects. JAMA. 2013;310(20):2191-4.
- Schulz KF, Altman DG, Moher D, et al. CONSORT 2010 statement: updated guidelines for reporting parallel group randomised trials. BMJ. 2010;340:c332.
- Buysse DJ, Reynolds CF, Monk TH, et al. The Pittsburgh Sleep Quality Index: a new instrument for psychiatric practice and research. Psychiatry Res. 1989;28(2):193-213.
- Zigmond AS, Snaith RP. The Hospital Anxiety and Depression Scale. Acta Psychiatr Scand. 1983;67(6):361-70.
- Al Naamani Z, Gormley K, Noble H, Santin O, Al Maqbali M. Fatigue, anxiety, depression and sleep quality in patients undergoing haemodialysis. BMC Nephrol. 2021;22(1):157.
- Firooz M, Mahmoodi Shan GR, Jouybari L, Yazdi K, Osuji J. Effect of lavender aromatherapy on anxiety and fatigue in hemodialysis patients: a systematic review and meta-analysis. Iran J Public Health. 2024;53(3):539-52.
- Muz G, Taşcı S. Effect of aromatherapy via inhalation on the sleep quality and fatigue level in people undergoing hemodialysis. Appl Nurs Res. 2017;37:28-35.
- Du Z, Chu T, Dai F, Mao H, Zhao J. Correlation analysis of anxiety, depression, and sleep quality in end-stage renal disease patients undergoing maintenance hemodialysis. Medicine (Baltimore). 2025;104(42):e44433.
- Ali B, Al-Wabel NA, Shams S, Ahamad A, Khan SA, Anwar F. Essential oils used in aromatherapy: a systemic review. Asian Pac J Trop Biomed. 2015;5(8):601-11.
- Rajabi R, Akhlaghi F, Asadi N, Zamani Babgohari F, Arabpoor F. The effect of foot reflexology massage on fatigue and sleep quality in hemodialysis patients. SAGE Open Nurs. 2025;11:23779608251364099.