Badanie to zostało przeprowadzone zgodnie z Deklaracją Helsińską i zatwierdzone przez Komisję Etyczną Uniwersytetu Jiaotong w Xi'an (nr zatwierdzenia: 2016106). Wszyscy uczestnicy podpisali świadomą zgodę przed rozpoczęciem udziału w procedurach badawczych. Zgodnie z protokołem zatwierdzonym przez komisję etyczną, przewidziano dwutygodniowy okres przerwy, aby zminimalizować zakłócający efekt wcześniejszego stosowania leków.
Projekt i miejsce studia
Było to prospektywne, samokontrolowane badanie przeprowadzone w hrabstwach Yongshou i Linyou w prowincji Shaanxi, gdzie zgłaszany wskaźnik rozpowszechnienia KBD należy do najwyższych w Chinach20, mające na celu ocenę skuteczności i bezpieczeństwa wstrzyknięcia hialuronianu sodu wewnątrzstawowego w leczeniu zachorowania kostki KBD od października 2019 do października 2020 roku. Rysunek 1 przedstawia schematyczny schemat projektu badania.
Obliczanie wielkości próby
Wielkość próby została określona przez a priori analizę mocy za pomocą G*Power (wersja 3.1.9.7). Obliczenia te opierały się na ustalonej minimalnej różnicy klinicznie istotnej (MCID) wynoszącej 1,0 punktu dla Skali Numerycznej Oceny Bólu (NRS) w schorzeniach mięśniowo-szkieletowych21. Biorąc pod uwagę nasz projekt badań przedtestowych i po-testowych, wybrano dwustronny test t-t z parowanymi próbami jako główny model statystyczny. Do analizy mocy ustawiliśmy poziom alfa (α) na 0,05, co oznacza 5% ryzyko błędu typu I (fałszywy alarm). Aby zapewnić wysokie prawdopodobieństwo wykrycia prawdziwego efektu, jeśli taki istnieje, moc statystyczna została ustawiona na 90% (1-β = 0,90), co sugeruje 10% ryzyko błędu typu II (fałszywie negatywny). Do obliczeń użyto średniego rozmiaru efektu ( d Cohena = 0,5), co jest szacunkiem zgodnym z konwencjonalnymi standardami badań klinicznych oraz przewidywaną skalą zmiany intensywności bólu. Na podstawie tych parametrów analiza dała wymaganą minimalną wielkość próby 45 uczestników.
Aby zaradzić potencjalnym niepowodzeniom w testach i odejściu uczestników, wyznaczono początkową grupę. Na podstawie podobnych badań u pacjentów z KBD przewidywano około 25% wskaźnika niepowodzenia przesiewowego (czyli osoby nie spełniające kryteriów kwalifikacyjnych podczas początkowej oceny)3. Ponadto, biorąc pod uwagę niewygodny transport w regionie, w którym przeprowadzono to badanie, co może prowadzić do dodatkowej utraty uczestników podczas procedury i fazy obserwacji, chcieliśmy przesiewać większą liczbę osób. Aby zapewnić wystarczającą wielkość końcowej próby pomimo tych czynników, w badaniu przeprowadzono przesiew początkowej kohorty 131 osób. To skutecznie uwzględniało zarówno przewidywane niepowodzenia w testach, jak i późniejsze odejście, zapewniając, że ostateczna liczba uczestników spełni wymagania statystyczne. Po zakończeniu wszystkich procedur przesiewowych, interwencji i obserwacji, do analizy pomyślnie włączono końcową kohortę 79 uczestników. Ta ostateczna próbka znacznie przekroczyła minimalne wymagania 90% mocy.
Procedury przesiewowe i diagnostyczne uczestników
Kompleksowe badania obejmowały szczegółową historię medyczną, badanie fizykalne oraz zdjęcia rentgenowskie rąk i kostek. Diagnozę KBD potwierdzili dwaj wybitni ortopedzy z lokalnego szpitala na podstawie cech klinicznych i radiologicznych zgodnie z krajowymi standardami diagnostycznymi WS/T 207-2010, wydanymi przez Narodową Komisję Zdrowia Chińskiej Republiki Ludowej22 (http://www.nhc.gov.cn/wjw/s9500/201006/47920.shtml).
Zgodnie z tymi kryteriami diagnostycznymi KBD klasyfikuje się na trzy etapy (I, II i III), z rosnącym stopniem nasilenia. W stadium I wystąpiło powiększenie stawów palców, artrralgia w stawach kolanowych i skokowych oraz nieprawidłowe objawy rentgenowskie, czyli zmiana metafizyjna w paliczku. W stadium II obecne były skrócenie palców, objawy kliniczne podobne do stadium I oraz cięższy objaw rentgenowski niż w stadium I. W stadium III występowały spowolnienie wzrostu lub karłowatostwie, objawy kliniczne podobne do etapów I i II oraz objawy rentgenowskie nasilające się od stadium II. Dlatego ta klasyfikacja pomaga określić poziom ciężkości choroby do celów terapeutycznych.
Kryteria włączenia i wykluczenia
Kryteria włączenia: Osoby były przyjmowane, jeśli spełniały wszystkie następujące kryteria: (1) kliniczna i radiologiczna diagnoza KBD na podstawie krajowego standardu diagnostycznego (WS/T 207-2010)22; (2) wieku ≥ 18 lat; (3) objawy przewlekłego bólu kostki przez > 3 miesiące z radiologicznymi dowodami na użycie kostki; oraz (4) bazowy wynik bólu ≥ 4 w NRS (0-10 punktów).
Kryteria wykluczenia były następujące: (1) zapalne artropatie, takie jak reumatoidalne zapalenie stawów (RZS) i dna moczanowa; (2) w przypadku wstrzyknięcia kortykosteroidów lub hialuronianu sodu wewnątrzstawowego w celu celu stawu w kostce docelowej w ciągu 6 miesięcy; (3) znana alergia na preparaty hialuronatu; (4) infekcja skóry lub choroby skóry w miejscu inkcji; (5) zaburzenia krwawienia lub ciężkie współistniejące choroby ogólnoustrojowe, które mogą zakłócać wyniki lub stanowić zagrożenie dla pacjenta.
Protokół interwencji
Przed pierwszym zabiegiem dla wszystkich uprawnionych pacjentów z KBD kostki wprowadzono dwutygodniowy okres wypłukania, aby wyeliminować potencjalne zakłócające skutki poprzednich leków. Wszystkie zabiegi przeprowadzał doświadczony ortopeda w surowych warunkach aseptycznych. Pacjenci byli umieszczani na plecach z wyprostowaną kończyną dolną. Kostka była umieszczona na krawędzi łóżka badań, aby stopa mogła swobodnie zwisać w lekkim zgięciu podeszwowym (około 30°), co rozpraszało przestrzeń stawową i ułatwiało wkłucie igły.
Rutynową dezynfekcję przeprowadzał chirurg noszący maskę, czapkę i sterylne rękawiczki. Zastosowano chirurgiczną zasłonę, aby utworzyć pole sterylne, a skórę na przedprzyśrodkowej stronie kostki (zdezynfekowany obszar ≥ 10 cm) przygotowywano z jodoforem lub 75% alkoholem. Cel zastrzyku został zidentyfikowany przez wypalpowanie "miękkiego punktu" między ścięgnem piszczelowym przednim a młątkiem przyśrodkowym. Konkretnie, punkt wbicia igły znajdował się przyśrodkowo od ścięgna piszczelowego przedniego, około 1,5 cm od końcówki głowicy przyśrodkowej, omijając żyłę odpiszczelową i nerw odpiszczelowy. Znieczulenie miejscowe uzyskano przez infiltrację miejsca około 1 mL lidokainy o 1% w celu stworzenia podskórnej pęczlizny.
Igła o grubości 22 była wprowadzana pod kątem 30° względem płaszczyzny strzałkowej, skierowana tylowo-bocznie i przesuwana na głębokość 1,5-2,0 cm, aż utrata oporu wskazywała na wejście torebki. Umieszczenie wewnątrzstawowego potwierdzono poprzez zasysanie płynu maziowego lub brak oporu podczas wstrzyknięcia soli fizjologicznej. Wszelkie istniejące wysięki zostały całkowicie zasysane. Następnie powoli podano hialuronian sodu (2 mL; 20 mg); jeśli napotykano opór, głębokość lub kąt igły był regulowany bez wymuszania płynu. Po wstrzyknięciu przez 3 minuty na miejsce wywierano nacisk, a następnie nałożono sterylny opatrunek.
Procedura leczenia polegała na jednym zastrzyku tygodniowo przez trzy kolejne tygodnie. Pacjentom zalecono odpoczynek na dotkniętej kostce przez 24-48 godzin po podaniu iniekcji, unikanie obciążania lub wysiłku przez 3 dni oraz monitorowanie oznak miejscowego zakażenia. W okresie 3-miesięcznej obserwacji zakazano stosowania przeciwzapalnych środków przeciwbólowych lub innych metod leczenia. Wyniki kliniczne oceniano za pomocą Skali Grading Chronic Pain Scale (GCPS)23, Indeksu Dysfunkcji Stawów (JDI)24 oraz trzypoziomowego pięciowymiarowego kwestionariusza EuroQol (EQ-5D-3L)25 na początku (przed pierwszym zastrzykiem), w tygodniu 4 (tydzień po trzecim zastrzyku) oraz w miesiącu 12 (12 miesięcy po pierwszym zastrzyku).
Miary wyników
Ocena intensywności bólu
GCPS jest szeroko stosowany do pomiaru zarówno intensywności bólu, jak i powiązanej niepełnosprawności w przewlekłych stanach układu mięśniowo-szkieletowego23,26. Zawiera 7 pozycji: 3 za intensywność bólu (obecny, najgorszy, średni ból w ostatnim miesiącu) oraz 3 za zakłócenia funkcjonalne (w codziennych, społecznych aktywnościach i zdolnościach do pracy), wszystkie oceniane na poziomie NRS 0-10 (0 = brak bólu/zakłóceń; 10 = najgorszy ból/niemożność wykonywania aktywności). W tym badaniu użyto tylko 3 elementów o intensywności bólu. Ich średni wynik mnożył się przez 10, aby uzyskać Charakterystyczny Ból Intensywności 0-100 (wyższe wyniki = silniejszy ból)27. Chińska wersja GCPS ma dobre właściwości psychometryczne: α Cronbacha wynosi 0,68 dla Skali Intensywności Charakterystycznego Bólu i 0,87 dla Skali Niepełnosprawności28.
Ocena skuteczności terapeutycznej w KBD
JDI, narzędzie do pomiaru skuteczności terapeutycznej u pacjentów z KBD, zostało udokumentowane w 2011 roku w publikacji "Assessment for Therapeutic Effectiveness on Kashin-Beck Disease (WS/T 79-2011)" wydanej przez Narodową Komisję Zdrowia Chińskiej Republiki Ludowej (https://www.nhc.gov.cn/wjw/s9500/201112/53525.shtml)24. JDI składa się z pięciu elementów: Q1 (nocna odpoczynkowa artralgia), Q2 (stawy podczas chodzenia), Q3 (poranna sztywność), Q4 (maksymalny dystans spaceru) oraz Q5 (aktywności kończyn dolnych). Każdy przedmiot jest oceniany w skali od 0 do 2, co daje łączny wynik od 0 do 10. JDI oblicza się jako sumę poszczególnych punktów pozycji, zwaną sumą indeksu dysfunkcji stawów (SJDI): SJDI = Q1 + Q2 + Q3 + Q4 + Q5. Indeks wykazuje dobre właściwości psychometryczne u pacjentów z KBD, z współczynnikiem alfa Cronbacha wynoszącym 0,68929, co wskazuje na akceptowalną spójność wewnętrzną i wiarygodność w zastosowaniach klinicznych i badawczych.
Ocena jakości życia
Jakość życia oceniano za pomocą EQ-5D-3L25,30. Ocenia pięć wymiarów zdrowia (mobilność, dbanie o siebie, codzienne czynności, ból/dyskomfort, lęk/depresja), z których każdy oceniany jest na skali 3 poziomów (brak/pewne/ekstremalne problemy), oraz skalę analogową wzroku od 0 do 100 (VAS: 0 = najgorsze, 100 = najlepsze zdrowie)31. Wartości użyteczności zostały obliczone na podstawie chińskiego zestawu EQ-5D-3L (2018) Zhuo i in. (2018) (ogólnokrajowa próba reprezentatywna), z wartościami indeksowymi 0,170-1,000 (wyższy = lepszy stan zdrowia; 1,000 = pełny stan zdrowia)32. Uproszczony chiński EQ-5D-3L w tym badaniu pochodzi z wcześniejszych badań naszej grupy badawczej. Co ważne, właściwości psychometryczne tej konkretnej wersji zostały rygorystycznie zweryfikowane u pacjentów z KBD, co wykazało satysfakcjonującą wiarygodność i wiarygodność. Konkretnie, wykazywał umiarkowane korelacje z domeną fizyczną WHOQOL-BREF (r = 0,339-0,475) i skutecznie rozróżniał pacjentów o różnym stopniu ciężkości choroby33. W porozumieniu z EuroQol Research Foundation użyto go jako "suboptymalnej wersji" (ID rejestracyjne: 168217), która nie została dostarczona przez Fundację.
Działania niepożądane (AE)
Między 24 a 48 godzinami po każdym zastrzyku pielęgniarki badawcze przeprowadzały telefoniczne wizyty kontrolne, aby udokumentować reakcje w miejscu wstrzyku (ból, obrzęk, prymiozy, świąd) oraz reakcje ogólnoustrojowe (wysypka, gorączka). Nasilenie AE oceniano według kryteriów oceny nasilenia zdarzeń niepożądanych: łagodne (bez wpływu na codzienne czynności), umiarkowane (częściowy wpływ na aktywność) oraz ciężkie (niemożność wykonywania czynności)34. W przypadku łagodnych niepożądanych objawów (np. lekkiego obrzęku) pacjentom zalecono stosowanie miejscowych zimnych okładów (15 minut na sesję, 3 razy dziennie). W przypadku umiarkowanych lub ciężkich przypadków niedogodnych (np. utrzymujący się obrzęk trwający > 3 dni, gorączka > 38,5 °C) pacjenci byli natychmiast planowani na wizytę ambulatoryjną. W razie potrzeby podawano leczenie przeciwinfekcyjne lub przeciwalergiczne. Wszystkie niekorzystne zdarzenia zostały zarejestrowane w formularzu rejestru niepożądanych zdarzeń i niezwłocznie zgłaszane do Komisji Etyki.
Ogólne efekty leczenia i satysfakcja pacjentów
Podczas ostatniej kontroli zadanie uczestnikom badania zadano dwa pytania, aby ocenić skuteczność leczenia i satysfakcję z terapii. W ocenie skuteczności leczenia pytanie brzmiało: "Jak skuteczne uważasz leczenie swojej choroby?", a opcje odpowiedzi podzielono na: skuteczne, częściowo skuteczne i nieskuteczne. W ocenie satysfakcji z leczenia pytanie brzmiało: "Jak bardzo jesteś zadowolony z otrzymanego leczenia swojej choroby?" Pacjenci odpowiadali, wskazując jedno z następujących słów: "Bardzo zadowolony", "Zadowolony", "Neutralny", "Niezadowolony" oraz "Bardzo niezadowolony."
Analiza statystyczna
Analizy przeprowadzano za pomocą oprogramowania SPSS (wersja 26.0). Do podsumowania cech bazowych użyto statystyk opisowych (średnia ± odchylenie standardowe dla zmiennych ciągłych, częstotliwość i procent dla zmiennych kategorycznych). Rozmiar efektu ( d. Cohena) klasyfikuje się na mały (d = 0,2), średni (d = 0,5) i duży (d ≥ 0,8)35. Wartość p-dwustronna < 0,05 została uznana za statystycznie istotną dla wszystkich analiz.
Do analizy podłużnych zmian w wynikach pierwotnych (GCPS) i wtórnych (JDI, EQ-5D-3L) zastosowano uogólnione równania szacowania (GEE)36. To podejście wybrano ze względu na jego odporność na przetwarzanie skorelowanych danych z powtarzanych pomiarów. Dla każdego wskaźnika wyników skonstruowano osobny model GEE z oceną jako zmienną zależną, uwzględniając czas (punkt wyjściowy, 4-tygodniowy i 12-miesięczny) jako czynnik wewnątrz osoby oraz etap KBD (I, II, III) jako czynnik między-badany. Głównym celem był efekt interakcji czas-po-etap, aby ocenić, czy trajektoria poprawy różni się między etapami KBD. Przeprowadzono analizy czułości, aby określić optymalną strukturę korelacji roboczej dla każdego wyniku, porównując macierze niezależne, wymienne, AR (1) i nieustrukturyzowane. Na podstawie najniższej quasi-prawdopodobieństwa według Independence Model Criterion (QIC) zastosowano wymienną strukturę korelacji roboczej dla wszystkich miar wyników (GCPS, JDI i EQ-5D-3L), ponieważ zapewniała najlepsze dopasowanie i stabilność modelu. W przypadkach, gdy ogólny efekt modelu lub interakcji był istotny, przeprowadzono pośrednie porównania parowe po próbie korekty Bonferroniego w celu identyfikacji istotnych różnic między konkretnymi punktami czasowymi w każdym etapie. Na koniec skonstruowano wielowymiarowe modele GEE, aby dostosować się do potencjalnych czynników zakłócających. Współwariaty, w tym wiek, płeć, wskaźnik masy ciała (BMI), poziom wykształcenia i stan cywilny, zostały uwzględnione jako główne efekty. Interakcje między tymi kowarianami a czasem były testowane w analizach wstępnych, ale zostały wykluczone z końcowych modeli z powodu braku istotności statystycznej, co zoptymalizowało moc statystyczną.
Jak szczegółowo przedstawiono na diagramie blokowym pacjentów (Rysunek 1), łącznie 24 pacjentów zrezygnowało lub zostało utraconych na obserwacji po początkowym zapisaniu 103 uprawnionych uczestników. W konsekwencji analiza statystyczna została ograniczona do 79 pacjentów, którzy przeszli pełne leczenie oraz wszystkie oceny kontrolne (analiza kompletnego przypadku). Uczestnicy z niekompletnymi danymi wynikami pierwotnymi zostali wykluczeni i nie przeprowadzono imputacji danych. Aby przeciwdziałać potencjalnym błędom wynikającym z tego zaniku, wykorzystaliśmy GEE z odpornymi błędami standardowymi (estymator Huber-White sandwich). Metoda ta zapewnia spójne oszacowania parametrów i prawidłowe wnioskowania statystyczne, nawet jeśli struktura korelacji jest błędnie określona z powodu wykluczenia brakujących danych.