Takaisin

Masennustilojen hoito masennuslääkkeiden avulla

Näytönastekatsaukset
Erkki Isometsä
22.3.2016

Näytön aste: A

Masennustiloja voidaan hoitaa tehokkaasti masennuslääkkeiden avulla.

Masennuslääkkeiden tehoa depression hoidossa on tutkittu sadoissa satunnaistetuissa, lumekontrolloiduissa kaksoissokkoutetuissa kliinisissä kokeissa. Aihepiiriä koskevia meta-analyyseja on useita kymmeniä, ja potilasmäärät ovat yhteensä kymmeniä tuhansia, mikäli myös lääkkeitä keskenään vertailevat tutkimukset otetaan mukaan. Hoitosuosituksen taulukossa 3 on yhteensä 21 Suomessa vuonna 2016 myynnissä olevaa masennuslääkettä, joista jokaisesta on olemassa vähintään kaksi lumekontrolloitua satunnaistettua kliinistä tutkimusta eli A-tason näyttö. Tavallisin primaarinen päätetapahtuma masennuslääketutkimuksissa on lääkevaste (yleensä ≥ 50 % lasku masennusoiremittarin pistemäärässä), joskus täysi remissio (yleensä ≤ 7 pistettä Hamiltonin depressioasteikolla). Materiaalin laajuuden vuoksi seuraavassa tarkastellaan masennuslääkkeitä pääosin ryhmätasolla. Katsauksessa on pitäydytty lääketeollisuudesta mahdollisimman riippumattomien tutkijoiden ja instituutioiden toteuttamiin systemoituihin katsauksiin ja meta-analyyseihin. Näytönastekatsaus on tavanomaista laajempi siksi, että masennuslääkkeiden tehosta käydään jatkuvasti kriittistä keskustelua.

Meta-analyysit

Meta-analyysissa «Turner EH, Matthews AM, Linardatos E ym. Selective...»1 selvitettiin julkaisuharhan mahdollista vaikutusta arvioihin masennuslääkkeiden tehokkuudesta Yhdysvaltain Food and Drug Administration (FDA) myyntilupien perustana olevien tietokantojen avulla. Koska FDA:lle on annettava tieto kaikista, myös julkaisemattomista kliinisistä kokeista, julkaisuharhan mahdollisuutta on voitu tällä menettelyllä ratkaisevasti vähentää. Merkittävänä rajoituksena tosin on, ettei aineistoon sisälly myyntiluvan jälkeisiä tutkimuksia eikä syy julkaisun viivästymiselle tai julkaisematta jäämiselle ole tiedossa. Aineisto sisälsi 12 masennuslääkettä ja yhteensä 15 564 potilasta 74 satunnaistetussa kontrolloidussa hoitokokeessa (RCT). Osoittautui, että 23 tutkimusta (31 %) oli jäänyt toistaiseksi julkaisematta.

Masennuslääkehoidon teho hoitovasteen saavuttamisessa (effect size, Hedgesin g) oli julkaistuissa tutkimuksissa 0,41, mutta koko aineistossa matalampi eli 0,31. Kaikki masennuslääkkeet olivat lumelääkettä tehokkaampia, mutta teho oli julkaisemattomat tutkimukset huomioiden heikompi kuin julkaistujen tutkimusten pohjalta saattoi päätellä.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä

Meta-analyysissa «Kirsch I, Deacon BJ, Huedo-Medina TB ym. Initial s...»2 selvitettiin depression vaikeusasteen ja lääkevasteen välistä yhteyttä Yhdysvaltain FDA:n aineistojen avulla. Julkaisuharhan mahdollisuus on tässä aineistossa siten vähäinen, mutta myyntiluvan myöntämisen jälkeiset tutkimukset puuttuvat. Meta-analyysin mahdollistavaa aineistoa oli saatavilla vain neljästä antidepressiivisestä lääkkeestä: fluoksetiinista, paroksetiinista, venlafaksiinista ja nefatsodonista, joka ei ole nykyisin käytössä Suomessa. Aineistosta satunnaistettuja kliinisiä kokeita oli 35, joissa oli 5 133 potilasta.

Nämä masennuslääkkeet olivat kaikkiaan kiistatta lumetta tehokkaampia aikaansaaden suuremman oirepistemäärän laskun kuin lumeryhmässä (effect size 0,32; p < 0,001), mutta hoitoefektin suuruus lumeeseen verrattuna riippui analyysien tilastollisessa mallinnuksessa depression vaikeusasteesta. Mitä vaikeampi depressio, sitä suurempi oli ero lumehoitoon nähden. Suurempi ero johtui lumevasteiden vähenemisestä vaikeissa depressioissa, ei suuremmasta hoitoon vastanneiden osuudesta. Ero lumeeseen ei tilastollisessa mallinnuksessa vaikuttanut kliinisesti merkitsevältä lievissä masennustiloissa (HAMD, Hamiltonin depressioasteikko < 20 pistettä), koska lumevaste oli tässä ryhmässä hyvin yleinen.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä

Meta-analyysissä «Melander H, Salmonson T, Abadie E ym. A regulatory...»3 kartoitettiin Ruotsissa vuosien 1984–2003 välillä myyntiluvan saaneiden kahdeksan masennuslääkkeen (paroksetiini, fluvoksamiini, sitalopraami, sertraliini, fluoksetiini, essitalopraami, venlafaksiini ja duloksetiini) myyntilupaa edeltäneet satunnaistetut, lumekontrolloidut kliiniset kokeet (56 RCT, Ntot = 7 374 potilasta (pt); HAMD-17 keskiarvo 21,6, vaihteluväli 17,6–28,4). Ruotsin ja Euroopan unionin valvontaviranomaisille (EMEA) on raportoitava kaikki kliiniset kokeet tuloksesta riippumatta, eikä julkaisuharhalla pitäisi siten olla tuloksiin mainittavaa vaikutusta.

Hoitovaste havaittiin masennuslääkkeellä 48 % ja lumeella 32 % potilaista intention-to-treat-periaatteiden mukaisesti arvioituna, NNT (number needed to treat) = 6,25. Lääkevasteen saaneiden osuus ei riippunut depression vaikeusasteesta. Tutkimukset kattoivat hyvin depression vaikeusasteen vaihtelun lievästä vaikeaan, ja hyöty todettiin myös lievissä depressioissa. Yksittäisten masennuslääkkeiden välillä ei ollut merkitsevää eroa hoitoefektin suuruudessa (vastanneiden osuuden ero lumeeseen vaihteli välillä 13,5 % ja 19,3 %, poikkeuksena fluvoksamiini, jolla se oli noin 6 %).

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä

Vuonna 2010 julkaistussa meta-analyysissä «Fournier JC, DeRubeis RJ, Hollon SD ym. Antidepres...»4 selvitettiin depression vaikeusasteen ja masennuslääkevasteen yhteyttä yksilötason datan ("mega-analyysin") pohjalta. Analyysiin hyväksyttiin ainoastaan tutkimuksia, joissa ei ennen aktiivisen hoidon vaihetta ollut edeltävää lyhyttä yhteistä lumehoidon vaihetta (ns. "placebo washout"), koska tämän tutkijat katsoivat keinotekoisesti vähentävän lumevastetta. Tutkijoiden tarvitsemaa yksilötason dataa oli käytettävissä vain kuudesta satunnaistetusta sokkoutetusta tutkimuksesta (RCT:sta) ja pienehköstä määrästä potilaita (Ntot = 718 pt). Tutkimuksissa käytettyjä lääkkeitä olivat trisyklinen imipramiini, joka ei ole enää myynnissä Suomessa ja SSRI-lääke (selektiivinen serotoniinin takaisinoton estäjä) paroksetiini. Imipramiinin vuorokautinen annostaso oli yhdessä tutkimuksessa 100 mg (osalle potilaista liian matala), muissa kokeissa 100 mg–250 mg; paroksetiinin annos oli 20–50 mg. Arvioitu hoitoefekti (Cohenin d) vaihteli masennuksen vaikeusasteen mukaan: ryhmässä HAMD ≥ 23 pistettä d = 0,47 (95 % luottamusväli 0,22–0,71); ryhmässä HAMD 19–22 pistettä d = 0,17 (95 %:n luottamusväli -0,08–0,43); ryhmässä HAMD 8–18 pistettä d = 0,11 (95 %:n luottamusväli -0,18–0,41).

Tutkijat katsoivat analyysinsa osoittavan, että masennuslääkehoidosta on hyötyä vain vaikeissa masennustiloissa, lievissä tai keskivaikeissa minimaalisesti tai ei lainkaan.

Johtopäätöstä ei voi pitää oikeutettuna: meta-analyysi käsitti sadoista eri masennuslääketutkimuksista vain kuusi (valikoitumisharhan riski), osalla potilaista oli depression hoitoa ajatellen liian matalia imipramiiniannoksia, luotettavaa estimointia ajatellen meta-analyysiin oli sisällytetty liian vähän potilaita (n = 180, 255 ja 283) eri vaikeusasteryhmistä ja arvioitavana oli vain kaksi eri masennuslääkettä. Meta-analyysiin oli myös sisällytetty lievempää kuin Käypä hoito -suosituksessa tarkasteltua depressiota (ryhmässä HAMD 8–18 pistettä). Analyysi kärsi tilastollisesta voimaongelmasta, joka havainnollistuu ei-informatiivisen laajoissa d:n luottamusväleissä.

  • Tutkimuksen laatu: heikko
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: kohtalainen

Meta-analyysissä «Eyding D, Lelgemann M, Grouven U ym. Reboxetine fo...»5 selvitettiin reboksetiinin tehoa masennuslääkkeenä. Taustatekijänä selvitykselle oli, että reboksetiini on menestynyt huonosti masennuslääkkeiden tehovertailussa. Yhdysvaltain FDA ei myöntänyt sille myyntilupaa, ja useat kirjalliset eri lähteet osoittavat julkaisemattomia tutkimuksia olevan olemassa. Tutkijat saivat lääkkeen valmistajalta tiedot kymmenestä aiemmin julkaisemattomasta tai vain osin ja valikoivasti julkaistusta RCT:stä. Nämä sisälsivät 74 % lääkkeen tutkimuksissa satunnaistetuista potilaista, eli julkaisuharha on vakava.

Kokonaiskuva aineistosta (13 RCT, Ntot = 4 098 pt) oli, että reboksetiinin tehon ei voida luotettavasti katsoa eroavan lumeesta, ja että se on johdonmukaisesti vähemmän tehokas kuin vertailussa käytetty masennuslääke. Kahdeksassa lumekontrolloidussa RCT:ssä (Ntot = 2 256 pt) reboksetiinin teho ei siis selvästi eronnut lumeesta remission (OR = 1,17, 95 % luottamusväli 0,91–1,51) eikä responssin (OR = 1,24, 95 % luottamusväli 0,98–1,56, p = 0,074) suhteen. Vertailuissa (Ntot = 2 641 pt) fluoksetiiniin tai sitalopraamiin reboksetiini hävisi sekä remission (OR = 0,80, 95 % luottamusväli 0,67–0,96, p = 0,015) että responssin (OR = 0,80, 95 % luottamusväli 0,67–0,95, p = 0,010) suhteen. Haittavaikutuksia kokeneiden potilaiden osuuden suhteen reboksetiini ei eronnut vertailulääkkeistä, mutta haittavaikutuksia kokeneiden osuus oli selvästi suurempi kuin lumehoidolla (OR = 2,14, 95 % luottamusväli 1,59–2,88). Meta-analyysi ei täysin sulje pois sitä mahdollisuutta, että reboksetiinilla olisi antidepressiivistä tehoa, mutta luotettava näyttö tehosta puuttuu, ja lääke on SSRI-ryhmän masennuslääkkeitä heikkotehoisempi. Tämän meta-analyysin julkaisun vuonna 2010 jälkeen reboksetiini poistettiin hoitosuosituksen Taulukosta 3.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä

Laajan meta-analyysin «Levkovitz Y, Tedeschini E, Papakostas GI. Efficacy...»6 ensisijaisena tarkoituksena oli selvittää masennuslääkehoidon tehoa kroonisessa (lievässä) masennuksessa eli dystymiassa lumekontrolloitujen RCT-tutkimusten valossa. Tutkimuksessa verrattiin samalla lääkehoidon tehoa dystymiassa tavanomaisten masennustilojen hoidossa saavutettavaan. Vuosiin 1980–2009 kohdistunut kirjallisuushaku hyväksyi siksi molemmat indikaatiot. Tutkijat löysivät kaikkiaan 181 lumekontrolloitua kliinistä koetta, joihin osallistui yhteensä 45 694 potilasta; puhtaasti dystymiaan kohdentuvia tutkimuksia oli vain 12 (Ntot = 1 454 pt), enemmistö koski masennustilaa (MDD, major depressive disorder), (Ntot = 44 240 pt). Depressio-oireiden vaikeusaste oli odotetusti korkeampi masennustiloissa (HAMD-keskiarvo 21,4 ± SD 4,3) kuin dystymiassa (HAMD-keskiarvo 17,3 ± SD 5,3).

Lääkehoitoa saavien todennäköisyys toipua ITT-analyysin (intention-to-treat) perusteella oli suurempi kuin lumeryhmässä kummassakin diagnoosiryhmässä, sekä masennustiloissa (54,3 vs 37,9 %; p < 0,001; NNT = 6,1) että dystymiassa (52,4 vs 29,9 %; p < 0,001; NNT = 4,4). Metaregressio osoitti lääkkeen ja lumeen välisen eron suuremmaksi (β = -0,113; p < 0,007) dystymiassa, jossa sairauden kroonisuuden vuoksi lumevasteet ovat harvinaisempia.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä

Laajassa meta-analyysissä «Undurraga J, Baldessarini RJ. Randomized, placebo-...»7 kartoitettiin kaikki vuosina 1980–2011 julkaistut lumekontrolloidut satunnaistetut kliiniset kokeet Yhdysvalloissa myyntiluvan saaneista 19 masennuslääkkeestä. Meta-analyysiin löytyi 142 tutkimusta joissa oli mukana 27 127 potilasta. Tutkimusten keskimääräinen kesto oli 7,2 (SD 1,8) viikkoa. Hoidon keskeyttäneiden osuus oli lumeryhmässä 33,3 % (SD 15,7 %), ja tutkittavien lääkkeiden ryhmissä 29,8 % (SD 12,3 %).

Lääkehoito johti hoitovasteeseen (122 RCT) lumetta todennäköisemmin (RR 1,42, 95 % luottamusväli 1,38–1,48; p < 0,0001). Hoitovasteen saaneiden osuus (pääosin ITT-lukuja) oli lääkeryhmässä 54 % vs lumeryhmässä 37 %.

Meta-analyysi osoitti lumevasteen huomattavasti yleistyneen ja lääkevasteen muuttuneen harvinaisemmaksi masennuslääketutkimuksissa kolmen vuosikymmenen aikana; todennäköisinä syinä kirjoittajat pitivät hyvin laajojen monikeskustutkimusten yleistymistä ja siitä seuraavaa arvioinnin tarkkuuden laskua sekä tutkittujen potilasryhmien heterogeenisuuden kasvua.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä

Yksilötason dataa sisältävässä meta-analyysissä «Gibbons RD, Hur K, Brown CH ym. Benefits from anti...»8tarkasteltiin kaikkia julkaistuja ja julkaisemattomia lumekontrolloituja fluoksetiinin ja venlafaksiinin RCT-tutkimuksia (Ntot = 9 185 pt, 20 fluoksetiinin + 21 venlafaksiinin RCT:tä). Tutkimus kattoi fluoksetiinin osalta kaikki ikäryhmät, venlafaksiinin osalta aikuiset. Tilastollisen käsittelyn selkiyttämiseksi tutkijat keskittyivät tutkimusten ensimmäisten 6 viikon analysointiin (ITT).

Lumeeseen verrattuna tutkittu masennuslääke johti ensimmäisten kuuden viikon aikana 27,7 % suurempaan HAMD-oirepistemäärän laskuun (MMLE = -2,55, SE = 0,20, p < 0,001); myös hoitovasteen saavutti tutkimusaikana suurempi osuus (58,4 vs 39,9 %, NNT = 5,41), samoin täyden oireettomuuden (43,0 vs 29,3 %, NNT = 7,3). Oireiden vaikeusaste tutkimuksen alussa ei ollut tilastollisesti merkittävästi yhteydessä hoitoefektin suuruuteen (HAMD-lähtötaso analysoitiin sekä dikotomoituna että jatkuvana muuttujana) yleisesti tai missään alaryhmässä.

Lääkehoidolla oli siis tehoa sekä lievissä, keskivaikeissa että vaikeissa depressioissa.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä

Agomelatiini on uuden vaikutusmekanismin omaava masennuslääke (MT1- ja MT2-reseptoreiden agonisti sekä 5-HT2C-antagonisti), joka ei sisälly mihinkään edellä mainituista meta-analyyseistä. Sen tehoa vuorokausiannoksilla 25 mg ja 50 mg on raportoitu meta-analyysissä «Taylor D, Sparshatt A, Varma S ym. Antidepressant ...»9, jota varten kirjoittajat kokosivat kaikki julkaistut ja julkaisemattomat kliiniset kokeet (päivitetty maaliskuuhun 2013) kokoamalla aineistonsa laajan ja kattavan kirjallisuushaun ohella sekä European Medicines Agencyn (EMA) aineiston että valmistajan (Servier) avulla. Meta-analyysi sisälsi 20 akuuttivaiheen lumekontrolloitua, satunnaistettua kliinistä koetta (RCT), joiden potilasmäärä oli yhteensä 7 460. Tutkimuksista yhdeksän oli aiemmin julkaisemattomia (neljä saatiin EMA:n aineiston ja viisi Servierin avulla). HAMD-17-asteikkoa hoitovasteen arvioinnissa käyttäneessä 12 akuuttivaiheen lumekontrolloidussa tutkimuksessa (NITT = 3 855) agomelatiini oli merkitsevästi lumetta tehokkaampi (SMD = 0,24, 95 % luottamusväli 0,12–0,35). Hoitovasteen todennäköisyys oli agomelatiiniryhmässä merkitsevästi suurempi (RR = 1,25, 95 % luottamusväli 1,11–1,41), mutta remission todennäköisyydessä ei todettu tilastollisesti merkitsevää eroa (11 tutkimusta; RR = 1,22, 95 % luottamusväli 0,97–1,53).

Agomelatiinin tehoa verrattiin muihin masennuslääkkeisiin 13 tutkimuksessa (NITT = 4 559). Vertailuvalmisteita olivat SSRI-ryhmän lääkkeet (essitalopraami, paroksetiini, fluoksetiini, sertraliini ja venlafaksiini) ja SNRI-ryhmästä venlafaksiini.

Agomelatiini ei merkitsevästi eronnut muista masennuslääkkeistä hoidon tehon (SMD = 0,00, 95 % luottamusväli -0,09–0,10), hoitovasteen (RR = 1,01, 95 % luottamusväli 0,94–1,09) tai täyden toipumisen todennäköisyyden (RR = 0,97, 95 % luottamusväli 0,79–1,20) suhteen.

Hoidon keskeyttämisen suhteen agomelatiini ja lume eivät eronneet (ntot = 3 951; agomelatiini 18 vs lume 19 %); eroa ei ollut myöskään agomelatiinin ja muiden tutkittujen masennuslääkkeiden välillä (ntot = 4 282; agomelatiini 17 % vs vertailulääke 19 %). Samoin eroa ei ilmennyt hoidon keskeyttämisessä haittavaikutusten vuoksi agomelatiinin ja lumeen (4 vs 4 %) tai agomelatiinin ja vertailulääkkeiden välillä (5 vs 8 %).

Agomelatiinin rasitteena on siihen joissakin tapauksissa liittyvä maksaentsyymien kohoaminen (insidenssi 1,3 %), joka voi olla merkki kohonneesta harvinaisen toksisen hepatiitin riskistä. Tämän vuoksi maksaentsyymien seuranta hoidon aikana on tarpeen.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä

Vortioksetiini on uusi, vuonna 2015 Suomessa käyttöön otettu masennuslääke, jota koskeva aineisto ei sisältynyt aiempiin meta-analyyseihin. Tuore sitä koskeva meta-analyysi «Pae CU, Wang SM, Han C ym. Vortioxetine: a meta-an...»10 sisälsi 7 julkaistua ja 5 toistaiseksi julkaisematonta RCT-tutkimusta (Ntot ITT = 4947 potilasta), joiden kesto oli 6–12 viikkoa. Vortioksetiinin annos vaihteli 1–20 mg:n välillä, yleensä kuitenkin vastaten tavanomaisesti suositeltuja hoitoannoksia (aloitusannos yleensä 10 mg, hoitoannos 5–20 mg/vrk). Primaarisia päätetapahtumia olivat muutos depression oirepistemäärissä (HAMD-24-, MADRS-asteikot), sekundaarisia hoitovaste (50 % muutos oirepisteissä) sekä remissio (HAMD ≤ 7 tai MADRS ≤ 10). Vortioksetiini oli lumetta tehokkaampi, ES (SMD -0,217, 95 % luottamusväli -0,313 – -0,122); hoitovaste OR 1,652, 95 % luottamusväli 1,321–2,067); remissio OR 1,399, 95 % luottamusväli 1,104–1,773). Tilastollisesti merkitseviä tehoeroja vertailtaviin SNRI-ryhmän lääkkeisiin tai agomelatiiniin ei todettu (SMD 0,081, 95 % luottamusväli -0,062–0,223). Hoidon keskeyttämistä tehottomuuden vuoksi tapahtui vortioksetiini-ryhmässä harvemmin kuin lumeryhmässä (OR 0,541, 95 % luottamusväli 0,308–0,950), mutta sivuvaikutusten vuoksi taas useammin (OR 1,530, 95 % luottamusväli 1,144–2,047). Vortioksetiini ei eronnut vertailulääkkeistä tehottomuuden vuoksi keskeyttämisen suhteen (OR 0,983, 95 % luottamusväli 0,585–1,650), mutta keskeyttäminen sivuvaikutusten vuoksi oli harvinaisempaa (OR 0,728,95 % luottamusväli 0,554–0,957).

SSRI-lääkehoidon annoksen ja vasteen suhdetta kartoitettiin tuoreessa meta-analyysissä «Jakubovski E, Varigonda AL, Freemantle N ym. Syste...»11, koska asiasta on vallinnut epävarmuutta. Aiempien tutkimusten valossa korkeampi annos on vaikuttanut tuovan hieman lisää hoitovasteen saaneita, mutta myös sivuvaikutuksia. Tuore meta-analyysi sisälsi 40 julkaistua RCT-tutkimusta (Ntot=10 039 pt), ja siinä analysoitiin SSRI-lääkkeen annoksen vaikutusta tehoon arvioimalla sekä keskimääräistä oirepisteiden muutosta että hoitovasteen saaneiden tai täysin toipuneiden potilaiden osuutta. SSRI:n annoksia käsiteltiin imipramiiniekvivalenteiksi muunnettuina; sekä jatkuvana että luokiteltuna muuttujana. Kokonaiskuva oli johdonmukainen. Korkeampi annos liittyi jonkin verran parempaan tehoon. Annoksen kasvaessa myös sivuvaikutusten vuoksi hoidon keskeyttävien määrä kasvoi, mutta tehottomuuden vuoksi lopettavien taas väheni siten, että kokonaisvaikutus oli keskeyttämistä vähentävä. Kun annosta luokiteltiin imipramiiniekvivalentteina neljään tasoon (< 100 mg, 100–199 mg, 200–250 mg, > 250 mg), hoitovasteen saavuttamisen NNT-luku pieneni annoksen kasvaessa kahdelle ylimmälle tasolle: NNT 8 (95 % luottamusväli 6–11) vs NNT 6 (95 % luottamusväli 5–8) vs NNT 4 (95 % luottamusväli 3–6) vs NNT 4 (95 % luottamusväli 4–5). Keskeyttäminen sivuvaikutusten vuoksi lisääntyi vastaavasti: NNH 34 (95 % luottamusväli 16–230) vs NNH 16 (95 % luottamusväli 10–28) vs NNH 10 (95 % luottamusväli 7–15) vs NNH 10 (95 % luottamusväli 7–15). Kokonaisuudessaan hoidon keskeyttäminen ei lisääntynyt. Muut analyysitavat antoivat samankaltaisia tuloksia. SSRI-lääkehoidon teho on siis osittain riippuvainen käytetystä lääkeannoksesta, samoin koetut haittavaikutukset.

Kommentti

Masennuslääkkeiden tehon olemassaoloa depression hoidossa ei aseta kiistanalaiseksi yksikään metodisesti pätevä meta-analyysi, ja arviot hoitoefektin suuruudesta ovat tilastollisesti hyvin yhdenmukaisia. Julkaisematta jääneiden negatiivisten tulosten huomiointi on tärkeää, mutta ei kovin olennaisesti muuta kokonaiskuvaa tehosta. Useimpien masennuslääkkeiden teho riippuu ainakin osin lääkeannoksesta; näyttö tehosta on vahvin annoksilla, jotka ylittävät matalimmat suositellut hoitoannokset. Kriittistä keskustelua on käyty erityisesti siitä, kuinka kliinisesti merkittävä masennuslääkkeiden tuoma hyöty on lievissä masennustiloissa, joissa lumevaste on kliinisissä kokeissa ollut hyvin yleinen. Kokonaisnäyttö huomioiden tehoa on olemassa myös lievissä, diagnostiset kriteerit täyttävissä depressioissa.

Lumetabletti on tutkimuksen käyttämä apuväline, ei todellinen hoitovaihtoehto terveydenhuollon päätöksenteossa. Hoitopäätökset tehdään valintana masennuslääkehoidon, jonkin muun hoitomuodon, lääkehoidon ja muun hoitomuodon samanaikaisen käytön tai hoitamatta jättämisen välillä. Masennuslääkehoidosta saatava kokonaishyöty sisältää sekä hoidon spesifin vaikutuksen että hoidon epäspesifiset vaikutukset. Kokonaishyöty on sen vuoksi suurempi kuin yllä olevissa meta-analyyseissa arvioitu spesifi teho.

Kliinisten kokeiden tulosten muodostama kokonaiskuva vastaa suosituksen johtopäätöstä, jonka mukaan masennuslääkkeiden merkitys hoidossa on yleensä sitä suurempi, mitä vaikeammasta depressiosta on kysymys.

Kirjallisuutta

  1. Turner EH, Matthews AM, Linardatos E ym. Selective publication of antidepressant trials and its influence on apparent efficacy. N Engl J Med 2008;358:252-60 «PMID: 18199864»PubMed
  2. Kirsch I, Deacon BJ, Huedo-Medina TB ym. Initial severity and antidepressant benefits: a meta-analysis of data submitted to the Food and Drug Administration. PLoS Med 2008;5:e45 «PMID: 18303940»PubMed
  3. Melander H, Salmonson T, Abadie E ym. A regulatory Apologia--a review of placebo-controlled studies in regulatory submissions of new-generation antidepressants. Eur Neuropsychopharmacol 2008;18:623-7 «PMID: 18621509»PubMed
  4. Fournier JC, DeRubeis RJ, Hollon SD ym. Antidepressant drug effects and depression severity: a patient-level meta-analysis. JAMA 2010;303:47-53 «PMID: 20051569»PubMed
  5. Eyding D, Lelgemann M, Grouven U ym. Reboxetine for acute treatment of major depression: systematic review and meta-analysis of published and unpublished placebo and selective serotonin reuptake inhibitor controlled trials. BMJ 2010;341:c4737 «PMID: 20940209»PubMed
  6. Levkovitz Y, Tedeschini E, Papakostas GI. Efficacy of antidepressants for dysthymia: a meta-analysis of placebo-controlled randomized trials. J Clin Psychiatry 2011;72:509-14 «PMID: 21527126»PubMed
  7. Undurraga J, Baldessarini RJ. Randomized, placebo-controlled trials of antidepressants for acute major depression: thirty-year meta-analytic review. Neuropsychopharmacology 2012;37:851-64 «PMID: 22169941»PubMed
  8. Gibbons RD, Hur K, Brown CH ym. Benefits from antidepressants: synthesis of 6-week patient-level outcomes from double-blind placebo-controlled randomized trials of fluoxetine and venlafaxine. Arch Gen Psychiatry 2012;69:572-9 «PMID: 22393205»PubMed
  9. Taylor D, Sparshatt A, Varma S ym. Antidepressant efficacy of agomelatine: meta-analysis of published and unpublished studies. BMJ 2014;348:g1888 «PMID: 24647162»PubMed
  10. Pae CU, Wang SM, Han C ym. Vortioxetine: a meta-analysis of 12 short-term, randomized, placebo-controlled clinical trials for the treatment of major depressive disorder. J Psychiatry Neurosci 2015;40:174-86 «PMID: 25350320»PubMed
  11. Jakubovski E, Varigonda AL, Freemantle N ym. Systematic Review and Meta-Analysis: Dose-Response Relationship of Selective Serotonin Reuptake Inhibitors in Major Depressive Disorder. Am J Psychiatry 2016;173:174-83 «PMID: 26552940»PubMed