Походження даних

після

Згодом методологічну якість кожного випробування систематично та незалежно оцінювали (H.V. та M.N.S.-V.) відповідно до переліку факторів, пов'язаних з внутрішньою та зовнішньою валідністю Голландського центру. Будь-які незгоди передавалися третьому автору (D.T.U.).
Вилучення даних

Статистичну неоднорідність оцінювали за допомогою тестів x2 та I2. Суми не розраховувались, якщо неоднорідність випробувань була великою (I2> 60%). Моделі випадкових ефектів використовувались, коли статистична неоднорідність між випробуваннями була помірною, тобто коли I2 становила від 30% до 60%, а фіксовані моделі використовували, коли I2 закінчувався нижче 30%. Подальший аналіз проводили для оцінки відхилень у публікаціях та ефектів підгруп між випробуваннями [15]. Для перевірки міцності результатів проводився аналіз чутливості шляхом зняття вибору досліджень з крайніми результатами.

У 4 випробуваннях [1,4,29,32] повідомлялося про швидке повернення пасажу плоского проходу на користь не-ING, в середньому півдня на день. В одному з цих досліджень [1] ця різниця не була суттєвою (0,30 дня; 95% ДІ, -0,02 до 0,62 дня). У 2 з цих 4 досліджень [4,29] вивчалася суміш операцій на ШКТ та не-шлунково-кишкового тракту, в 1 дослідженні [32] лише хірургія, що не пов’язана з ШКТ, і в 1 дослідженні [1] пацієнти з резекціями шлунка. Ці випробування [4,24,29] можуть бути включені в метааналіз проходження фекалій. ЗМЗ (випадковий ефект) продемонстрував тенденцію на користь не-ENG, із ЗМЗ 0,20 днів (95% ДІ, від 0,07 до 0,48 днів) для більш раннього проходження стільця. У всіх 3 дослідженнях вивчалася суміш пацієнтів із ШКТ та хірургічними втручаннями, не пов’язаними з ШКТ.

Із 7 включених досліджень [1,4,20,6-27,29,32], які вивчали нудоту, лише 1 [1] повідомив про статистично значущий позитивний ефект у групі, що не є ING, щодо нудоти (RR, 2,77; 95% IC, 1,43-5,35). Блювота, як правило, частіше спостерігається в групі ING. Про статистично значущий ефект на користь цього ускладнення у групі ING повідомлялося лише в 1 дослідженні [24] (RR, 0,06; 95% ДІ, 0,01-0,43). При цьому пацієнти не піддавались ING.

Не було суттєвої різниці між групами у кількості повторних введень ING. Введення ING потрібно було значно частіше у групі, що не є ING, лише у 2 дослідженнях [23-24]. Це означає, що 20 (95% ДІ, 11-100) пацієнтам необхідно отримувати рутинну ING, щоб уникнути 1 додаткового повторного введення для пацієнтів, у яких катетер раніше був вилучений. В 1 дослідженні [19] було зафіксовано значно більший розтяг живота в групі, що не належала до ING (RR, 1,56; 95% ДІ, 1,11-2,18). У 5 інших дослідженнях [4,21,24,27,32] не було зафіксовано суттєвих відмінностей. Дискомфорт вивчався лише у 3 випробуваннях [19,22,29]. У всьому світі 60% пацієнтів, які перенесли ІНГ, повідомили про дискомфорт.

Сила висновків у цьому огляді може бути обмежена кількома факторами. Автори здійснили пошук лише у Кокрановському центральному реєстрі контрольованих випробувань. Тому теоретично деякі дослідження інших центрів, можливо, були опущені. Однак цей реєстр є найбільшою базою даних, що містить ХХН, тому малоймовірно, що важливі випробування були пропущені. Крім того, деякі випробування не включали стандартних відхилень для всіх їх передбачуваних результатів у розділі "Результати"; тому їх не вдалося зібрати в мета-аналізі. Однак ці упущення, схоже, не призвели до істотних відхилень, оскільки середні значення цих результатів, як правило, вказували в одному напрямку. Нарешті, методологічна якість досліджень, включених до цього огляду, була досить хорошою, за винятком нездатності «сліпих» пацієнтів та дослідників, що практично неможливо, та відсутності попередніх оцінок обсягу вибірки. Ці фактори можуть сприяти тому, чому випробування дали однозначні результати.