Järjestelmällinen katsaus ja meta-analyysi «Cusack K, Jonas DE, Forneris CA ym. Psychological ...»1 laadittiin, koska koettiin tarve päivittää ajankohtaiset traumaperäisen stressihäiriön suositukset ja ohjeistukset. Erityistä huomiota kiinnitettiin altistusterapioiden ja muiden kognitiivisten terapioiden tehokkuuden vertaamiseen, EMDR-menetelmän tehokkuuden arvioimiseen ja hoitomuotojen mahdollisten negatiivisten vaikutusten kokoamiseen.
Sisäänottokriteerit
Sisäänottokriteerit täyttävän tutkimuksen oli kestettävä vähintään 4 viikkoa ja oltava satunnaistettu kontrollitutkimus (RCT), johon osallistujat olivat valikoituneet DSM:n traumaperäisen stressihäiriön diagnoosin perusteella. Lisäksi tutkimuksissa oli oltava vähintään 4 viikon seuranta-aika. Tuloksellisuutta oli myös arvioitava joko traumaperäisen stressihäiriön oireiden perusteella, oireiden remissiolla, traumaperäisen stressihäiriön diagnoosin poistumisella, elämänlaadun tai toimintakyvyn muutoksena, työkyvyn palautumisena tai negatiivisilla elämänkokemuksilla.
Katsaukseen sisällytettiin seuraavat terapiamuodot:
Katsauksessa käytettiin käsitettä CBT-mixed viittaamaan hoitomuotoihin, jotka käyttävät elementtejä kognitiivisesta käyttäytymisterapiasta, mutta jotka eivät kuitenkaan ole aiemmin mainittujen mallien mukaisia.
Tutkimusasetelma
Systemaattiset haut tehtiin tietokannoista MEDLINE, the Cochrane Library, the PILOTS database, CINAHL, PsycINFO, EMBASE, Web of Science ja International Pharmaceutical Abstracts. Hakuja täydennettiin tarkistamalla identifioitujen tutkimusten ja katsausartikkelien viitteet. Lisäksi tehtiin hakuja julkaisemattomista tutkimuksista tietokannoista ClinicalTrials.gov, the Web site for the Food and Drug Administration ja the World Health Organization's International Clinical Trials Registry Platform. Haut suoritettiin aikavälillä 1.1.1980–20.5.2014.
Mahdollisesti soveltuvat tutkimukset tarkistettiin otsikkotasolla, jonka jälkeen koko tekstit luettiin. Tämän jälkeen tutkimuksista koodattiin PICOS-tiedot. Tutkimusten mahdollista vääristymää arvioitiin AHRQ Methods Guide for Comparative Effectiveness -kriteereillä.
Jos tutkimukset arvioitiin riittävän samankaltaisiksi, laskettiin jatkuvien muuttujien osalta koe- ja kontrolliryhmän painotettu keskiarvojen ero (WMD) tai standardoitu keskiarvoero (SMD) ja Cohenin d. Binaarimuuttujien osalta laskettiin riskierot (RD) ja tarvittavien hoidettavien lukumäärä (numbers needed to treat, NNT), jos yhdistetyt riskierot olivat tilastollisesti merkitseviä. Khin neliö ja I2 laskettiin tutkimusten heterogeenisyyden arvioimiseksi. Tarvittaessa laadullinen tieto analysoitiin ja yhdistettiin. Näytön aste arvioitiin Evidence-based Practice Center Program -kriteerien mukaan korkeaksi, keskinkertaiseksi, heikoksi tai riittämättömäksi.
Tulokset
3 454 tutkimuksesta 64 valikoitui katsaukseen. Valikoiduissa tutkimuksissa otoskoko vaihteli 10:stä 563:een ja tutkimusaika vaihteli 4 viikosta 2 vuoteen. 4 tutkimuksessa arvioitiin myös lääkehoitoa.
Psykoterapiat verrattuna vähäiseen hoitoon
Näihin vertailuihin sisällytettiin tutkimukset, joissa kontrolliryhmänä toimi odotuslista ja tavallinen hoito (treatment as usual). Muiden kognitiivisten terapioiden osalta traumaperäisen stressihäiriön oireet vähenivät merkittävästi enemmän verrattuna vähäiseen hoitoon (SMD -1,33; 95 % luottamusväli -1,99 – -0,6; 4 tutkimusta; N = 282). Myös traumaperäisen stressihäiriön diagnoosi väistyi todennäköisemmin hoidon myötä (RD 0,56; 95 % luottamusväli 0,32–0,79; NNT 2; 3 tutkimusta; N = 221). CBT-hoidoissa ilman altistusosuutta traumaperäisen stressihäiriön oireet vähenivät merkittävästi enemmän verrattuna vähäiseen hoitoon (SMD -1,09; 95 % luottamusväli -1,4 – -0,78; 14 tutkimusta; N = 825 ja WMD -31,1; 95 % luottamusväli -42,6 – -19,6; 8 tutkimusta; N = 476). Myös traumaperäisen stressihäiriö diagnoosi väistyi todennäköisemmin hoidon myötä (RD 0,26; 95 % luottamusväli 0,11–0,41; NNT 4; 6 tutkimusta; N = 290).
EMDR-hoidoissa traumaperäisen stressihäiriön oireet vähenivät merkittävästi enemmän verrattuna vähäiseen hoitoon (SMD -1,08; 95 % luottamusväli -1,83 – -0,33; 4 tutkimusta; N = 117). Myös traumaperäisen stressihäiriö diagnoosi väistyi todennäköisemmin hoidon myötä (RD 0,64; 95 % luottamusväli 0,46–0,81; NNT 2; 3 tutkimusta; N = 95).
NET-hoidoissa traumaperäisen stressihäiriön oireet vähenivät merkittävästi enemmän verrattuna vähäiseen hoitoon (SMD -1,25; 95 % luottamusväli -1,92 – -0,58; 3 tutkimusta; N = 227 ja WMD -10,2; 95 % luottamusväli -13,1 – -7,4; 3 tutkimusta; N = 227). Myös traumaperäisen stressihäiriön diagnoosi väistyi todennäköisemmin hoidon myötä (RD 0,15; 95 % luottamusväli 0,01–0,30; 3 tutkimusta; N = 227).
Psykoterapiat verrattuna muihin hoitomuotoihin
Suurimmalta osin näyttö oli riittämätöntä suorissa vertailuissa kertomaan psykoterapioiden tehokkuudesta verrattuna toisiin psykoterapioihin. Altistusterapiassa oli kuitenkin todennäköisempää kuin rentoutumisessa, että traumaperäisen stressihäiriön diagnoosi väistyi (RD 0,31; 95 % luottamusväli 0,04–0,58; 2 tutkimusta, N = 85). Kognitiivisissa terapioissa ja altistusterapioissa oli yhtä todennäköistä, että traumaperäisen stressihäiriön diagnoosi väistyi (RD -0,01; 95 % luottamusväli -0,17–0,14; 3 tutkimusta, N = 259).
Järjestelmällisen katsauksen ja meta-regressioanalyysin «Lely JCG, Smid GE, Jongedijk RA ym. The effectiven...»2 tarkoituksena oli arvioida narratiivisen altistusterapian (NET) tuloksellisuutta sekä näytön astetta aikuisilla traumaperäisen stressihäiriön hoidossa.
Sisäänottokriteerit
Tarkastelun kohteeksi hyväksyttiin tutkimukset, jotka täyttivät seuraavat kriteerit:
1) olivat satunnaistettuja kontrollitutkimuksia (RCT)
2) niissä verrattiin NET- tai NET-R- (lyhennetty NET) interventioita verrokkeihin, jotka olivat joko traumafokusoituja (TF) tai sitten ei (ei-TF)
3) tutkimuksissa oli käytössä vähintään 1 kvantitatiivinen traumaperäisen stressihäiriön mittari, jota käytettiin ennen ja jälkeen hoidon ja
4) intent-to-treat-analyysit oli tehty.
Tutkimusasetelma
Kirjallisuushaku seurasi Meta-Analysis Reporting Standards (MARS) ohjeistuksia, ja hakuihin käytettiin OvidSP-ohjelmistoa. Haut suoritettiin tietokannoista ACP Journal Club, Cochrane Central Register of Controlled Trials, Cochrane Database Syst Rev, Cochrane Methodology Register, Database of Abstracts of Reviews of Effects, Health Technology Assessment, National Health Service Economic Evaluation Database, Ovid MEDLINE(R),Ovid MEDLINE(R) in-Process, Ovid MEDLINE(R) Daily Update, PsycINFO ja Published International Literature On Traumatic Stress (PILOTS). Hakuihin otettiin tutkimuksia, jotka oli julkaistu aikavälillä 1. tammikuuta 2004 – 30 huhtikuuta 2018. Ensimmäinen NET-tutkimus julkaistiin vuonna 2004. Mahdolliset muut tutkimukset tunnistettiin tarkistamalla viitteet.
NET-hoitomuodot koodattiin joko NET- tai NET-R- ja verrokkiryhmät joko TF tai ei-TF. Jos tutkimuksissa oli käytetty useampaa verrokkiryhmää, aktiivisin verrokki valittiin. 2 tutkijaa arvioi riippumattomasti kaikkien tutkimusten osalta mahdollisen julkaisuharhan Cochrane Collaboration's tool for assessing risk of bias -työkalulla, ja erimielisyydet ratkaistiin 3. tutkijan avulla.
Hoidonjälkeiset ja viimeisen seurannan kohdalla olevat Hedgesin g -efektikoot laskettiin sekä ryhmien sisällä että ryhmiä vertaillen. Keskeyttäneiden määrä raportoitiin prosenttiosuuksina. Heterogeenisyyden arvioimiseksi laskettiin Cochrane's Q. Lisäksi tehtiin useita regressioanalyysejä mahdollisten moderaattoreiden tunnistamiseksi. Kaikkien moderaattoreiden selitysosuus varianssista laskettiin R2:n avulla.
Tulokset
182 tutkimusta löytyi kirjallisuushaussa, näistä 16 satunnaistettua kontrollitutkimusta valikoitui katsaukseen. Ensimmäinen haku tehtiin heinäkuussa 2015, viimeinen hakujen päivitys tehtiin syyskuussa 2018.
1 tutkimuksessa oli 2 verrokkiryhmää, muissa 1. Osallistujien määrä vaihteli tutkimusten välillä (5–111; yhteensä N = 947). 443 osallistui NET-interventioon, 294 aktiiviseen kontrolliin ja 210 inaktiiviseen kontrolliin. 18,06 % osallistujista olivat nuoria, muut aikuisia. Noin puolet oli naisia (48,15 %). Osallistujien keskimääräinen ikä vaihteli tutkimusten välillä (17,5–68,9 vuotta). 11 tutkimuksessa osallistujat olivat pakolaisia tai muita siirtolaisia (N = 783). 5 tutkimusta oli tehty matalan tulotason maissa (N = 507). 6 tutkimuksessa osallistujat olivat pakolaisia tai turvapaikanhakijoita länsimaissa (N = 276). Näissä tutkimuksissa osallistujilla oli runsaasti potentiaalisesti traumaattisia kokemuksia, vaihdellen tutkimusten välillä keskimäärin 6,82 (SD = 2,09) - 19,85 (SD = 6,4) asti. 5 tutkimuksessa osallistujat eivät olleet pakolaisia (N = 164).
Keskimääräinen hoitokertojen määrä oli 6,47 (SD = 3,17, vaihteluväli 3–12), ja keskimääräinen istuntojen pituus oli 97 minuuttia (SD = 17,68, vaihteluväli 75–135). Inaktiiviset verrokit olivat odotuslista-kontrolliryhmiä, 9 tutkimusta. Aktiiviset verrokit olivat TF 2 tutkimuksessa ja muissa 6 tutkimuksessa, ja kontrolliryhmälle tarjottiin erilaisia psykososiaalisia interventioita.
Traumaperäisen stressihäiriön oireet mitattiin hoidon jälkeen 2–26 viikon päästä (M = 9,55, SD = 8,26). Viimeinen seurantamittaus suoritettiin 9–52 viikon päästä (M = 35,57, SD = 17,38). Keskeyttäneiden määrä vaihteli NET-hoidossa 0–25,49 % (M = 5,85 %, SD = 8,51 %). Verrokkiryhmissä keskeyttäneiden määrä vaihteli 0–26,67 % (M = 7,11 %, SD = 9,56 %).
NET-hoidon tuloksellisuus
NET-hoidossa tapahtui merkittävää traumaperäisen stressihäiriön oireiden vähenemistä hoidon loppuun mennessä (17 hoitoryhmää, g = 1,18; 95 % luottamusväli 0,87–1,50, p < 0,000; Q = 117,41, p < 0,000), ja muutos säilyi merkittävänä seurannassa (15 hoitoryhmää, g = 1,35; 95 % luottamusväli 0,93–1,77, p < 0,000; Q = 94,77, p < 0,000).
8 tutkimuksessa NET vähensi traumaperäisen stressihäiriön oireita merkittävästi enemmän kuin olo odotuslistalla hoidon lopussa (g = 1,37; 95 % luottamusväli 0,66–2,07, p < 0,000; Q = 50,96, p < 0,000). 7 tutkimuksessa NET vähensi traumaperäisen stressihäiriön oireita merkittävästi enemmän kuin psykososiaaliset interventiot hoidon lopussa (g = 0,43; 95 % luottamusväli 0,09–0,78, p < 0,014; Q = 11,65, p < 0,070). Kun vertailuun otettiin mukaan 2 tutkimusta, joissa käytettiin traumafokusoitua interventiota, kontrolliryhmässä ero ryhmien välillä ei enää ollut tilastollisesti merkitsevä (g = 0,24; 95 % luottamusväli -0,10–0,58, p < 0,166; Q = 25,24, p < 0,001). Mutta tässä on hyvä huomioida, että 2 traumafokusoiduissa verrokki-interventioissa tapahtui merkittävää vähenemistä traumaperäisen stressihäiriön oireissa hoidon loppuun mennessä (g = 1,79; 95 % luottamusväli 1,02–2,56, p < 0,000; Q = 3,37, p < 0,066).
NET:n tuloksellisuus eri ryhmillä
NET vähensi traumaperäisen stressihäiriön oireita merkittävästi pakolaisilla matalan tulotason maissa (g = 1,03, 95 % luottamusväli 0,47–1,60), pakolaisilla länsimaissa (g = 1,07, 95 % luottamusväli 0,55–1,60) sekä muilla kuin pakolaisilla (g = 1,66, 95 % luottamusväli 0,83–2,48).
Järjestelmällisessä katsauksessa «Wilson G, Farrell D, Barron I ym. The Use of Eye-M...»3 pyrittiin päivittämään aiempia systemaattisia katsauksia EMDR:n tuloksellisuudesta ja näytöstä traumaperäisen stressihäiriön hoitomuotona. Ensin tehtiin systemaattinen kirjallisuushaku kaikista aiemmista katsauksista ja meta-analyyseistä, jotka pyrkivät kokoamaan näyttöä satunnaistetuista kontrollitutkimuksista (RCT), joissa tarkasteltiin EMDR-terapian tuloksellisuutta traumaperäisen stressihäiriön hoitomuotona. Edellinen katsaus sisälsi tutkimuksia ennen vuotta 2014. Tehtiin toinen systemaattinen kirjallisuushaku, jolla pyrittiin löytämään RCT-tutkimuksia vuosilta 2014–2107, jotka tarkastelivat EMDR-terapian tuloksellisuutta traumaperäisen stressihäiriön hoitomuotona. Koska tutkimus 1 käsittelee näitä tutkimuksia, tämä näytönastekatsaus keskittyy ainoastaan EMDR-katsauksen toiseen osaan.
Tutkimusasetelma
Kirjallisuushaulla pyrittiin löytämään RCT-tutkimuksia aikavälillä tammikuu 2014 – huhtikuu 2017, joissa arvioitiin EMDR:n tuloksellisuutta traumaperäisen stressihäiriön hoitomuotona. Vain englanninkieliset julkaisut hyväksyttiin katsaukseen. Katsaukseen hyväksyttiin vain RCT-tutkimukset, jotka oli vertaisarvioitu. Muita poissulkukriteerejä oli pilottitutkimukset tai tutkimusprotokollat, tutkimukset, joissa osallistujat olivat lapsia tai nuoria tai jos jokin muu interventio kuin EMDR oli julkaisun keskiössä. Systemaattinen kirjallisuushaku suoritettiin tietokannoista ASSIA, CINAHL, Medline, PubMed Central, PSycArticles, Science Direct ja Web of Science.
Tulokset
72 julkaisua löytyi kirjallisuushaussa. Nämä karsittiin otsikoiden ja abstraktien perusteella, jolloin 4 tutkimusta valikoitui katsaukseen. Valikoituneiden tutkimusten viitteet ja viittaukset näihin tarkasteltiin, mutta muita tutkimuksia ei löytynyt.
Kaikki 4 katsaukseen valikoituneet tutkimukset olivat RCT-tutkimuksia, joissa tarjottiin EMDR-hoitoa osallistujille, joilla oli diagnostisoitu traumaperäinen stressihäiriö. 3 tutkimuksessa tarkasteltiin EMDR:n vaikutusta traumaperäisen stressihäiriön oireisiin, 4. tutkimus tarkasteli EMDR-hoidon vaikutusta muihin mielenterveysoireisiin ja sosiaaliseen toimintakykyyn. Tätä tutkimusta ei käsitellä tässä näytönastekatsauksessa enempää.
1. tutkimuksessa (Acarturk ym. 2016) osallistujat olivat syyrialaisia pakolaisia Kilisin pakolaisleirillä Syyrian ja Turkin rajalla. Tutkimuksessa PTSD-diagnoosin omaaville apua hakeville aikuisille pakolaisille tarjottiin protokollan EMDR Recent Traumatic Episode Protocol (R-TEP:n) mukaista hoitoa. 122 arvioitiin, heistä 49 sai EMDR-hoidon heti, ja hoitoa tarjottiin myös odotuslista-kontrolliryhmälle seurannan jälkeen (N = 49). Mielenterveysoireilu arvioitiin HTQ-, IES-R-, BDI-II- ja HSCL-25-mittareilla ennen hoidon alkua, 1 viikko hoidon jälkeen ja seurannassa 5 viikkoa hoidon jälkeen. Meta-analyysissa tutkimusten (n = 127) tulokset näyttivät, että EMDR-interventiolla oli suuri efektikoko verrattuna passiiviseen kontrolliryhmään intervention lopussa (SMD -1,48; 95 % luottamusväli -1,88 – -1,09), toisessa tutkimuksessa ero säilyi 5 viikon seurannassa.
2. tutkimus (Ter Heide ym. 2016) toteutettiin Foundation Centrum '45:n puitteissa Alankomaissa. Osallistujat olivat hoitoon ohjattuja aikuisia pakolaisia tai turvapaikanhakijoita, joilla todettiin PTSD-diagnoosi. Tässä tutkimuksessa soveltuville hoitoon ohjautuville potilaille tarjottiin mahdollisuus osallistua tutkimukseen. Osallistujat satunnaistettiin 9 kerran EMDR-interventioon (n = 37) tai 12 kerran vakauttamishoitoon (n = 37). PTSD-oireilua arvioitiin CAPS- ja HTQ-kyselyillä ennen hoidon alkua, 2 viikkoa hoidon jälkeen ja 3 kuukauden seurannassa. 1 osallistuja keskeytti hoidon molemmissa ryhmissä. Näissä tutkimuksissa (n = 92) EMDR-interventiolla ei ollut eroa aktiiviseen stabilisaatiointerventioon (SMD -0,29; 95 % luottamusväli -0,94–0,37), joskin toisessa tutkimuksessa itseraportoitu oireilu väheni merkittävästi molemmissa ryhmissä.
3. tutkimuksessa osallistujilla (N = 42) oli diagnostisoitu traumaperäisen stressihäiriön lisäksi MS-tauti. Tutkimus toteutettiin vuosina 2010–2013, Regional Reference Centre for Multiple Sclerosis (CReSM) keskuksessa, joka kuuluu University Hospital San Luigi Gonzaga of Orbassanoon, Torinossa Italiassa. 988 potilaalle tehtiin IES-R kartoitus. 247 potilaalla pistemäärä ylitti kliinisesti merkittävien oireiden raja-arvon, ja heidät ohjattiin Structured Clinical Interview for DSM-IV (SCID) haastatteluun. 66 potilaalla haastattelussa vahvistui traumaperäisen stressihäiriön diagnoosi, joka oli liitetty MS-tautiin. Heille tarjottiin mahdollisuus osallistua tutkimukseen. 14 kieltäytyi ja 2 todettiin bipolaarihäiriö, joten heitä ei otettu tutkimukseen. 50 osallistujaa satunnaistettiin hoito- ja kontrolliryhmään, mutta 5 ei aloittanut hoitoa ja 3 osallistui vain ensimmäiseen kahteen istuntoon.
Lopullinen tutkimukseen osallistuneiden määrä oli, N = 42, joista EMDR-hoitoon 20 ja rentoutusterapiaan 22. CAPS-mittaria käytettiin traumaperäisen stressihäiriön oireiden arvioimiseen ennen hoidon alkua, hoidon jälkeen ja 6 kuukautta hoidon päätyttyä.
Osallistuneista traumaperäisen stressihäiriön diagnoosi oli väistynyt hoidon lopussa suuremmalla osalla EMDR-hoidossa (85 %) kuin rentoutusterapiassa (72,2 %). Samoin 6 kuukauden seurannassa EMDR-ryhmässä diagnoosi oli väistynyt kaikilla (100 %), rentoutusterapiassa suurimmalla osalla (77,3 %). Ero oli tilastollisesti merkitsevä (χ2 = 5,160, p < 0,049). Repeated measures MANOVA:n mukaan oireet muuttuivat merkittävästi tutkimuksen aikana (F(7,34) = 45,244, p < 0,001), mutta hoitomuodolla ei ollut vaikutusta oireiden muutokseen (F(7,34) = 0,631, p < 0,727).
Systemaattinen katsaus ja meta-analyysi «Cuijpers P, Veen SCV, Sijbrandij M ym. Eye movemen...»4 täydentää alkuperäistä 9.1.2020 julkaistua näytönastekatsausta «Kognitiiviset käyttäytymisterapiat ilman altistusosuutta, muut kognitiiviset terapiat (kuten kognitiivinen uudelleen strukturointi), EMDR (eye movement desensitization and reprocessing) ja narratiivinen altistusterapia (narrative exposure therapy, NET) ovat ilmeisesti tehokkaita traumaperäisen stressihäiriön psykoterapeuttisia hoitomuotoja hoitamattomuuteen verrattuna.»B EMDR-hoidon osalta. Yllä käsiteltiin Cusackin ym. «Cusack K, Jonas DE, Forneris CA ym. Psychological ...»1 järjestelmällistä katsausta ja meta-analyysiä, johon kuitenkin sisältyi vain 4 EMDR-tutkimusta, jotka oli tehty ennen vuotta 2015, sekä Wilsonin ym. «Wilson G, Farrell D, Barron I ym. The Use of Eye-M...»3 katsausta, johon sisältyi vain 4 tutkimusta, jotka oli tehty vuosina 2014–2017. Wilsonin ym. katsauksessa EMDR-hoitoa oli tutkittu pakolaisilla ja turvapaikanhakijoilla ja MS-taudin johdosta traumaperäisestä stressihäiriöstä kärsivillä, joten tulosten yleistettävyys on rajallinen.
Aiempien EMDR:n meta-analyysien rajoitukset toteavat myös Cuijpers ym. «Cuijpers P, Veen SCV, Sijbrandij M ym. Eye movemen...»4. Syynä tähän voi olla se, että huomattavaa määrää tutkimuksia ei tunnistettu hauissa, sisäänottokriteerit olivat tiukat tai että tutkimukset, jotka eivät olleet mukana, julkaistiin vasta hiljattain. Näin ollen Cuijpers ym. pyrkivät laatimaan kattavan, ajan tasalla oleva meta-analyysin EMDR:stä traumaperäisen stressihäiriön hoidossa. Meta-analyysi käsittelee myös muiden häiriöiden hoitoa, mutta niitä ei käsitellä tässä näytönastekatsauksessa.
Sisäänottokriteerit
Sisäänottokriteereinä olivat a) satunnaistetut kokeet, joissa b) EMDR-hoito c) kohdistui mihin tahansa mielenterveysongelmaan d) ja tätä verrattiin kontrolliryhmään tai mihin tahansa hoitoon. Hoidon katsottiin olevan EMDR-hoitoa, kun se viittasi Shapiron kehittämään EMDR:ään. Mukana olivat kaikki ikäryhmät.
Tutkimusasetelma ja tutkimusten valinta
Haut tehtiin viidestä tietokannasta (PubMed, PsycInfo, Embase, Cochrane Register of Trials ja Proquest) yhdistämällä EMDR-hakutermit ja satunnaistetut tutkimukset hakuihin (hakupäivämäärä 2.11.2017). Myös aikaisempien meta-analyysien viitteet tarkistettiin. Valinnat teki kaksi tutkijaa itsenäisesti Covidencen (www.covidence.org «http://www.covidence.org»1) avulla, ja erimielisyydet ratkaistiin keskustelemalla. Mukana olevien tutkimusten harhan riskiä arvioitiin Cochrane-yhteistyön kehittämällä Risk of bias -arviointityökalulla.
Meta-analyysit
Traumaperäisestä stressihäiriöstä kärsivillä analyyseihin sisällytettiin häiriöön liittyvät oiremittarit. Jokaiselle vertailulle laskettiin efektikoko (Hedgesin g), ja koska osassa tutkimuksissa oli pieni otoskoko, korjattiin pienen otoksen aiheuttama harha.
Effektikokojen laskemiseen käytettiin Comprehensive Meta-Analysis (versio 3.3.070) -ohjelmistoa. Lisäksi laskettiin NNT sekä I2-tilasto tutkimusten heterogeenisyyden arvioimiseksi. 95 %:n luottamusvälit laskettiin Statan heterogi-moduulissa. Myös ennustusväli (prediction interval, PI) laskettiin. Tämä arvioi, mitkä todelliset vaikutukset ovat odotettavissa 95 %:ssa samankaltaisista tutkimuksista, joita mahdollisesti tehdään tulevaisuudessa. Julkaisuharhaa arvioitiin Duvalin ja Tweedin trim-and-fill-menettelyllä.
Tulokset
524 abstraktia arvioitiin, minkä pohjalta haettiin 211 kokotekstiä. 77 tutkimusta täytti sisäänottokriteerit. Tutkimuksiin osallistui yhteensä 3 309 potilasta, ja 48 tutkimusta kohdistui traumaperäisen stressihäiriön hoitoon. Harhan riskiä arvioitiin Risk of bias -arviointityökalun viidellä kriteerillä. Kaikissa paitsi yhdessä tutkimuksessa ei raportoitu kaikkia käytettyjä mittareita. Muiden harhan riskien osalta 13 tutkimuksella arvioitin olevan pieni harhan riski muiden neljän kriteerin osalta, 23 tutkimusta täytti kaksi tai kolme kriteeriä ja 41 täytti vain yhden tai ei yhtään kriteeriä. Tutkimuksissa, joissa verrattiin EMDR:ää muihin hoitomuotoihin, arvioitiin tutkijan olevan uskollinen EMDR-menetelmälle, jos (1) EMDR oli ainoa otsikossa mainittu terapia, (2) toinen hoito kuvattiin nimenomaisesti kontrolliryhmäksi tai jos (3) oli olemassa selvä hypoteesi, että EMDR olisi tehokkaampi.
Traumaperäisen stressihäiriön hoidon osalta EMDR:ää verrattiin kontrolliryhmään (jonotuslista, tavanomainen hoito, rentoutuminen, muu) 30 tutkimuksessa. Kokonaisvaikutuksen koko oli g = 0,93 (95 % luottamusväli 0,67–1,18) ja heterogeenisyys oli suuri (I2= 72 %; 95 % luottamusväli 58–80). Ennusteväli (PI) oli –0,29–2,15, jolloin arvion mukaan 95 % tulevien tutkimusten efektiko'oista osuu tälle alueelle. Tämä vastaa 2,04:ää NNT:tä. Neljä tutkimusta oli tehty lapsille, jolloin yhdistetty efektikoko oli g = 0,55 (95 % luottamusväli 0,01–1,10) ja heterogeenisyys suuri (I2 = 63 %; 95 % luottamusväli 0–85). Ennusteväli (PI) oli -1,71–2,81 ja NNT 3,31. Neljässä tutkimuksessa, joissa harhan riski arvioitiin pieneksi neljällä kriteerillä, yhdistetty efektikoko oli g = 0,96 (95 % luottamusväli 0,20–1,72). Duvallin ja Tweedin trim-and-fill-menettely osoitti neljän tutkimuksen puuttuvan julkaisuharhan johdosta. Korjattu efektikoko (puuttuvien tutkimusten lisäämisen jälkeen) oli g = 0,76 (95 % luottamusväli 0,49–1,04). Vain 8 tutkimusta raportoi tuloksia seurannasta, ja näistä 7 oli kolmen kuukauden seurannasta. Yhdistetty efektikoko seurannassa oli g = 0,69 (95 % luottamusväli 0,23–1,15) suurella heterogeenisyydellä (I2 = 75; 95 % luottamusväli 41–86).
EMDR:ää verrattiin muihin traumaperäisen stressihäiriön psykologisiin hoitomuotoihin 23 tutkimuksessa. Ero hoitojen välillä oli merkittävä, mutta vaikutuksen suuruus vähäinen EMDR:n eduksi, g = 0,33 (95 % luottamusväli 0,13–0,54; PI: -0,45–1,17; NNT = 5,43) ja heterogeenisyys oli keskinkertainen (I2 = 56; 95 % luottamusväli 22–71). Kun yksi poikkeava tulos jätettiin analyyseistä pois, ero laski, mutta oli edelleen merkitsevä, g = 0,25 (95 % luottamusväli 0,09–0,41; PI: -0,20–0,70; NNT = 7,14; I2 = 29; 95 % luottamusväli 0–57). Myös 17 tutkimuksessa, joissa verrattiin EMDR-hoitoa kognitiiviseen käyttäytymisterapiaan ja pitkittyneeseen altistushoitoon, ero oli merkitsevä EMDR:n eduksi (g = 0,22; 95 % luottamusväli 0,04–0,40). Kun tarkasteltiin vain kahdeksaa tutkimusta, joissa harhan riski oli pieni, yhdistetty efektikoko oli lähes nolla eikä näin ollen merkitsevä (g = 0,07; 95 % luottamusväli -0,10–0,23). Jos tutkija arvioitiin uskolliseksi menetelmälle, raportoitiin suurempia efektikokoja (g = 0,93) kuin muissa tutkimuksissa (g = 0,17; ero oli p: 0,03). Erot olivat merkitseviä EMDR:n eduksi myös seurannassa niissä 15 tutkimuksessa, joissa oli kerätty seurantatietoja (g = 0,52; 95 % luottamusväli 0,12–0,92). Viidessä tutkimuksessa, joissa oli pidempi seurantajakso (6–15 kuukautta), ei havaittu merkittävää eroa (g = 0,10; 95 % luottamusväli -0,33–0,52). Viidessä tutkimuksessa, joissa oli alhainen harhariski, ei ollut merkitsevää eroa hoitomuotojen välillä (g = 0,09; 95 % luottamusväli -0,11–0,29).
Kommentti: Cochrane-katsaus «Bisson JI, Roberts NP, Andrew M ym. Psychological ...»5 tukee väittämää, kirjallisuus siihen on haettu 4/2013. Tämä näytönastekatsaus on päivitetty EMDR-tutkimusten osalta 1.7.2022. Tutkimuksia «Stanbury TM, Drummond PD, Laugharne J, Kullack C, ...»6 ja «Moghadam SA, Kazemi R, Taklavi S. Comparing the ef...»7 ei ole avattu, koska ne eivät vaikuttaisi näytönasteeseen. «Lewis C, Roberts NP, Andrew M ym. Psychological th...»8 sisältää tutkimushaun 31.5.2018 asti, mutta vähemmän EMDR-tutkimuksia kuin «Cuijpers P, Veen SCV, Sijbrandij M ym. Eye movemen...»4.