La scintigraphie pour le SDRC 1 est à stopper

Stop à la scintigraphie, qui est souvent systématique chez les professionnels de la santé. C’est le deuxième article sur la scintigraphie que je mets,afin de comprendre que la scintigraphie n’est pas l’examen de prédilection pour le SDRC. Il peut y avoir des faux négatifs à la scintigraphie, un patient ayant un SDRC peut avoir une scintigraphie négative, de plus en plus de professionnels de la santé demandent d’arrêter de prescrire des scintigraphies aux patients atteint de SDRC. La scintigraphie est onéreuse, pour des résultats qui ne vont pas toujours dans le bien du patient, par conséquent au lieu de prescrire une scintigraphie, souvent un examen clinique est meilleur, ainsi que l’écoute du patient et la connaissance du SDRC.


Donc voici encore un article qui explique que la scintigraphie n’est pas souhaitable dans le SDRC 1. Cette étude sur la scintigraphie est très bien faite et très bien expliquer:

 

L’article sur la scintigraphie:

 

Utilité de la scintigraphie osseuse pour le diagnostic du syndrome douloureux régional complexe 1: Une revue systématique et méta-analyse bayésien

 

  • Publié le 16 Mars, 2017

 

Résumé

 

Contexte

Depuis 2007, les critères Budapest sont recommandés pour le diagnostic de syndrome douloureux régional complexe (SDRC) 1. L’utilité de la scintigraphie osseuse (BS, test index) pour le diagnostic de SDRC 1 reste controversée. tests de référence imparfaites (RT) conduisent à une sous-estimation de la précision diagnostique de BS. En outre, des résultats biaisés peuvent se produire lorsqu’une dépendance entre la RT existe et BS.

L’objectif était d’évaluer l’impact des différents inhalothérapeutes, en particulier les critères Budapest, et la nature imparfaite supposée de la RT sur la précision diagnostique de BS. De plus, nous avons analysé l’association entre les caractéristiques de base et BS positif chez les patients souffrant de SDRC 1.

 

Méthodes

Revue de la littérature et une méta-analyse bayésienne pour évaluer la précision des tests de BS avec et sans tenir compte de la nature imparfaite de la RT. Nous avons examiné les corrélations (coefficients de corrélation de Spearman / tests de Wilcoxon) entre les caractéristiques de base et la proportion de BS positif chez les patients avec SDRC 1.

 

Résultats

La sensibilité a été mis en commun 0,804 (95% intervalle de crédibilité (CI) 0,225 à 1,0, 21 études) et la spécificité 0,853 (IC à 95% 0,278 à 1,00). La sensibilité et la spécificité de BS ont augmenté en tenant compte de la nature imparfaite de la RT. Cependant, dans des études utilisant des critères Budapest comme référence, la diminution de la sensibilité (0,551; IC à 95% 0,046 à 1) et la spécificité accrue (0,935; IC à 95% 0,306 à 1). Shorter la durée de la maladie et une proportion plus élevée d’hommes étaient associés à une proportion plus élevée de BS positive (27 études, durée de la maladie <52 semaines test de Wilcoxon p = 0,047, la proportion des femmes Spearman corrélation -0,63, p = 0,009).

 

Conclusion

Par rapport aux critères de diagnostic accepté Budapest BS ne peut pas être utilisé pour gouverner dans le diagnostic de SDRC 1. Chez les patients avec BS négative SDRC 1 est moins probable que la maladie sous-jacente. Des études en utilisant plus ou pas de critères diagnostiques ne doivent pas être utilisés pour évaluer la précision diagnostique de BS dans SDRC 1.

 

introduction

Syndrome douloureux régional complexe (SDRC) est un trouble douloureux caractérisé par des changements sensoriel, autonome, moteur et trophiques. [ 1 ] Deux types de SDRC sont définis par l’ absence (SDRC 1) ou en présence d’une lésion nerveuse définissable (SDRC 2). Depuis 2007, les critères Budapest, les critères cliniques basés sur les signes et les symptômes, il est recommandé pour le diagnostic de SDRC 1. [ 2 ] Bien que la prévalence de la SDRC 1 est faible, la charge des patients chez les personnes souffrant de la maladie est élevée et associée à d’ importants coûts médicaux et sociaux directs (par exemple , la perte de productivité, d’ invalidité, les paiements de pension). [ 1 , 3 , 4 ] Malgré le bien général réponse au traitement, un tiers des patients SDRC 1 ne va pas améliorer et de développer une maladie chronique avec des douleurs importantes , le handicap et la qualité de vie réduite. [ 3 ] un diagnostic tardif et un traitement incorrect contribuent au développement de maladies chroniques SDRC 1 tandis que le traitement précoce est associé à un meilleur cours. [ 4 ] par conséquent, un diagnostic précoce de SDRC 1 est d’ une grande importance.

Malgré un large consensus SDRC 1 est un diagnostic clinique sur la base des critères Budapest [ 2 ], certains auteurs recommandent l’utilisation de la scintigraphie osseuse (BS) pour confirmer le diagnostic SDRC 1 [. 46 ] L’utilité de BS comme test de diagnostic SDRC 1 reste controversée. Alors que certaines études ont montré une sensibilité élevée d’un BS positif (augmentation de l’ absorption périarticulaires) [ 68 ] une récente méta-analyse a conclu que BS n’ajoute aucun avantage pour le diagnostic clinique de SDRC 1 et ne doit pas être utilisé à des fins de confirmation. [ 9 ] en raison du large éventail de manifestations cliniques , le diagnostic de SDRC 1 reste un défi dans la pratique clinique quotidienne et un seul test pour confirmer ou exclure la maladie serait plus utile.

Dans Les méta-analyses de diagnostic résultats des études de diagnostic sont mis en commun pour améliorer la précision des estimations en utilisant autant d’ études disponibles que possible. Cependant, divers aspects peuvent réduire la confiance dans l’estimation globale. Les performances de test de BS est sous – estimée lors de méta-analyses ne tiennent pas compte de la nature imparfaite d’un des tests de référence ( par exemple des critères cliniques pour le diagnostic de SDRC 1. [ 10 ] Surestimation de la performance de test se produisent dans les études avec une forte prévalence de la maladie [ 11 ] ou lorsqu’une dépendance entre le test de référence et un test d’index existe. [ 12 , 13 ] à ce jour, aucune étude n’a évalué l’impact des différents tests standards de référence de diagnostic utilisés pour le diagnostic de SDRC 1 sur la précision diagnostique de BS. en outre, on ne sait pas si lescaractéristiques du patient influent sur la proportion des résultats BS positifs. méta-analyses précédentes ne tenaient pas compte de la prévalence des maladies, la nature imparfaite de la norme de référence et d’ autres variables qui peuvent influer sur la précision du test. [ 10 ] méthodes méta-analyse bayésienne offrent l’avantage de tenir compte de divers facteurs ,notamment la prévalence de la maladie, la nature imparfaite de la norme de référence, et covariables.

Par conséquent, l’objectif de cette étude était de démontrer l’impact des différents tests standards de référence (critères de diagnostic) sur la sensibilité mis en commun et la spécificité de BS pour le diagnostic de SDRC 1 en utilisant de nouvelles méthodes méta-analyse bayésienne qui tiennent compte de la prévalence de la la maladie et la nature imparfaite du test standard de référence. De plus, nous avons évalué l’association entre les caractéristiques des patients et la proportion des scintigraphies osseuses positives.

Méthodes

L’examen systématique et une méta-analyse des études de diagnostic a été effectuée conformément aux recommandations des éléments préférés de rapport pour les revues systématiques et méta-analyses (déclaration de PRISMA, le tableau S1 .). [ 14 , 15 ]

 

Recherche documentaire

Nous avons identifié des études de diagnostic chez les patients ayant SDRC 1, publiés entre le début et Juillet 2015, en recherchant dans les bases de données suivantes: MEDLINE (OvidSP), MEDLINE In-Process Citations (OvidSP), EMBASE (Elsevier), Base de données des revues systématiques Cochrane (Wiley ), registre Cochrane des essais contrôlés (CENTRAL), CINAHL (EBSCO), Scopus (Elsevier). Les termes pour les stratégies de recherche ont été identifiés par la discussion entre un spécialiste de l’ information et de l’équipe d’examen, en analysant la littérature de fond, et en parcourant le thésaurus MEDLINE (MeSH). Trois stratégies de recherche détaillées sont décrites dans le tableau S2 . Afin d’ assurer l’intégralité de la recherche documentaire, les examinateurs, les cliniciens expérimentés et des chercheurs dans le domaine de SDRC 1, dépistage bibliographies de toutes les études incluses, des articles d’examen récupérés et les lignes directrices actuelles de traitement dans une recherche manuelle supplémentaire et toutes les références potentiellement éligibles ont été inclus dans l’examen en texte intégral (critères d’inclusion et d’ exclusion appliqués).

 

Critère d’éligibilité

Admissibles étaient études portant sur l’utilité de la scintigraphie osseuse pour le diagnostic de SDRC 1. Pour étudier la précision diagnostique de la scintigraphie osseuse toutes les études qui ont rapporté la sensibilité et la spécificité ou les chiffres nécessaires au calcul de sensibilité ou de la spécificité ont été inclus, quelle que soit la norme de référence. Ont été exclus des études où les données sur la sensibilité et la spécificité ne peuvent pas être extraits.

Pour analyser les caractéristiques des patients associées à une scintigraphie osseuse positif, des études utilisant des critères diagnostiques IASP ou les plus récentes (voir la description ci-dessous) étaient admissibles. Nous avons inclus des études qui ont rapporté la sensibilité et la spécificité. De plus, nous avons également inclus les études sur les patients ayant un diagnostic établi de SDRC 1 (dans lequel seule la sensibilité de BS peut être évaluée).

 

Sélection des études

Deux examinateurs (MW et FB) indépendamment sélectionnés 725 références par titre et le résumé pour identifier les études à inclure en fonction des critères d’inclusion. Les désaccords ont été discutées et résolues par consensus des auteurs ou l’arbitrage d’un tiers (UH). Tous les textes complets des études répondant potentiellement aux critères d’inclusion ou d’où l’inclusion était peu claire ont ensuite été obtenu et examiné en texte intégral par les deux examinateurs (MW et FB) indépendamment. Encore une fois, les désaccords ont été discutés et résolus par consensus ou par arbitrage d’un tiers (UH). Dans le cas de plusieurs publications pour la même population de patients la publication la plus récente a été choisi et les informations manquantes dans les publications précédentes ajouté. Aucune restriction de langue a été définie. D’autres chercheurs avec compétences linguistiques spécifiques ont été utilisés pour les références de langue non anglaise.

 

 

l’extraction et la synthèse des données

Nous avons extrait les variables suivantes de chaque étude: auteur, année de publication, pays d’origine de l’étude, la démographie de la population étudiée, norme de référence (présence ou absence de SDRC 1 en fonction des critères cliniques), test d’indice (BS positif ou négatif), la correspondant nombres absolus de vrais positifs (TP), de faux positifs (FP), de faux négatifs (FN), vrai négatif (TN), et le nombre total de patients.

 

La qualité méthodologique et risque de biais

La qualité des études de diagnostic a été évaluée en utilisant la liste de contrôle de la qualité SIGN [ 16 ] qui est conforme aux recommandations de l’outil révisé pour l’évaluation de la qualité des études sur l’exactitude diagnostique (QUADAS-2). [ 13 ] Deux examinateurs (MW , FB) indépendamment évalué la qualité méthodologique de chaque étude. Nous n’avons pas exclu les études en fonction de leur évaluation de la qualité. En particulier , nous n’avons pas exclu des études sans test standard de référence clairement défini parce que cela faisait partie de la question de recherche abordées dans cette étude.

La qualité méthodologique globale de l’étude a été notée comme suit: haute qualité (++): La majorité des critères remplis (peu ou pas de risque de partialité, les résultats sont peu susceptibles d’être modifiés par d’autres recherches); qualité acceptable (+): La plupart des critères. Quelques défauts dans l’étude avec un risque associé de biais, conclusions peuvent changer à la lumière de nouvelles études; Faible qualité (-): Soit la plupart des critères de non-respect, ou des lacunes importantes relatives aux aspects clés de la conception de l’étude. Conclusions susceptibles de changer à la lumière de nouvelles études. Les études qui ne répondent pas aux critères prédéfinis dans six ou plus des 13 domaines ont été classés comme de faible qualité.

 

test de diagnostic sous enquête

Scintigraphie osseuse radionucléide (BS) est une procédure relativement bon marché, largement disponible et précieux dans l’évaluation diagnostique de nombreuses maladies. [ 17 ] BS est réalisée par injection diphosphonates-99m marqués au technétium par voie intraveineuse. L’activité administrée chez les adultes est entre 740 et 1.110 MBq (20-30 mCi) [. 18 ] L’ imagerie est effectuée à trois points de temps: les images de flux (pendant l’ injection), des images de piscine de sang (3-5 minutes après l’ injection), et les retards (phase squelettique) images 2-5 heures après l’ injection [. 18 ] critères d’interprétation comprennent: augmentation ou diminution de l’ activité du traceur dans l’os, le changement des anomalies focales à des études antérieures, et des tissus mous (par exemple , l’ absorption interstitielle généralisée par rapport à l’ os normal ou l’ absorption du traceur focal dans les organes). [ 18 ]

Des essais de référence

Dans le passé, plusieurs critères de diagnostic ont été mis en place pour le diagnostic de SDRC 1. Un résumé de la plupart des critères qui prévalent [ 2 , 1923 ] est prévu dans S3 tableau . En 1994 , l’Association internationale pour l’étude de la douleur (IASP) a présenté la définition la plus récente de SDRC avec un expert agréé un ensemble de critères diagnostiques. Les critères IASP ont montré une sensibilité élevée (1,0) avec une faible spécificité (0,41) , qui découvrit le risque de sur-diagnostic. [ 19 , 24 ] Brühl et al. proposé des critères diagnostiques modifiés en 1999. [ 19 ] En 2003 , l’IASP ont été mis à jour et publiés comme critères Budapest en 2007 [ 2 ] et plus adaptée à la recherche par Harden et al. en 2010. [ 24 ] Les critères Budapest ont montré une sensibilité élevée (0,99) et une spécificité améliorée (0,68) [ 24 ] et sont recommandés pour le diagnostic de SDRC 1 par les directives actuelles. [ 25 , 26 ]

 

analyses statistiques

La complexité des données nécessite l’utilisation de modèles d’effets aléatoires. Sur la base de la nature imparfaite des critères diagnostiques comme test de référence , nous avons utilisé deux modèles pour analyser la précision de diagnostic: un sans et un représentant de la nature imparfaite des tests de référence. Nous avons utilisé un modèle bayésien hiérarchique, tel que proposé par Dendukuri et al. [ 27 ], qui représente l’étude au sein et entre l’ étude et la variabilité de la nature potentiellement imparfaite des différents tests de référence. Les modèles ont été comparés à l’ aide récapitulatives courbes ROC. Le modèle bayésien hiérarchique a été mis en place comme suit: on a supposé j = 1, … J études de diagnostic dans le méta-analyse, avec la tabulation croisée entre le test d’indice (T1, ici scintigraphie osseuse) et le test de référence (T2) disponibles pour chaque étude, et les deux tests supposés être dichotomique (1 = résultat de test positif, 0 = résultat de test négatif). Chaque étude a été supposé utiliser une valeur de seuil différente ( θ j ) pour définir un résultat de test positif. La précision diagnostique de chaque étude a été notée α j . La structure du modèle impliquait un niveau à l’intérieur de l’ étude pour les paramètres spécifiques à l’ étude ( θ j et α j), et un niveau entre l’ étude des paramètres globaux communs entre toutes les études. Les paramètres spécifiques de l’ étude estimés pour la précision et le seuil, ainsi que les paramètres globaux pourraient être utilisés pour recalculer la sensibilité et la spécificité du test d’index dans l’ étude j . Les détails des formulations du modèle se trouvent dans la publication par Held et al. [ 10 ]

Les résultats de l’analyse bayésienne sont des échantillons de la distribution a posteriori des paramètres surtout sensibilité et de spécificité inconnue, et les estimations sont présentées sous forme de médianes postérieures (50% quantile) et inférieure (2,5% quantiles) et des bornes supérieures (97,5% de quantiles), résultant dans une région crédible de 95%. La largeur de la région est un indicateur crédible de l’hétérogénéité des études.

Pour évaluer les caractéristiques des patients qui influencent la probabilité d’un positif scintigraphie, nous avons analysé ensemble des données provenant d’études de sensibilité et de la spécificité des rapports BS et des données provenant d’études qui ont rapporté la sensibilité seule (13 études). Les facteurs suivants ont été définis a priori: la durée moyenne des symptômes (continue et dichotomique pour <52 semaines / ≥52 semaines), l’âge moyen (continue), la conception de l’étude (prospective, rétrospective), le sexe et l’emplacement (extrémité supérieure par rapport mixte emplacement). Nous avons utilisé des coefficients de corrélation de Spearman pour les variables continues et des tests de Wilcoxon pour les variables dichotomiques pour déterminer si la sensibilité de BS a été associé à aucun des facteurs ci-dessus.

Toutes les analyses ont été réalisées avec le logiciel statistique R et le paquet HSROC. [ 28 ]

 

l’approbation du comité d’éthique

Pour cette étude, aucune approbation éthique était nécessaire. Aucun protocole a été publié ou enregistré. Toutes les méthodes ont été déterminées a priori.

 

Résultats

 

Sélection des études

La recherche systématique récupéré 725 études potentiellement éligibles. Après le titre et le résumé de dépistage, 106 articles ont été lus en texte intégral en appliquant rigoureusement les critères d’inclusion et d’ exclusion ( Etude du flux Fig 1 ). Les principales raisons de l’ exclusion sont résumés dans la figure 1 et inclus aucun test standard de référence ou de comparaison test (n = 49) et pas de table extractible (n = 7). Enfin, 21 études de diagnostic (22 publications) et 6 études publication des résultats de la scintigraphie osseuse chez lespatients atteints SDRC 1 répondaient à nos critères et ont été inclus dans l’ analyse.

 

 

Caractéristiques de l’étude

Dans les études sur la précision du diagnostic de BS de la conception de l’ étude était prospective dans sept études [ 2934 ] rétrospective dans 13 études, [ 3545 ]. Et mixtes prospective et rétrospective dans une étude [ 46 ] La taille de l’ échantillon varie de 13 à 145 patients ( Tableau 1 ), moyenne d’ âge de 35 à 63 ans, et la durée moyenne de la maladie de 6 à 103 semaines. La norme de référence pour le diagnostic de SDRC était dans trois études les critères Budapest cliniques, [ 29 , 44 , 45 ] quatre études les critères IASP, [ 34 , 42 , 43 , 47 ] et dans cinq études les critères diagnostiques Kozin. [ 40 , 41 , 46 , 48 , 49 ] Sept études [ 3032 , 3638 ] n’a pas un rapport sur les critères diagnostiques utilisés pour le diagnostic de SDRC 1 et deux études [ 33 , 39 ] ont utilisé d’ autres critères cliniques au total , 13 études ont été inclus dans l’analyse de l’influence des caractéristiques des patients sur la proportion des scintigraphies osseuses positives. [ 29 , 34 , 42 , 43 , 45 , 47 , 5056 ] Nous avons inclus cinq études utilisant les critères IASP [ 34 , 5255 ] et une étude en utilisant les critères Budapest [ 51 ] qui a rapporté des résultats sur la sensibilité de BS chez les patients répondant aux critères de diagnostic clinique pour le diagnostic de SDRC 1. les informations extraites pour chaque étude utilisée pour la méta-analyse de diagnostic est fournie dans S4 Tableau .

 

Tableau 1. Les caractéristiques de base des patients inclus dans les études

http://dx.doi.org/10.1371/journal.pone.0173688.t001

 

La qualité des études

Une étude a atteint 12 des 13 domaines de qualité et a été jugée de haute qualité [ 29 ]. Six études ont été jugées de faible qualité. Cinq études [ 3537 , 39 , 56 ] parce qu’ils ne répondent pas à la qualité dans six domaines ou plus et le risque de biais était importante. De plus, l’étude de Kim et al. [ 43 ] a été rétrogradé de modéré à faible qualité en raison de la petite taille de l’ échantillon (10 patients avec scintigraphie osseuse). La plupart des études (n = 20) étaient de qualité moyenne avec quelques défauts associés à un risque de partialité. Les auteurs avaient confiance que dans la plupart des études , la conclusion peut changer à la lumière des futures études ( Tableau S5

 

 

La précision du diagnostic de BS sous la condition d’une norme de référence parfaite et imparfaite

La méta-analyse conjointe des 21 études a donné lieu à une sensibilité postérieure globale de 0,804 (intervalle de confiance à 95% (IC) de 0,225 à 1,0, figure 2 ), la spécificité était de 0,853 (95% 0,278 à 1,00). Lors de la comptabilisation de la nature imparfaite du test de référence de la sensibilité était mis en commun 0,820 (IC à 95% 0,15 à 1,00), la spécificité était 0,939 (0,301 à 1,00)

 

 

Figure 2. Récepteur Résumé des courbes caractéristiques de fonctionnement (ROC) pour la méta-analyse conjointe des 21 études.

 

Les résultats de la méta-analyse conjointe des 21 études sont présentées par la sensibilité postérieure globale et la spécificité de la région crédible de 95% correspondant (CI)

 

http://dx.doi.org/10.1371/journal.pone.0173688.g002

 

Influence du test standard de référence sur la précision diagnostique de BS

La méta-analyse conjointe ( tableau 2 ) des études sans critères de diagnostic de SDRC a donné lieu à une sensibilité postérieure de 0,933 (intervalle de confiance à 95% (IC) de 0,397 à 1). La figure 3 permet de visualiser l’impact des différents tests de diagnostic de référence sur la courbe ROC de synthèse. La méta-analyse conjointe des études en utilisant des critères Kozin a donné lieu à une sensibilité postérieure était 0,814 (IC à 95% 0,173 à 1). La sensibilité postérieure dans les études utilisant les critères IASP était 0,611 (IC à 95% 0,005-1) et critères Budapest 0,543 (IC à 95% 0.046-1). Lorsque les tests standards de référence imparfaits ont été comptabilisés par le modèle, la sensibilité postérieure a encore diminué.

 

 

la vignette

 

 

Figure 3. Récepteur Résumé courbes caractéristiques de fonctionnement (ROC) pour différents test de la norme de référence.

Les résultats de la méta-analyse commune sont présentées par la sensibilité et la spécificité postérieure globale avec la région crédible 95% correspondant (CI) IASP, l’Association internationale pour l’étude de la douleur (IASP).

http://dx.doi.org/10.1371/journal.pone.0173688.g003

 

la vignette

 

Tableau 2. La méta-analyse de précision de diagnostic pour la scintigraphie osseuse.

 

http://dx.doi.org/10.1371/journal.pone.0173688.t002

La spécificité postérieure est passée de 0,72 (IC95 0,122 à 1) dans les études qui a utilisé aucun critère de diagnostic à 0,935 (IC à 95% 0,306 à 1) lorsque les critères ont été utilisés Budapest et nous avons représenté la nature imparfaite de la norme de référence.

 

 

Les facteurs associés à une scintigraphie osseuse positif

Pour l’analyse des facteurs associés à la norme BS 13 études positives [ 29 , 34 , 42 , 43 , 45 , 47 , 5056 ] ont été analysés: 7 études utilisant des critères cliniques IASP ou Budapest en tant que norme de référence a rapporté la sensibilité et la spécificité et 6 études relatées résultats BS chez les patients qui répondaient aux critères diagnostiques (critères cliniques IASP ou Budapest) pour le diagnostic de SDRC 1 ( Tableau 1 ). Une plus longue durée de la maladie a montré une corrélation négative avec BS positive (r = -0,4, p = 0,02, tableau 3 ). La durée de la maladie de moins de 52 semaines a été associée à des analyses BS plus positives (test de Wilcoxon p = 0,047). De plus , nous avons trouvé une diminution de la probabilité d’une BS positive avec une proportion croissante de femmes dans la population étudiée (r = -0,63, p = 0,009). Âge, la conception de l’ étude (prospective, rétrospective), lieu de SDRC (extrémité supérieure par rapport mixte), ne sont pas associés à la sensibilité de la BS.

la vignette

 

Tableau 3. Facteurs associés à la scintigraphie osseuse positive.

http://dx.doi.org/10.1371/journal.pone.0173688.t003

 

Discussion

Les principaux résultats de cette méta-analyse bayésienne de 21 études sur la précision des tests de scintigraphie osseuse étaient de deux ordres. Tout d’abord, une méta-analyse bayésienne des études en utilisant les critères Budapest, recommandés depuis 2007 pour le diagnostic de SDRC 1, a donné lieu à une faible sensibilité postérieure (0,54, intervalle de confiance à 95% (IC) 0,05-1) et une spécificité élevée postérieure (0,89 IC à 95% 0.18-1). Lors de la comptabilisation de la nature imparfaite de la norme de référence, la diminution de la sensibilité et la spécificité accrue (sensibilité postérieure 0,55, IC à 95% 0,05-1, spécificité postérieure de 0,94, IC à 95% 0,31 à 1). Dans les études qui n’ont pas utilisé une norme de référence, la sensibilité est élevée et la spécificité était faible.

En second lieu, la durée de la maladie de moins de 12 mois a été associée à une plus forte proportion de scintigraphies osseuses positives par rapport à la durée de la maladie de plus de 12 mois. En outre, une proportion plus élevée d’hommes ont été associés à des analyses plus positives. Comment cela se traduit par la précision diagnostique de BS au début de la maladie et si un BS positif chez les patients souffrant de SDRC 1 peut être un facteur pronostique ne sait pas.

 

Les résultats par rapport à la littérature

Les critères de diagnostic Budapest sont établis pour le diagnostic de SDRC 1. L’utilité clinique de BS reste controversée. Bien que certaines études appuient l’utilisation de BS pour établir le diagnostic de SDRC [ 29 , 34 , 42 ] autres ont une faible valeur diagnostique d’un BS positif. [ 33 , 44 ] Dans une étude récente [ 57 ] les auteurs ont déclaré que peu d’ importance est donné à l’imagerie typique et a plaidé pour l’utilisation de BS pour soutenir le diagnostic clinique. Dans un BS méta-analyse a été comparée à l’ IRM pour le diagnostic de SDRC 1 et trouvé une plus grande sensibilité de BS par rapport à l’ IRM et une spécificité comparable. [ 58 ] Les auteurs ont conclu que BS est plus utile pour écarter SDRC 1 que l’ IRM. Notre étude est la première qui a utilisé des méthodes méta-analyse bayésienne qui tiennent compte de la prévalence de la maladie. De plus, nous avons tenu compte de la nature imparfaite des différents tests standards de référence. Nous avons démontré que la sensibilité élevée rapportée dans de nombreuses études antérieures est principalement due à un manque de l’utilisation d’un test standard de référence. L’étude met en évidence la pertinence de la nature indépendante du test de diagnostic à l’étude et le test de référence pour le diagnostic de la maladie. [ 13 ] La méta-analyse de Ringer et al. [ 9 ] ont rapporté des résultats en plus de l’estimation sommaire pour toutes les études de diagnostic aussi les résultats du sous – groupe d’études qui ont utilisé des critères de diagnostic clinique et a trouvé une sensibilité plus élevée (0,80, intervalle de confiance à 95% 0,44 à 0,95) et une spécificité inférieure 0,73 ( . 0,40 à 0,91) [ 9 ] Nous avons inclus trois études supplémentaires [ 4345 ] avec des critères de diagnostic clinique IASP ou plus récents comme test de référence. En outre, les auteurs ne tenaient pas compte d’ autres facteurs qui peuvent influer sur les résultats des études diagnostiques. En plus de l’absence d’un test de référence parfaite, les médecins participants pourraient avoir été au courant des résultats de BS lors de l’ établissement du diagnostic de référence, et par conséquent, la dépendance conditionnelle doivent prévoir. Méthodes méta-analyse bayésienne permettent de rendre compte une dépendance conditionnelle et aussi inclure des termes de covariance tels que les facteurs cliniques qui peuvent influer sur la probabilité d’un résultat positif (par exemple , la durée de la maladie, le sexe, la présentation clinique). [ 10 ] En tenant compte de la nature imparfaite du test de référence, la dépendance conditionnelle et covariables, nous avons décrit précédemment que l’hétérogénéité entre les études de diagnostic pourrait être réduite et un meilleur ajustement du modèle réalisé. [ 10 ] en dépit de ces avantages méthodologiques de l’approche bayésienne, notre étude démontre également la impact des différences de sensibilité et la spécificité des critères de diagnostic clinique (tests de référence) sur la sensibilité et la spécificité postérieure. Étude de validation externe précédente a montré les critères cliniques IASP une sensibilité élevée (0,98) et une faible spécificité (0,36) [ 19 ]. Les critères cliniques Budapest ont conservé la haute sensibilité (0,99), mais a montré une spécificité améliorée (0,68) [ 24 ].

Nos résultats appuient les lignes directrices cliniques qui ne recommandent pas l’utilisation de BS pour la confirmation du diagnostic de SDRC 1. [ 25 , 26 , 59 , 60 ] Bien que notre analyse a démontré que la durée de la maladie plus courte est associée à une probabilité plus élevée d’un BS positif , on ne sait pas comment cela peut être utilisé dans la pratique clinique. Il peut être émis l’ hypothèse que le taux plus élevé de scintigraphies osseuses positifs dans la première année est liée à l’inflammation neurogène qui peut également affecter le métabolisme osseux. [ 61 ] À ce jour, les études disponibles sont insuffisantes pour évaluer la pertinence pronostique d’un BS positif chez les patients avec SDRC précoce 1 [ 61 ]. En dépit du fait que les femmes sont jusqu’à quatre fois plus susceptibles d’être affectés par SDRC 1, nous avons constaté que les hommes étaient plus susceptibles d’avoir une analyse positive. Le mécanisme expliquant cette conclusion est claire et justifie une enquête plus approfondie.

 

Points forts et limites

Cet examen évalue globalement les études actuellement disponibles et c’est la première étude qui utilise des méthodes méta-analyse bayésienne pour évaluer la précision diagnostique de BS. La recherche a été inclus, pas de restrictions linguistiques ont été appliquées, et une recherche bibliographique approfondie a été menée afin d’identifier toutes les études pertinentes. Le procédé d’extraction de données a été effectuée conformément aux lignes directrices actuelles et soutenu par un statisticien expérimenté. Parmi les facteurs potentiels qui influent sur la précision des tests de diagnostic ont été identifiés par une équipe multidisciplinaire (un interniste, spécialiste en médecine physique et de réadaptation, statisticienne et méthodologistes).

 

L’étude a été limitée par le petit nombre d’études à l’aide d’un test de référence pour le diagnostic de SDRC 1. De plus, de nombreuses études ont été seulement de qualité moyenne ou faible et certains de petite taille de l’échantillon. De petites études sur la précision du diagnostic sont souvent imprécises, avec de larges intervalles de confiance. L’absence d’un test de référence standard d’or est une autre limitation que nous respectés dans le cadre de la formulation du modèle bayésien; Cependant, les intervalles crédibles postérieurs qui en résultent pour la sensibilité globale et la spécificité du test d’indice sont plus larges que ce qu’ils seraient avec un test de référence parfaite. Seules quelques études ont rapporté des facteurs qui influent sur la sensibilité et, par conséquent, les résultats doivent être interprétés avec prudence et dans les études futures abordées.

Implications pour la recherche

Les recherches futures devraient étudier si BS positif chez les patients souffrant de SDRC est un facteur pronostique de la maladie. Plusieurs stratégies de traitement comprennent les produits pharmaceutiques qui agissent dans le métabolisme osseux, y compris les bisphosphonates et la calcitonine. [ 62 ] Il peut être émis l’ hypothèse que les patients avec BS positif répondent mieux aux traitements pharmaceutiques qui influencent l’os turn-over, par rapport aux patients avec des analyses négatives et , par conséquent , représentent un sous – groupe de patients SDRC 1.

 

Implications pour la pratique clinique

Sur la base des résultats de notre étude BS ne pas ajouter de la valeur au diagnostic clinique de SDRC 1 et ne peut pas être utilisé pour confirmer le diagnostic. Les cliniciens doivent être conscients de ce fait lorsque la communication a scans BS positives à leurs patients. Le diagnostic de SDRC repose sur les signes et les symptômes selon les critères diagnostiques actuels. [ 2 ] scans positifs BS sans les signes et les symptômes cliniques correspondants peuvent entraîner une détresse importante pour les patients. Un BS négatif peut aider à exclure la maladie ou pour exclure d’autres maladies sous – jacentes.

 

Conclusion

Par rapport aux critères de diagnostic accepté Budapest BS ne peut pas être utilisé pour gouverner dans le diagnostic de SDRC 1. Chez les patients avec BS négative SDRC 1 est moins probable que la maladie sous-jacente. Des études en utilisant plus ou pas de critères diagnostiques ne doivent pas être utilisés pour évaluer la précision diagnostique de BS dans SDRC 1

Comments are closed.