Krooninen sairaus

tiivistelmä

Tavoitteet

tavoitteena järjestelmällinen katsaus ja meta-analyysi on vertailla robotti kolektomian (RC) kanssa laparoskooppisten kolektomian (LC) suhteen intraoperatiivisen ja leikkauksen jälkeisiä tuloksia.

Materiaalit ja menetelmät

systemaattinen kirjallisuuden haku suoritettiin hakea vertailevat tutkimukset robotti ja laparoskooppisten kolektomian. Tietokannat etsinyt olivat PubMed, EMBASE ja Cochrane Central Register of Controlled Trials tammikuusta 2000 lokakuu 2014. Ristitulosuhde, Risk ero ja keskimääräinen ero käytettiin yhteenvedon tilastoista.

Tulokset

yhteensä 12 tutkimuksista, johon kuului kaikkiaan 4148 potilasta, joille oli tehty robotti tai laparoskooppisten kolektomian, otettiin mukaan ja analysoitiin. RC osoitti enää toimi aika (MD 41.52, P 0,00001) ja korkeammat kustannukset (MD 2,42, P 0,00001) kuin LC. Aika ensimmäiseen flatus passage (MD -0,51, p = 0,003) ja pituus sairaalassa (MD -0,68, p = 0,01) oli huomattavasti lyhyempi jälkeen RC. Lisäksi intraoperatiivisessa verenhukan (MD -16,82, P 0,00001) oli merkitsevästi vähemmän RC. Siellä oli myös merkitsevästi vähemmän yleistä leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita (OR 0,74, P = 0,02) ja haavojen infektiot (RD -0.02, P = 0,03) jälkeen RC. Mitään eroja leikkauksen suolentukkeuma, että anastomoottisia vuotaa tai muuntaminen avata kirurgian korko ja lukumäärän korjatun imusolmukkeiden tulosten välillä havaittiin lähestymistavat.

Johtopäätökset

Tämä meta-analyysi, joka perustuu pääasiassa havainnointitutkimukset, viittaa siihen, että RC on enemmän aikaa vievää ja kallista kuin laparoscopy mutta se johtaa nopeampaan elpyminen suolen toiminta, lyhyempi sairaalassa, vähemmän verenhukka ja alhaisempana sekä kokonaisuutena leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita ja haavan infektioita.

Citation: Trastulli S, Cirocchi R, Desiderio J, Coratti A, Guarino S, Renzi C, et ai. (2015) Robotic versus Laparoskooppinen lähestymistavan Colonic asemointia syövän ja hyvänlaatuinen sairaudet: Systematic Review and Meta-analyysi. PLoS ONE 10 (7): e0134062. doi: 10,1371 /journal.pone.0134062

Editor: Andreas Krieg, Heinrich-Heine-University ja University Hospital Düsseldorf, Saksa

vastaanotettu: 18 huhtikuu 2015; Hyväksytty: 04 heinäkuu 2015; Julkaistu: 27 heinäkuu 2015

Copyright: © 2015 Trastulli et al. Tämä on avoin pääsy artikkeli jaettu ehdoilla Creative Commons Nimeä lisenssi, joka sallii rajoittamattoman käytön, jakelun ja lisääntymiselle millä tahansa välineellä edellyttäen, että alkuperäinen kirjoittaja ja lähde hyvitetään

Data Saatavuus: kaikki asiaankuuluvat tiedot kuuluvat paperin ja sen tukeminen Information tiedostoja.

rahoitus: kirjoittajat eivät tuki ja rahoitus raportoida.

kilpailevat edut: kirjoittajat ovat ilmoittaneet, etteivät ole kilpailevia intressejä olemassa.

Johdanto

Laparoskopia on lopullisesti tullut kultakantaan lähestymistapa hoitoon sekä pahanlaatuisten [1, 2] paksusuolen sairauksia ja hyvänlaatuinen paksusuolen sairauksia, kuten valittavia leikkaushoitoa diverticular tauti [3].

huolimatta nopeaa teknistä kehitystä ja laajaa käyttöä, laparoscopy on joitakin rajoituksia, jotka liittyvät pääasiassa 2-ulotteinen näkymä toimintakenttä, fysiologinen vapina kameran operaattori ja puute ergonominen muotoilu välineistä (mikä lisää käyttäjän ja avustajan väsymys).

tarkoitus ottaa käyttöön robotti tekniikkaa kirurginen käytäntö oli voittaa tekniset haitat laparoscopy.

Robot käytettäväksi peräsuolen kirurgiassa on tutkittu perusteellisemmin peräsuolisyövässä leikkaus kuin paksusuolen leikkaus [4-7], mutta jotkut kirjoittajat [8-11] ovat ehdottaneet, että robotti leikkaus voisi tarjota etuja Täyttäessään suolen resektio vaiheita, kuten pernan taipeet takedown ja sisäisen ruumiillinen ompelu ( suoliston anastomoosit), joka voi myös parantaa tarkkuutta verisuonten pedicle leikkely ja imusolmukkeiden.

Toistaiseksi on epäselvää, ovatko nämä teoreettiset edut kliinistä hyötyä. Rooli robotti käyttöä paksusuolen leikkauksen edelleen Kiistanalaista, erityisesti sen kustannustehokkuus [12].

Yhä useammat vertailevia tutkimuksia on saatu ristiriitaisia ​​tietoja. Jotkut näistä tutkimukset ovat osoittaneet, että robotti paksusuolen leikkaus ei ole etuja verrattuna laparoscopy ja että on enemmän aikaa vievää ja kustannuksia kallista [13-15]. Muut tutkimukset ovat osoittaneet, että robotti lähestymistapa tarjoaa paremman hyödyntämisen tuloksia, alempi leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita ja lyhyemmät käyttöajat [16-18]. Aikaisempi systemaattinen tarkastelu meta-analyysin robotti peräsuolen leikkaus analysoi tuloksia robotti versus laparoskooppisten paksusuolen poisleikatuista. Tämä oli vain alaryhmäanalyysissä harkitsee yhteensä 269 koolonin poistot. Se ei löytänyt eroja lähestymistapojen, lukuun ottamatta enää toimi aikaa robotti ryhmä [19]. Petrucciani et ai. hiljattain tehty meta-analyysi vertaamalla robotti versus laparoscopic lähestymistapaa ja keskittymällä vain oikealla koolonin poistot. Niihin kuului yhteensä kuusi tutkimusten rajallinen otoskoko (yhteensä 168 potilasta robotti ryhmässä ja 348 laparoscopic ryhmässä). Meta-analyysi ei osoittanut eroja robotti ja laparoscopic lähestymistapaa analysoidaan tuloksia, lukuun ottamatta enää toimi aika robotti oikea kolektomian ja kirjoittajat eivät suorita herkkyys tai alaryhmäanalyysi [20]. Muita hyvin hoidettu selostuksia, joista osa oli systemaattisesti vaan puuttui meta-analyysi [12, 21], olivat rajalliset, koska ne tehtiin aikana, jossa on pieni määrä julkaista vertailevia tutkimuksia robotti vs. laparoskooppisten koolonin poistot.

tämän vuoksi tausta, tavoitteenamme oli suorittaa ajan tasalla järjestelmällinen katsaus ja meta-analyysi kirjallisuuden verrata robotti vs. laparoskooppisten koolonin poistot (ottaen huomioon sekä oikealle ja vasemmalle koolonin poistot) suoritettiin potilailla, joilla on pahanlaatuisia tai hyvänlaatuinen sairauksien ehdot intraoperative ja leikkauksen jälkeisiä vaikutuksia ja kustannuksia.

Materiaalit ja menetelmät

Tämä systemaattinen tarkastelu ja meta-analyysi tehtiin ohjeiden ehdotettu Preferred Reporting Kohteiden-katsaukseen ja meta-analyysit (PRISMA) selvitys [22] ja Cochrane Handbook of Systematic Review [23].

haku strategia

Olemme suorittaneet hakuja seuraavissa sähköisiin tietokantoihin: PubMed, EMBASE ja Cochrane Central Register of Controlled Trials. Etsimme tutkimuksissa verrattiin robotti ja laparoskooppisten koolonin poistot potilailla vaikuttaa joko pahanlaatuisia tai hyvänlaatuinen paksusuolen sairauksia, jotka olivat potentiaalisesti hyväksyttäviä sisällyttämistä tähän systemaattinen tarkastelu ja julkaistiin tammikuun 2000 ja lokakuu 2014. Seuraavat hakutermejä käytettiin erilaisissa yhdistelmiä: ”Robot”, ”Robot-avustaa”, ”Colon”, ”peräsuolen”, ”Colonic”, ”Right kolektomian”, ”Left kolektomian”, ”Sigmoidectomy”, ”poikittainen”, ”Sigmoid” ja ”Hemicolectomy”. Käytimme sekä vapaa teksti ja MeSH hakusanojen. Luettelo viitearvoista kussakin tukikelpoisten artikkeli on käsin arvioitiin määrittämiseksi tutkimuksiin kiinnostavia tämän tarkastelun.

Valitut tiivistelmät kirjallisuudesta etsintöjä itsenäisesti arvioitiin kolme tekijää, ja poikkeamia, kun läsnä, keskusteltiin ja ratkaistu yksimielisyys kolme tekijää. Vain artikkeleita sekä tiivistelmiä ja koko teksti Englanti olivat mukana.

koko teksti mahdollisesti tukikelpoisten artikkeleita saatiin ja sitten itsenäisesti analysoitiin kolme kirjoittajat vahvistamaan tukikelpoisuuden perusteella ja poissulkukriteereitä tämän systemaattinen katsaus. Mahdollisia poikkeamia kollegiaalisesti keskusteltiin tekijät.

Tutkimukset valinta ja ja poissulkukriteereitä

kriteereillä tätä järjestelmällinen katsaus satunnaistettiin ja ei-satunnaistettu tutkimuksissa verrattiin potilailla, joille asemointia mitään osaa paksusuoli (umpisuoli, nouseva, poikittainen, laskeva ja sigma) riippumaton laajentaminen resektoimalla robotti lähestymistapaa (koko robotti tai robotti tukialueen) vs. laparoskooppinen yksi ja tutkimukset raportoinnin tietoja vähintään yhden katsoi tuloksia potilailla vaikuttaa joko pahanlaatuisia tai hyvänlaatuinen paksusuolen sairauksia. Tutkimukset vertaamalla robotti ja laparoscopic menettelyjä, jotka tehtiin yhden portin tai käsin avustaa laparoscopic lähestymistapa koettiin myös oikeutettu.

Seuraavat hylkäämiskriteerejä katsottiin: menettelyt anterior resektio peräsuolen tai Abdominoplastiikka-välilihan poisleikatuista suoritetaan peräsuolen syöpä tai hyvänlaatuinen peräsuolen sairauksien, tutkimukset, joissa on alle 10 osallistuneista potilaista kummassakin hoitoryhmässä ja tutkimusten raportointi robotti menettelyjä, jotka suoritettiin eri robotin muu kuin Da Vinci (Intuitiivinen Surgical, Mountain View, Sunnyvale, CA, USA).

Niissä tapauksissa, joissa tekijät ja /tai laitokset päällekkäin kahden tai useamman tutkimuksissa vastaava kirjoittajat otettiin yhteyttä; jos kyseessä ei vastausta, vain viimeisin tutkimuksessa katsottiin.

Data Extraction

Kun täysi tekstit sisältyvät tutkimukset järjestelmällinen tarkastelu saatiin, tiedot kiinnostavaan olivat itsenäisesti uutetaan ja verrattiin kolmen kirjoittajat ennalta määritetyn laskentataulukon. Kun kyseessä on eroavaisuuksia, kirjoittajat tarkistettu louhinta prosessi ja keskustelivat tiedot ennen päästä yksimielisyyteen.

ensisijaisena tavoitteena järjestelmällinen katsaus oli arvioida, onko robotti paksusuolen resektio pystyy merkittävästi lyhentää sairaalahoidon ja leikkauksen jälkeisen sairastuvuuden verrattuna laparoscopic lähestymistapaa.

Ensisijaisia ​​tuloksia olivat: Sairaalahoito ja yleinen leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita.

toissijainen tulokset otettiin huomioon:

– Operatiivinen aika

– Conversion avaa leikkaus korko

– Intraoperative verenhukka

– Aika ensimmäiseen flatus

– määrä korjattu imusolmukkeiden

– anastomoottisia vuotonopeus

– haavainfektioita korko

– Leikkauksen jälkeinen ileus korko

– Oikeudenkäyntikulut

arvio menetelmien laatua ja bias riski mukana tutkimusten

menetelmien laatua satunnaistettuja tutkimuksia määritettiin käyttäen modifioitua Jadad mittakaavassa [24, 25], kun taas havainnointitutkimukset tarkistettu ja muutettu pisteytysjärjestelmä Skotlannin Intercollegiate suuntaviivojen Network oli käytetyt [26, 27]. Sillä mukana satunnaistetuissa tutkimuksissa, Cochrane Collaboration n väline arvioitaessa riskiä bias käytettiin [23].

Tilastollinen analyysi

dikotominen tulokset analysoitiin käyttämällä Ristitulosuhde (OR) kuin yhteenvetotilastoja kanssa Mantel-Haenszel menetelmällä [28, 29]. Jatkuva tulokset analysoitiin käyttämällä Mean erotus (MD), jossa geneeristä käänteistä varianssi menetelmällä. Kun kyseessä on tutkimuksissa dikotomisten tuloksia 0 tapahtumia kussakin hoitoryhmässä, Risk Difference (RD) kuin tiivistelmä tilastoa käytettiin myös niitä arvioitu vaikutus. Kuitenkin herkkyysanalyysi käyttämällä OR suoritettiin myös näissä tapauksissa.

Tilastollinen heterogeenisuus arvioitiin kanssa Chi-Square-testin [30] (tilastollinen heterogeenisuus määriteltiin P-arvo 0,05) ja Higgins I

2 [31] testi. Higgins I

2 testi mitattuna epäjohdonmukaisuus tietoja. Arvot 25, 25-50 ja 50% määriteltiin alhainen, kohtalainen tai korkea, vastaavasti. Tapauksissa alhainen tai kohtalainen epäjohdonmukaisuus, tiedot analysoitiin Fixed Effect mallia. Suuria heterogeenisyys, tiedot analysoitiin Random Effect malli [32].

tutkimuksista, joissa jatkuva tulokset ilmoitettiin mediaanit ja vaihteluvälit, keskiarvo ja keskihajonta laskettiin käyttäen menetelmää ehdotti by Hozo et al [33].

kustannusanalyysin suoritettiin diskonttaamalla kustannukset niille vuodesta 2013 3% korko, joka ilmoitetaan paneelin kustannustehokkuutta terveyteen ja lääketieteeseen [34].

Lisäksi, kun tutkimukset raportointia vain keskiarvo eikä alueella tai keskihajonta, otimme yhteyttä vastaavan tekijän kunkin tutkimuksen saadakseen tarvittavat tiedot. Kun on kyse ei vastausta, nämä arvot arvioitiin käyttäen eri menetelmiä, mukaan lukien käyttö T-arvot, P-arvot, luottamusvälit, F-arvot, keskivirheet tai imputointimenetelmiä [23]. Julkaisu bias arvioitiin rakentamalla suppilon tontteja. Kaikki tilastolliset analyysit suoritettiin käyttämällä Review Manager (RevMan) ohjelmisto, versio 5.2 (Copenhagen: Nordic Cochrane-keskus, Cochrane Collaboration, 2011).

Alaryhmäanalyysissä

Tässä meta-analyysi, lisäksi pääanalyysi (suoritettu vertaamalla robotti ja laparoskooppisten menettelyt syövän ja hyvänlaatuinen sairauksien kaikilta mukana tutkimukset), seuraavat alaryhmä analyysit suoritettiin:

– Toimenpiteet, jotka suoritetaan syövän

– Right kolektomian menettelyt

– Vasen kolektomian menettelyjä.

Herkkyystarkastelu

Suunnittelimme suorittaa herkkyysanalyysi kunkin tutkitun tulosten ulkopuolelle pääanalyysi : 1) tutkimukset, jossa tiedot (keskiarvo ja /tai keskihajonta) vaaditaan meta-analyysissä arvioitiin, 2) tutkimuksia perustuvat kansalliseen tietokantaan, 3) tutkimukset käyttäen yhden portin menettelyjä tai käsin avustamana menettelyt, 4) tutkimukset, joilla on alhainen menetelmien laatu (pistemäärä 8 pistettä muutetusta luokitusjärjestelmä Skotlannin Intercollegiate suuntaviivojen Network tai pisteet 6 pistettä muutetusta Jadad Scale), 5) tutkimuksissa, joissa ainakin yksi ryhmistä osuus oli alle 20 potilasta ja 6), satunnaistetussa kliinisessä tutkimuksessa.

tulokset

bibliografiset tutkimus havaintojen mukaan yhteensä 485 kirjaa (kuvio 1). Näistä 414 suljettiin pois, koska ne olivat päällekkäisiä tai koska he eivät täyttäneet mukaanottokriteerinä perustuvat joko otsikko tai sisällön tiivistelmän. Seitsemänkymmentäyksi koko artikkelia arvioitiin, ja, näistä 59 oli ulkopuolelle, koska päällekkäisiä potilaiden tai koska he olivat merkityksettömiä perustuu osallisuutta /poissulkemisperusteet. Kaksitoista tutkimuksissa [13-18, 35-40] täytti kriteereillä, joten ne sisältyvät esillä järjestelmällinen katsaus ja meta-analyysi.

Tutkimus ominaisuudet

oikeutettuja tutkimuksia käsitti kaikkiaan 4148 potilasta, joista 744 (18%) koki robotti koolonin poistot ja 3404 (82%) koki laparoskooppisten koolonin poistot.

ominaisuudet sisältyvät tutkimuksista on esitetty yhteenvetona taulukossa 1. Niistä sisältyi tutkimuksia, vain yksi oli satunnaistettu kontrolloitu tutkimus [14], kun taas loput tutkimukset olivat kaikki retrospektiivinen havainnointitutkimukset, paitsi tutkimukset Bertani et al [39] ja Casillas et al. [17], joka oli prospektiivinen ei-satunnaistetut tutkimukset. Tutkimuksen mukaan Casillas et al. [17] esitetään tuloksia, jotka mukautettiin taipumus pisteet laskelma. Päätimme sisällyttää suurten Yhdysvallat (US) kansalliseen tietokantaan tutkimuksessa Tyler et al. Tässä meta-analyysi [15]. Tämä tietokanta Tutkimus oli retrospektiivinen analyysi Nationwide Laitoshoito Sample (NIS) tietokantaan. Emme sisältää muista tutkimuksista perustuu Yhdysvaltain kansallisen tietokannan [41, 42], ei vain siksi, että vaara päällekkäisten laitosten ja potilaiden lisäksi myös siksi, että tutkimuksen Tyler et al. keskitytty vain koolonin poistot ja mukana vain potilaat, jotka hoidettiin laitoksissa, jotka oli tehty vähintään 1 robotti kolektomian tutkimuksen aikana [15]. Tutkimuksessa Tyler et al. esitetään tulokset, jotka olivat riskisopeutetun perusteella potilaiden ja sairaaloiden tekijöistä.

Mukana tutkimukset suoritettiin Yhdysvalloissa, Euroopassa ja Aasiassa. Viisi näistä tutkimuksista osallistui vain syöpäpotilaita [14, 17, 18, 37, 39, 40], kun taas kaksi tutkimuksen raporttien tiedot onkologian lopputulokset syöpäpotilaille on alaryhmäanalyysissä [13, 16]. Tutkimuksessa, jonka Casillas et al. [17] ainoastaan ​​potilasta oikeaan kolektomian ryhmä olivat kaikki toiminut syöpään. Kaikki loput tutkimuksiin osallistui potilaita, joilla paksusuolen syöpä, mutta tiedot olivat erottamattomia saatuihin tietoihin, joilla on hyvänlaatuinen sairaus [15, 35, 36, 38].

tekniset ominaisuudet kirurgisten suoritetaan kukin mukana tutkimuksessa ilmoitettiin S1 taulukossa. Tutkimuksia selvästi ilmoitetaan käytön käsi-avusteinen laparoscopic tekniikkaa. Yhdessä tutkimuksessa [38] ilmoitetaan menettelyt suoritetaan käyttämällä yhden portin tekniikka 3 18 potilasta, jotka saivat robotti menettelyt (17%) ja 2 47 potilailla, jotka saivat laparoskooppisiin toimenpiteisiin (4,2%).

Only tutkimuksissa Rawlings ym. [35] ja Deutsch ym. [38] oli ainakin yksi hoitoryhmässä alle 20 potilasta.

tulokset meta-analyysi dikotominen ja jatkuvaan tutkittu tuloksia ja alaryhmä analyysit esitetään yhteenveto taulukoissa 2 ja 3, tässä järjestyksessä. Tulokset herkkyysanalyysin esitetään yhteenveto taulukoissa 4 ja 5.

Meta-analyysin tulokset pääanalyysi (suoritettu ottaen huomioon kaikki mukana tutkimuksissa) ja syövän potilaat alaryhmää

pituus sairaalassa.

Kaikissa mukana raportoiduissa tutkimuksissa pituus sairaalassa, joissa on yhteensä 14 aineistoja, johon kuului 675 potilasta, joille tehtiin RC ja 3263 potilaalla koki LC. Sen jälkeen yhdistetty analyysi (kuvio 2), RC johti huomattavasti lyhyempi pituus sairaalassa kuin LC (RE, MD -0,68, 95% CI -1,20–0,16, P = 0,01); oli merkkejä korkea heterogeenisuus (X

2 = 36,18, I

2 = 64%), mutta ei julkaistu bias (kuvio 3). Alaryhmäanalyysi joka pidetään ainoastaan ​​syöpäpotilaiden osoitti lyhyemmän sairaalassa potilaille, joille tehtiin RC (FE, MD -0,65, 95% CI -1,09–0,22, P = 0,003) ja alhainen heterogeenisuus (X

2 = 5,45, I

2 = 8%).

RC: Right koolonin poistot käyttökelpoisuus; LC: Vasen koolonin poistot käyttökelpoisuus; IV: Inverse varianssi; CI: luottamusväli.

SE: Standard Error; MD: Mean Difference.

Kaiken leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita.

määrä yleinen leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita kerrottiin kolmetoista aineistoja, 11 sisältyi tutkimuksia, joissa on yhteensä 584 potilasta RC ryhmä ja 982 LC ryhmässä. Painotettu määrä yleisen leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita oli 21% RC ryhmässä ja 26% varten LC ryhmää. Meta-analyysi (kuvio 4) osoitti merkittävää eroa leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita välillä RC ryhmä ja LC ryhmä (FE, OR 0,74, 95% CI +0,57-+0,95, P = 0,02) ilman heterogeenisuus (X

2 = 10,55 , I

2 = 0%) ja mitään todisteita julkaisun bias (kuvio 5). Syöpäpotilailla, RC johti merkittävästi vähemmän leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita (FE, OR 0,62, 95% CI 0,43-0,90, p = 0,01), joilla on kohtalainen heterogeenisuus (X

2 = 5,87, I

2 = 15%) .

RC: Right koolonin poistot käyttökelpoisuus; LC: Vasen koolonin poistot käyttökelpoisuus; M-H: Mantel-Haenszel; CI: luottamusväli.

SE: Standard Error; TAI: Ristitulosuhde.

Operatiivinen aikaa.

yhteensä 13 aineistoja, operatiivinen aika ilmoitettiin yhteensä 584 potilasta RC ryhmässä ja 981 vuonna LC ryhmä. Meta-analyysi osoitti merkitsevästi pidempi operatiivinen aikaa potilaille, joille tehtiin RC (RE, MD 41.52, 95%: n luottamusväli 23,59-59,45, P 0,00001), joilla on suuri heterogeenisuus (X

2 = 167,41, I

2 = 93%) (kuvio 6) ja mitään todisteita julkaisu puolueellisuudesta.

RC: Right koolonin poistot käyttökelpoisuus; LC: Vasen koolonin poistot käyttökelpoisuus; IV: Inverse varianssi; CI: luottamusväli.

syöpä alaryhmäanalyysissä operatiivinen aika oli merkitsevästi pidempi potilailla, joille tehtiin RC (RE, MD 30.47, 95%: n luottamusväli 0,71-60,24, P = 0,04) korkea heterogeenisuutta (X

2 = 82,96, I

2 = 94%).

Arvioitu intraoperative veren menetys.

Yksitoista tietokokonaisuuksia raportoinut intraoperatiivisessa verenhukka, joissa on yhteensä 435 potilasta RC ryhmässä ja 771 potilasta LC ryhmässä. Yhdistetty analyysi osoitti merkitsevästi vähemmän verenhukka RC menettelyjä kuin laparoscopic lähestymistapaa (FE, MD -16,82, 95% CI -23,00–10,64, P 0,00001), joilla on lievä heterogeenisuus (X

2 = 13,75, I

2 = 27%) (kuvio 7) ja mitään todisteita julkaisu puolueellisuudesta.

RC: Right koolonin poistot käyttökelpoisuus; LC: Vasen koolonin poistot käyttökelpoisuus; IV: Inverse varianssi; CI: luottamusväli.

alaryhmäanalyysi syöpäpotilaan menettelyjen (4 aineistoja) osoittivat merkitsevästi vähemmän verenhukka RC menettelyjä kuin laparoscopic lähestymistapaa (FE, MD -17,74, 95% CI -25,29–10,18, P 00000,1), joilla on kohtalainen heterogeenisuus (X

2 = 4,51, I

2 = 33%).

Aika ensimmäiseen flatus.

Five aineistoja ilmoitetaan aika ennen päästöjen ensimmäisen flatus (253 potilasta RC ryhmässä ja 393 LC ryhmässä). Meta-analyysi osoitti huomattavasti lyhyempi aika ensimmäiseen flatus RC ryhmässä kuin LC ryhmässä (RE, MD -0,51, 95% CI -0,84–0,18, P = 0,003), jossa on heterogeenisuus (X

2 = 11,94, I

2 = 66%) (kuvio 8), mutta symmetrinen suppilo juoni. Sen sijaan, että Alaryhmäanalyysissa neljän aineistoja syöpäpotilaille, ei havaittu merkittävää eroa hoitoryhmien välillä (RE, MD -0,43, 95% CI -0,89-+0,02, P = 0,06), jossa on korkeampi heterogeenisuus (X

2 = 10,32, I

2 = 71%).

RC: Right koolonin poistot käyttökelpoisuus; LC: Vasen koolonin poistot käyttökelpoisuus; IV: Inverse varianssi; CI: luottamusväli

Conversion avata leikkausta.

Kolmetoista aineistoja 11 raportoiduissa tutkimuksissa nopeus robotti ja laparoskooppisten menettelyjä, jotka muunnetaan avata leikkaus (584 potilasta RC ryhmässä ja 981 LC ryhmässä). Painotettu muuntokurssia avata leikkaus oli 4,3% RC ryhmässä vs. 7,1%: lla potilaista, joille tehtiin LC.

Yhdistetty analyysi ei osoittanut mitään merkittävää eroa verrattuna ryhmään (kuvio 9) (FE, RD -0,02, 95% CI -0,04-+0,00, P = 0,13), joilla on kohtalainen heterogeenisuus (X

2 = 15,28, I

2 = 21%) ja mitään todisteita julkaisu puolueellisuudesta.

RC: Oikea koolonin poistot käyttökelpoisuus; LC: Vasen koolonin poistot käyttökelpoisuus; M-H: Mantel-Haenszel; CI: luottamusväli

alaryhmässä syöpäpotilaiden Eroja ei havaittu muuntokurssia avata kirurgian välillä robotti ja laparoscopic lähestymistavat (FE, RD -0,00, 95% CI – 0,03-0,02, p = 0,72) vähäisin heterogeenisuus (X

2 = 5,03, I

2 = 1%).

lukumäärä korjattu imusolmukkeiden.

Tämä tulos ilmoitettiin yhteensä 9 tutkimukset, joissa 10 tietokokonaisuuksia (434 potilasta RC ryhmässä verrattuna 737 LC ryhmässä). Määrä korjatun imusolmukkeiden oli samanlainen potilailla, joille tehdään RC ja LC (RE, MD -0,83, 95% CI -2,68-+1,03, P = 0,38), jossa on heterogeenisuus (X

2 = 22,77, I

2 = 60%) (kuvio 10) eikä näyttöä julkaisu puolueellisuudesta.

RC: Right koolonin poistot käyttökelpoisuus; LC: Vasen koolonin poistot käyttökelpoisuus; IV: Inverse varianssi; CI: n luottamusväli. Keskiarvot on kerrottu -1 jotta graafisesti kääntää suunnan analyysin vaikutus.

Kun otetaan huomioon ainoastaan ​​menettelyt syöpä, RC ei johtanut merkittävän edun LC (RE, MD -0,22 , 95% CI -2,27-+1,83, P = 0,84) kanssa heterogeenisuus (X

2 = 16,91, I

2 = 59%).

anastomoottisia vuoto.

Yksitoista tutkimuksissa yhteensä 13 tietokokonaisuuksien raportoitu määrä anastomoottisia vuotojen jälkeen robotti ja laparoskooppisten koolonin poistot (yhteensä 584 potilasta RC ryhmässä ja 981 LC ryhmässä). Painotettu määrä anastomoottisia vuoto oli 3,2%, kun RC ja 4,1% jälkeen LC, vaikka mitään merkittävää eroa ei löytynyt jälkeen meta-analyysi tiedoista (FE, RD -0.01, 95% CI -0,03-+0,01, P = 0,20) , joilla on alhainen heterogeenisuus (X

2 = 11,72, I

2 = 0%) (kuvio 11) eikä näyttöä julkaisu puolueellisuudesta.

RC: Right koolonin poistot käyttökelpoisuus; LC: Vasen koolonin poistot käyttökelpoisuus; M-H: Mantel-Haenszel; CI: luottamusväli.

Analysoimalla vasta menettelyt suoritetaan syövän, ei ollut eroa RC ja LC kannalta anastomoottisia vuoto (FE, OR 0,58, 95% CI 0,26-1,29, P = 0,18) ilman epäyhtenäisyys.

Leikkauksen jälkeinen ileus.

Ten tutkimuksissa yhteensä 12 tietokokonaisuuksien ilmoitetaan tapausten määrä leikkauksen jälkeisen ileus jälkeen robotti ja laparoskooppisten koolonin poistot (yhteensä 609 potilasta RC ryhmä ja 3212 LC ryhmässä). Painotettu määrä leikkauksen jälkeinen ileus oli 7,6%, kun RC ja 13% jälkeen LC. Yhdistetty analyysi ei osoittanut mitään merkittävää eroa verrattuna ryhmien (FE, RD -0.02, 95% CI -0,05-,00, P = 0,06) (kuvio 12), ei ollut näyttöä heterogeenisuus (X

2 = 11,29, I

2 = 3%) tai julkaisun bias.

RC: Right koolonin poistot käyttökelpoisuus; LC: Vasen koolonin poistot käyttökelpoisuus; M-H: Mantel-Haenszel; CI: luottamusväli.

Kun otetaan huomioon ainoastaan ​​menettelyt suoritetaan syövän, ei ollut eroa RC ja LC kannalta leikkauksen jälkeinen ileus (RE, RD -0.01, 95% CI -0,07-+0,04, P = 0,67) kanssa heterogeenisuus (X

2 = 9,05, I

2 = 67%).

haavainfektion.

Yksitoista tutkimuksessa yhteensä 13 aineistoja raportoitu lukumäärä haavan tartuntojen jälkeen robotti ja laparoskooppisten koolonin poistot (yhteensä 584 potilasta RC ryhmässä ja 981 LC ryhmässä). Painotettu haavan infektio oli 4,7%, kun RC ja 6,4%, kun LC. Merkittävä ero havaittiin jälkeen yhdistämällä tiedot (FE, RD -0.02, 95% CI -0,05–0,00, P = 0,03) (kuvio 13), ei ollut näyttöä heterogeenisuus (X

2 = 2,38, I

2 = 0%) tai julkaisun bias. Kun otetaan huomioon ainoastaan ​​menettelyt syöpä ei ollut eroa RC ja LC kannalta haavainfektio (FE, OR 0,54, 95% CI 0,26-1,14, p = 0,11) ilman epäyhtenäisyys.

RC: Right koolonin poistot käyttökelpoisuus; LC: Vasen koolonin poistot käyttökelpoisuus; M-H: Mantel-Haenszel; CI: luottamusväli

Kustannukset.

Data kokonaiskustannuksiin ilmoitettiin yhteensä 5 tietokokonaisuuksia (4 tutkimukset) että mukana yhteensä 255 potilasta RC ryhmässä ja 2576 potilasta LC ryhmässä. Meta-analyysi osoittivat, että RC oli huomattavasti kalliimpi kuin LC (FE, MD 2,42, 95%: n luottamusväli 1,74-3,11, P 0,00001), jossa ei ole merkittävää heterogeenisyyttä (X

2 = 5,02, I

2 = 20%) (kuvio 14) tai näyttöä julkaisemisesta puolueellisuudesta.

RC: Right koolonin poistot käyttökelpoisuus; LC: Vasen koolonin poistot käyttökelpoisuus; IV: Inverse varianssi; CI: n luottamusväli. Data Yhdysvaltain dollaria.

alaryhmäanalyysi menettelyjen syövän oli raportoitu vain yhdessä tutkimuksessa (FE, MD 2,03, 95%: n luottamusväli 1,20-2,86, P 0,00001).

tulokset menetelmien laadun arvioinnin

Kun menetelmiin arviointi käyttämällä 21 pisteen modifioitu Scottish Intercollegiate suuntaviivat Network mittakaavassa 6 sisältyi tutkimuksia [13, 15, 18, 36-38] oli kohtuullinen laatu, ≥ 8 pistettä (keskiarvo 12,7 pistettä), kun taas loput tutkimukset [16, 17, 35, 39, 40] olivat hyviä menetelmien laatu, ≥ 14 pistettä (keskiarvo 16,7). Tutkimuksia johtanut huono menetelmien laatu ( 8 pistettä).

mukana vain satunnaistettuja kliinisiä tutkimuksia Park et al. [14], oli hyvä laatu, määritettynä arviointi muokatun Jadad mittakaavassa, joissa on yhteensä 11 pistettä. Tulokset riskin arviointiin puolueellisuudesta varten RCT Park et al. on esitetty kuvassa 15.

+ Matala riski bias; -High riski bias ;? Epäselvä riski bias

Meta-analyysin tulokset oikean kolektomian ja vasemmalle kolektomian alaryhmien

tulokset alaryhmäanalyysi esitetään yhteenveto taulukoissa 2 ja 3, tässä järjestyksessä.

pituus sairaalassa.

potilaat, joille tehdään robotti oikea paksusuolen asemointia pituus sairaalassa oli lyhyempi kuin laparoscopic ryhmässä, mutta ero ei ollut merkittävä (RE, MD -0,74, 95% CI -1,61-+0,13, P = 0,10), ja heterogeenisuus oli ilmeinen (X

2 = 24,14, I

2 = 71%). Sitä vastoin potilailla, joille tehdään robotti vasemmalle kolektomian oli merkittävä lyhyemmän oleskelun kesto kuin laparoscopic potilasryhmä (FE, MD -0,85, 95% CI -1,40–0,29, P = 0,003), todisteet kohtalainen heterogeenisyys, mutta analyysiin sisältyi vain kolme data sarjaa (yhteensä 259 potilasta).

Kaiken leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita.

Kun otetaan huomioon vain oikea paksusuolen resektio, robotti lähestymistapa tuottaisi merkittävästi vähemmän leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita kuin teki laparoscopic lähestymistapa (FE, OR 0,70, 95% CI 0,50-0,96, p = 0,03), alhainen heterogeenisyys ilmeinen. Kun otetaan huomioon vain 3 tutkimusten tietojen raportointiin vasemmalle koolonin poistot, huomasimme merkittävää eroa leikkauksen jälkeisiä komplikaatioita välillä robotti ja laparoscopic lähestymistavat (FE, OR 0,64, 95% CI 0,32-1,29, p = 0,21) ilman heterogeenisuus (X

2 = 1,89, I

2 = 0%).

operatiivinen aikaa.

potilailla, joille tehtiin robotti oikea paksusuolen asemointia, operatiivinen aika oli merkitsevästi pidempi (RE, MD 52.32, 95 % CI 34,21-70,43, P 0,00001), jossa on hieman vähemmän heterogeenisuus ilmeistä (X

2 = 68.97, I

2 = 90%).

Tämä tulos verrattiin varten jäljellä kolektomian vain 3 aineistoja. Yhdistämisen tiedot osoittivat merkittävästi lyhyempi operatiivinen aikaa LC (RE, MD 49.01, 95%: n luottamusväli 10,53-87,49, P = 0,01), jossa on heterogeenisuus (X

2 = 13,52, I

2 = 85% ).

Arvioitu intraoperative veren menetys.

alaryhmäanalyysi oikea- koolonin poistot verrokkeja vähemmän verta tappio robotti lähestymistapaa (FE, MD -18,28, 95% CI -26,84–9,73, P 0,0001), joilla on alhainen heterogeenisuus (X

2 = 6,60, I

2 = 9%). Vain 3 aineistoja raportoitu tämän tuloksen vasemmalle kolektomian (FE, MD -16,17, 95% CI -25,16–7,17, P = 0,0004), ja nämä osoittivat merkitsevästi vähemmän verta tappio robotti lähestymistapa on keskivaikea heterogeenisuus (X

2 = 3,53, I

2 = 43%).

aika ensimmäiseen flatus.

aika ensimmäinen flatus oli huomattavasti lyhyempi RC potilaiden alaryhmäanalyysissä oikean paksusuolen menettelyt (FE, MD -0,76, 95% CI -0,99–0,54, P 0,00001), vähemmän heterogeenisuus (X

2 = 2,59, I

2 = 23%). Kaikkiaan yksi tutkimuksessa raportoitiin tämän tuloksen vasemmalle kolektomian, ja se ei osoittanut eroja ryhmien välillä (FE, MD -0,31, 95% CI -0,64-+0,02, P = 0,06).

Conversion avata leikkaus.

Kun otetaan huomioon alaryhmä oikean paksusuolen menettelyjä, huomasimme merkittäviä eroja tutkittujen menettelyt (FE, RD -0.03, 95% CI -0,06–0,01, P = 0,02), joilla on kohtalainen heterogeenisuus (X

2 = 12.64, I

2 = 45%). Tämä tulos verrattiin varten jäljellä kolektomian vuonna yhteensä 3 aineistoja. Yhdistämisen tiedot osoittivat eroa robotti ja laparoscopic menettelyjä (FE, OR 0,87, 95% CI 0,29-2,57, p = 0,80), ilman epäyhtenäisyys.

määrä korjataan imusolmukkeen.