نُشر في | آخر تحديث في
يكاد كل باحث يصل إلى مرحلة التجميع يطرح السؤال نفسه، عادةً في حالة من الذعر، وغالبًا في وقت متأخر من الليل. لقد فحصت بضعة آلاف من السجلات، ولم يتبق لديك سوى خمس دراسات، وتريد أن تعرف ما إذا كان ذلك كافيًا. الإجابة الصادقة على الحد الأدنى لعدد الدراسات اللازمة للتحليل التلوي هي دراستان، وهذه الإجابة وحدها تكاد تكون عديمة الفائدة. دراستان تفيان بالحد الأدنى الحسابي، لكنهما نادرًا ما تجليان المعيار الذي يحدد فعليًا ما إذا كان المراجع سيقبل تقديرك المجمع، وهو ما إذا كان دمج هاتين الدراستين ينتج عنه رقم ذو دلالة.
يُقدّم لك هذا الدليل الرقم أولًا، ثم الأسئلة الأربعة الأهم من الرقم نفسه، ثم ما يجب فعله عندما لا تُجيب بياناتك على أحدها. كُتب هذا الدليل خصيصًا للمرحلة التي يكون فيها البحث قد اكتمل، واستخلاص المعلومات قد شارف على الانتهاء، ويتعين على أحدهم تحديد ما إذا كانت هذه الدراسة تحليلًا تجميعيًا أم توليفًا سرديًا.
بكلمات بسيطة
من الناحية النظرية، يُمكن دمج دراستين. ويعتمد ذلك على أربعة أمور: هل تُجيب الدراسات على السؤال نفسه؟ هل يُمكن استخلاص حجم التأثير وعدم اليقين المُصاحب له من كل دراسة؟ هل يوجد عدد كافٍ من الدراسات لتقدير مدى اختلافها؟ وهل يوجد عدد كافٍ للتحقق من وجود أدلة مفقودة؟ إذا لم يُستوفَ الشرط الأول، فلا ينبغي دمج الدراستين إطلاقًا. أما إذا لم يُستوفَ الشرط الثالث أو الرابع، فيُمكن دمج الدراستين، ولكن يجب تغيير المنهج الإحصائي المُستخدم وتوضيح ذلك في البحث.
الإجابة السريعة: الأرقام الأربعة المهمة
- دراسات 2 هذا هو الحد الأدنى المطلق للتحليل التلوي. لا يوجد شيء في ترجيح التباين العكسي يقل عن ذلك.
- دراسات 3 هو متوسط التحليل التلوي في قاعدة بيانات كوكرين للمراجعات المنهجية (المدى الربيعي من 2 إلى 6)؛ 36% تحتوي على اثنين بالضبط و75% تحتوي على خمسة أو أقل.
- أقل من 5 دراسات، استخدم طريقة هارتونج-كناب-سيديك-جونكمان بدلاً من طريقة ديرسيمونيان-ليرد، ولا تفسر I-squared على ظاهرها.
- أقل من 10 دراساتلا تقم بإجراء اختبار لعدم تناظر مخطط القمع. يحدد دليل كوكرين هذا الحد بشكل صريح.
نادراً ما يكون العدد هو القيد الحاسم. أما التماسك السريري فيعني: إذا لم تجب الدراسات على نفس السؤال، فلا يوجد عدد منها يجعل تجميعها أمراً مقبولاً.
الحد الأدنى لعدد الدراسات اللازمة لإجراء تحليل تجميعي هو دراستان
يكفي إجراء دراستين مستقلتين تُشيران إلى النتيجة نفسها، مع تقدير للأثر ومقياس لدقته، لحساب المتوسط المرجح. لا يوجد في الرياضيات الخاصة بترجيح التباين العكسي حدٌّ أدنى من ذلك. تحتوي مراجعات كوكرين على آلاف التحليلات التلوية التي تُجرى على دراستين. لا توجد جهة منهجية تنشر حدًّا أدنى أعلى من ذلك.
لا يكمن التغيير مع انخفاض عدد الدراسات في إمكانية حساب تقدير مُجمّع، بل في مدى دقة المعلومات التي يُمكن استخلاصها. فبدراستين فقط، يُمكن الإبلاغ عن تأثير إجمالي. لكن لا يُمكن وصف كيفية اختلاف هذا التأثير باختلاف السياقات بدقة، ولا يُمكن التحقق من وجود دراسات مفقودة. هذه خسائر منفصلة، ولكل منها تبعات محددة في عملية مراجعة الأقران، سنتناولها لاحقًا.
ما هو الحد الأدنى لعدد الدراسات اللازمة لإجراء تحليل تجميعي في الممارسة العملية؟
إنّ أهمّ مرجعٍ واقعيٍّ لهذه المسألة يأتي من قاعدة بيانات كوكرين نفسها. فقد صنّف ديفي وزملاؤه جميع التحليلات التلوية التي تضمّ دراستين على الأقلّ في عدد يناير 2008 من قاعدة بيانات كوكرين للمراجعات المنهجية: 2,321 مراجعةً تحتوي على 22,453 تحليلًا تلويًا مستمدًّا من 112,600 دراسةً فردية. وتُعيد نتائجهم صياغة المسألة برمّتها.
| قياس | القيمة في قاعدة بيانات كوكرين |
|---|---|
| متوسط الدراسات لكل تحليل تجميعي | 3 (المدى الربيعي من 2 إلى 6) |
| التحليلات التلوية التي تتضمن دراستين فقط | 36% |
| التحليلات التلوية التي تضم 5 دراسات أو أقل | 75% |
| متوسط حجم العينة في دراسة مكونة | المشاركون 91 |
ثلاثة أرباع التحليلات التلوية في أكثر مكتبات الأدلة الطبية دقةً تحتوي على خمس دراسات أو أقل. إذا كان لديك أربع دراسات وتعتقد أن هذا يُقصيك، فأنت مخطئ. أنت في منتصف التوزيع، وليس في ذيله. ما يُميّز التحليل التلوي الصغير القابل للدفاع عنه عن غير القابل للدفاع عنه ليس عدد الدراسات، بل ما إذا كان الباحث قد لاحظ الضمانات الإحصائية التي فقدها وقام بتعديلها.
أربع بوابات أهم من الحد الأدنى لعدد الدراسات اللازمة لإجراء تحليل تجميعي
اتبع هذه الخطوات بالترتيب. الأولى توقف نهائي. أما الثلاث الأخرى فتغير منهجك لا إجابتك.
البوابة 1. هل تجيب الدراسات على نفس السؤال؟
هذه هي البوابة التي تفشل في أغلب الأحيان ويتم فحصها أقل من غيرها، لأنها الوحيدة التي لا ترتبط بها معادلة. قبل أي إحصائية، تأكد من أن جميع الدراسات تشترك في نفس المجموعة السكانية، والتدخل، والمجموعة المقارنة، وتعريف النتيجة، بحيث يكون للرقم الإجمالي المجمع معنىً واضحًا للطبيب.
من بين الأمور المحددة التي تفشل في هذه المرحلة وتتسلل غالبًا: قياس النتائج بعد 6 أسابيع في ثلاث تجارب و12 شهرًا في تجربتين؛ استخدام دواء وهمي للمقارنة في نصف الدراسات والرعاية المعتادة في النصف الآخر؛ تغيير عتبة التشخيص عند تعديل الدليل الإرشادي في منتصف العقد؛ تقديم التدخل من قبل أخصائيين في بلد ما ومن قبل عاملين صحيين مجتمعيين في بلد آخر. قد تُشير اختبارات عدم التجانس الإحصائي إلى هذه الأمور أحيانًا، وقد تُغفلها في كثير من الأحيان، لأن دراستين غير متوافقتين سريريًا قد تُنتجان أحجام تأثير متشابهة عدديًا بالصدفة. يتناول دليلنا للأخطاء الشائعة في التحليل التلوي أخطاء التجميع الناتجة عن تخطي هذه الخطوة.
إذا فشلت في المرحلة الأولى، فتوقف. لن تُصلح أي دراسات إضافية سؤالاً غير متماسك، ولن يُجدي أي تعديل إحصائي في جعل متوسط الأشياء غير القابلة للمقارنة قابلاً للتفسير.
البوابة 2. هل يمكنك الحصول على تقدير التأثير وتباينه من كل دراسة؟
يتطلب التحليل التلوي للتباين العكسي رقمين لكل دراسة: التأثير وكيفية قياسه بدقة. يُعدّ فقدان الرقم الثاني العائق العملي الأكثر شيوعًا، وعادةً ما يكون قابلاً للتصحيح وليس كارثيًا. راجع طرق التصحيح في القسم التالي قبل استبعاد أي دراسة.
تحذير هام جدير بالذكر: إن استبعاد دراسة ما بسبب ضعف جودة تقريرها، بدلاً من عدم استيفائها لمعايير الأهلية، يُدخل تحيزاً غير مرئي في مخططك الشامل وغير موثق في مخطط تدفق PRISMA 2020، ما لم تُسجله كسبب استبعاد مستقل. لذا، سجّله.
البوابة 3. هل توجد دراسات كافية لتقدير مدى اختلافهم؟
يُقدّر نموذج التأثيرات العشوائية تباينًا بين الدراسات، يُرمز له بـ "تاو تربيع"، من بياناتك. ومع قلة عدد الدراسات، يكون هذا التقدير غير مستقر، وينتقل عدم الاستقرار مباشرةً إلى فترة الثقة.
الإحصائية ذات الصلة، I²، متحيزة في نفس الحالة. قام فون هيبل بحساب التحيز مباشرةً، ووجد أنه مع 7 دراسات وعدم وجود تباين حقيقي، فإن I² يبالغ في تقدير التباين بمعدل 12 نقطة مئوية، بينما مع 7 دراسات و80% تباين حقيقي، فإنه يقلل من تقديره بمعدل 28 نقطة مئوية. ينعكس اتجاه الخطأ تبعًا للحقيقة التي تحاول قياسها، ولهذا السبب فإن قيمة I² البالغة 40% في تحليل تجميعي لخمس دراسات لا تحمل أي معلومات تقريبًا. تتناول مقالتنا حول إدارة وتقييم التباين ما يجب الإبلاغ عنه بدلًا من ذلك.
خمس دراسات هي عتبة عملية وليست قاعدة ثابتة. فدونها، ينتج عن منهج ديرسيمونيان وليرد القياسي فترات ثقة ضيقة للغاية. وقد قيّم كل من إنت هوت وإيوانيديس وبورم هذا الأمر من خلال تحليلات تلوية محاكاة تتراوح بين 2 و20 تجربة، ووجدوا أن منهج ديرسيمونيان وليرد غالبًا ما ينتج عنه معدلات خطأ من النوع الأول غير مناسبة، بينما يتفوق عليه منهج هارتونغ-كناب-سيديك-جونكمان بشكل ملحوظ. كما درس كل من روفر وكناب وفريدي المنهج نفسه تحديدًا في حالة الدراسات القليلة. والإرشادات العملية موجزة: عند إجراء دراسات أقل من خمس، استخدم منهج هارتونغ-كناب-سيديك-جونكمان، واذكر فترة التنبؤ بجانب فترة الثقة لكي يرى القراء النطاق المتوقع للتأثيرات الحقيقية بدلًا من دقة المتوسط فقط.
البوابة 4. هل توجد دراسات كافية للتحقق من الأدلة المفقودة؟
هنا، يكون الحد الأدنى واضحًا وليس مجرد اصطلاح. ينص دليل كوكرين على أنه لا ينبغي استخدام اختبارات عدم تناظر مخطط القمع إلا عند وجود عشر دراسات على الأقل في التحليل التلوي، وذلك وفقًا لتوصيات ستيرن وزملائه في المجلة الطبية البريطانية. أما عند أقل من عشر دراسات، فتكون قوة الاختبار ضئيلة للغاية لدرجة أن النتيجة غير الدالة لا تُفيد بشيء، وإجراؤه على أي حال قد يدفع المُراجع إلى الإشارة إلى أنك أسأت تفسير انعدام القوة على أنه انعدام للتحيز.
في حال وجود أقل من عشر دراسات، فإنّ الخيار الأمثل هو عدم إجراء الاختبار، مع الإشارة صراحةً في منهجية البحث إلى عدم إمكانية تقييم تأثيرات الدراسات الصغيرة، وإدراج هذا القيد في تقييم مستوى اليقين. يتناول دليلنا لأساليب الكشف عن تحيز النشر وتصحيحه ما يمكن وما لا يمكن أن يُظهره مخطط القمع عند اختلاف عدد الدراسات.
كيفية استعادة البيانات التي تبدو مفقودة
معظم الدراسات التي تبدو غير قابلة للاستخدام في المرحلة الثانية تصبح قابلة للاستخدام بعد التحويل. قبل استبعاد أي دراسة بسبب نقص في التقارير، يُرجى مراجعة هذه القائمة.
يُستخدم الوسيط والمدى الربيعي بدلاً من المتوسط والانحراف المعياري. هذه هي الحالة الأكثر شيوعاً في الأدبيات الجراحية، وطب الأطفال، والاقتصاد الصحي، حيث تُعرض النتائج الملتوية كقيم وسيطة وفقاً للعرف. وقد استنبط وان وزملاؤه مُقدِّرات لهذه الحالة تحديداً، وقام لو وزملاؤه بتحسين مُقدِّر المتوسط بشكل أكبر (DOI 10.1177/0962280216669183).
مثال توضيحي: في إحدى التجارب، كانت قيمة n = 40، والوسيط 12، والربيع الأول 8، والربيع الثالث 18. باستخدام طريقة وان وآخرون للربيعات، تم تقدير المتوسط الحسابي كمتوسط القيم الثلاث المذكورة، (8 + 12 + 18) / 3 = 12.67. الانحراف المعياري هو المدى الربيعي مقسومًا على عامل يعتمد على حجم العينة، وهو 1.3005 عند n = 40، مما يعطي 10 / 1.3005 = 7.69. وبذلك، يمكن تجميع نتائج هذه الدراسة. تجدر الإشارة إلى أن القاسم يتغير بتغير حجم العينة، من 1.2227 عند n = 15 إلى 1.3294 عند n = 100، لذا لا يمكن اعتباره ثابتًا.
فترة ثقة بدون خطأ معياري. بالنسبة للتأثيرات الموزعة توزيعًا طبيعيًا، يكون الخطأ المعياري هو عرض الفترة مقسومًا على 3.92 لفترة ثقة بنسبة 95%. بالنسبة لمقاييس النسبة، قم بذلك على المقياس اللوغاريتمي قبل التحويل العكسي.
قيمة احتمالية (p-value) وتقدير نقطي، ولكن بدون فاصل. يتم حساب الخطأ المعياري عكسيًا من إحصائية الاختبار المُستنتجة من القيمة الاحتمالية الدقيقة. يفشل هذا الأسلوب عندما تُشير الورقة البحثية إلى عتبة فقط، مثل p < 0.05، وفي هذه الحالة يكون لديك نطاق بدلاً من قيمة، ويجب أن تُجرى الدراسة في تحليل حساسية بدلاً من المجموعة الأساسية.
تختلف مقاييس التأثير بين الدراسات. يمكن تحويل نسب الأرجحية، ونسب المخاطر، وفروق المتوسطات المعيارية وفقًا للافتراضات المحددة. صيغ التحويل بين معامل كوهين (d)، ومعامل الارتباط (r)، ونسب الأرجحية، ومعامل هيدجز (g) قياسية، وتغطي حاسبات StatPro المجانية لدينا حسابات حجم التأثير ذات الصلة. للاطلاع على التفسير الأساسي، راجع دليلنا حول المخاطر النسبية، والمخاطر المنسوبة، ونسب الأرجحية.
بيانات التغير عن خط الأساس بدون انحراف معياري للتغير. يتطلب هذا حساب معامل الارتباط بين خط الأساس والمتابعة. احسب هذا المعامل من دراسة ضمن مجموعتك البحثية تُبلغ عن كليهما، واذكر القيمة التي استخدمتها، واختبر تأثيرها في تحليل حساسية.
ما هي التغييرات التي تطرأ على الدراسات الخمس التالية في التحليل التلوي؟
التعديلات طفيفة ومحددة. ولا يتطلب أي منها التخلي عن التحليل التلوي.
| دراسات | ما يمكنك الإبلاغ عنه | ما هي التغييرات |
|---|---|---|
| 2 إلى 4 | التقدير المجمع، فاصل التنبؤ | استخدم طريقة هارتونغ-كناب-سيديك-جونكمان. لا تُفسّر قيمة I². لا تستخدم مخطط القمع. توقع انخفاضًا في دقة القياس. |
| 5 إلى 9 | التقدير المجمع، وفترة التنبؤ، ومناقشة عدم التجانس بحذر | يصبح مربع تاو قابلاً للتفسير ولكنه يظل غير دقيق. ولا يوجد حتى الآن اختبار رسمي لعدم تناظر مخطط القمع. |
| 10 أو أكثر | مجموعة الأدوات الكاملة | يصبح استخدام مخطط القمع واختبار عدم التماثل مناسبًا. يصبح التحليل التلوي ممكنًا، على الرغم من أنه يحتاج إلى أكثر من عشر دراسات بكثير ليكون مفيدًا. |
تستحق فترة التنبؤ اهتمامًا خاصًا في التحليلات التلوية الصغيرة. فهي تُظهر نطاق التأثيرات الحقيقية المتوقعة في دراسات مستقبلية مماثلة، بدلًا من دقة المتوسط، وقد أكد إنت هوت وزملاؤه في مجلة BMJ Open على ضرورة عرضها بشكل روتيني. إن عرض فترة ثقة مجمعة لا تستبعد أي تأثير، إلى جانب فترة تنبؤ تتضمنه، يُطلع القارئ على معلومات لا تُخفيها فترة الثقة وحدها. تحسب حاسبة عدم التجانس لدينا قيم I² وτ²، بينما تقوم حاسبة التحليل التلوي بإنشاء مخطط الغابة.
متى يجب عليك عدم استخدام المسبح على الإطلاق
إنّ المراجعة التي ترفض تجميع البيانات ليست مراجعة فاشلة، بل هي منتج مختلف، وغالبًا ما يكون أكثر صدقًا. وقد نشر كامبل وزملاؤه دليل SWiM لإعداد التقارير في المجلة الطبية البريطانية (BMJ) تحديدًا لأنّ المراجعات التي تستخدم أساليب تجميع بديلة نادرًا ما تُفصح عنها بشفافية، مما يُثير الشكوك حول نتائج قد تكون سليمة تمامًا.
تشمل البدائل المنظمة القابلة للنشر بشكل مستقل: التجميع حسب نوع التدخل مع الإبلاغ عن اتجاه التأثير لكل دراسة، وحساب الأصوات بناءً على اتجاه التأثير عندما يتعذر استخلاص أحجام التأثير، ومخططات ألباتروس التي تعرض قيم p مقابل حجم العينة عند الإبلاغ عن الدلالة الإحصائية فقط. لكل منها مكان في بنود الإبلاغ الخاصة بـ SWiM، وكل منها قابل للدفاع عنه بطريقة لا يمكن تبريرها بتقدير مجمع ضعيف.
إذا لم تدعم قاعدة الأدلة تجميع البيانات، فقد يلزم تغيير نوع المراجعة نفسها. ترسم المراجعة النطاقية خريطة لما هو موجود دون اشتراط نتائج قابلة للمقارنة. أما المراجعة السردية فتُجري توليفًا عبر أدبيات أوسع دون التقيد بسؤال واحد قابل للإجابة. توضح مقارنتنا بين أساليب المراجعة النطاقية والمنهجية والسردية أيها يحتاجه سؤالك تحديدًا، ويشرح إطار مستويات الأدلة موقع كل منها.
هناك حالة أخرى جديرة بالذكر. إذا كانت دراساتك تقارن بين عدة علاجات مختلفة بدلاً من علاج واحد مقابل علاج مقارن واحد، فقد يكون التحليل التلوي الثنائي بثلاث دراسات لكل مقارنة غير مناسب تمامًا. يستخدم التحليل التلوي الشبكي مقارنات غير مباشرة للاستفادة بشكل أفضل من الأدلة نفسها.
أسئلة المراجعين حول التحليل التلوي الصغير
يتم رفض التحليلات التلوية الصغيرة لأسباب يمكن التنبؤ بها، ويمكن معالجة كل منها في قسم الأساليب قبل التقديم.
- قيمة I-squared تم تفسيرها ظاهرياً بناءً على أربع دراسات. قم بالإبلاغ عنه إذا لزم الأمر، ثم اذكر التحيز بشكل مباشر واعتمد على فترة التنبؤ بدلاً من ذلك.
- اختبار إيغر الذي تم إجراؤه على ست دراسات. قم بإزالة ذلك. استبدله بجملة تقول إنه لا يمكن تقييم تأثيرات الدراسات الصغيرة في هذا العدد من الدراسات.
- استخدم ديرسيمونيان وليرد ثلاث دراسات دون أي مبرر. قم بتغيير المُقدِّر أو دافع عن الاختيار بشكل صريح.
- تقدير مجمع تم تقديمه دون الإقرار بعدم الدقة. يؤدي انخفاض قيمة k الصغيرة إلى خفض التقييم بشكل غير دقيق. قيّم المنتج بنفسك بدلاً من ترك الأمر للمراجع.
- تم استبعاد الدراسات بسبب عدم اكتمال التقارير وليس بسبب عدم الأهلية. استرجع البيانات باستخدام الطرق المذكورة أعلاه، أو سجل سبب الاستبعاد بشكل منفصل في مخطط التدفق.
- تحليلات المجموعات الفرعية لعدد قليل من الدراسات. مع خمس دراسات، لا تملك القدرة الكافية على تحليل المجموعات الفرعية. حددها مسبقًا، أو صنّفها كدراسات استكشافية، أو استبعدها. دليلنا لـ تحليل القدرة الإحصائية وحجم العينة يشرح هذا المقال لماذا تؤدي المقارنات غير الدقيقة إلى تضليل في كلا الاتجاهين.
بمجرد اتخاذ قرار التجميع، تشرح الأمثلة العملية في دورة التحليل التلوي المتقدمة لدينا كيفية بناء مخطط الغابة، وقراءة مخرجات عدم التجانس، وتفسير النتيجة.
قراءة ذات صلة: بمجرد الانتهاء من دراساتك، انظر كيف تبدو مخططات الغابة والقمع عمليًا في الرسوم البيانية للبحوث السريرية: 10 مخططات للتجارب والاختبارات والتحليل التلوي.
الأدوات والموارد
أدوات بحث مجانية من Editverse
- GraphProأنشئ مخططات جاهزة للنشر، 25 نوعًا، مع اختبار t مدمج، وتحليل التباين (ANOVA)، والارتباط، وقيم p لاختبار مربع كاي. مجاني، بدون تسجيل.
- StatPro: حاسبات إحصائية مجانية وأداة لاختيار الاختبارات تغطي مقارنات المجموعات، والنتائج الفئوية، وتحليل الوقت حتى وقوع الحدث، ودقة التشخيص.
- مخطط انسيابي احترافي: قم بإنشاء مخططات التدفق PRISMA 2020 و PRISMA-ScR و CONSORT و STROBE و STARD و MOOSE و ARRIVE مباشرة في متصفحك.
بالنسبة للحسابات المحددة في هذه المقالة، فإن حاسبة تحيز النشر لدينا تنتج مخططات قمعية واختبار إيجر بمجرد تجاوز عشر دراسات، وتتعامل أدوات عدم التجانس وحجم التأثير المرتبطة أعلاه مع البوابات السابقة.
الأسئلة الشائعة حول الحد الأدنى لعدد الدراسات اللازمة لإجراء تحليل تجميعي
ما هو الحد الأدنى لعدد الدراسات اللازمة لإجراء تحليل تجميعي؟
يكفي إجراء دراستين مستقلتين تُبلغان عن النتيجة نفسها، مع تقدير للأثر ومقياس لدقته، لحساب تقدير مُجمّع. تحتوي مراجعات كوكرين على آلاف التحليلات التلوية لدراستين، ولا تنشر أي جهة منهجية حدًا أدنى أعلى. نادرًا ما يكون العدد هو ما يُحدد مدى جدوى التجميع.
هل يمكنك إجراء تحليل تجميعي باستخدام دراستين فقط؟
نعم. في قاعدة بيانات كوكرين للمراجعات المنهجية، تحتوي 36% من التحليلات التلوية على دراستين فقط، ويبلغ الوسيط عبر 22,453 تحليلًا تلويًا ثلاث دراسات. باستخدام دراستين، يمكنك الإبلاغ عن تقدير مُجمّع، لكن لا يمكنك تقدير مدى اختلاف التأثير بين السياقات بدقة، ولا يمكنك اختبار الأدلة المفقودة.
كم عدد الدراسات التي تحتاجها قبل إجراء اختبار تحيز النشر؟
10. ينص دليل كوكرين على أنه لا ينبغي استخدام اختبارات عدم تناظر مخطط القمع إلا عند تضمين 10 دراسات على الأقل في التحليل التلوي. فأقل من ذلك، يكون الاختبار ضعيفًا جدًا، ولا يجوز اعتبار النتيجة غير الدالة دليلًا على عدم وجود تحيز.
هل يُعتبر مؤشر I-squared موثوقًا به في التحليل التلوي الصغير؟
لا. حسب فون هيبل أنه مع 7 دراسات وعدم وجود تباين حقيقي، فإن معامل I² يبالغ في تقدير التباين بمعدل 12 نقطة مئوية، بينما مع 7 دراسات و80% تباين حقيقي، فإنه يقلل من تقديره بمعدل 28 نقطة مئوية. لذا، يُرجى الإبلاغ عن فترة تنبؤ.
ما هي طريقة التأثيرات العشوائية التي يجب استخدامها مع أقل من 5 دراسات؟
وجد كلٌّ من هارتونغ-كناب-سيديك-جونكمان، وإنت هوت، وإيوانيديس، وبورم أن منهج ديرسيمونيان-ليرد القياسي غالبًا ما يُنتج معدلات خطأ من النوع الأول غير مناسبة، بينما يُحقق منهج هارتونغ-كناب-سيديك-جونكمان أداءً أفضل بكثير. وقد درس كلٌّ من روفر، وكناب، وفريدي المنهج نفسه تحديدًا في حالة الدراسات القليلة.
ماذا يجب عليك فعله إذا تعذر تجميع دراساتك؟
استخدم منهجية التجميع المنظم دون تحليل تجميعي، وقم بالإبلاغ عنها وفقًا لإرشادات SWiM. تشمل الخيارات التجميع حسب نوع التدخل مع الإبلاغ عن اتجاه التأثير لكل دراسة، وحساب الأصوات بشكل منهجي، ومخططات ألباتروس. يمكن نشر المراجعة التي ترفض التجميع لسبب محدد بشكل مستقل.
دعم احترافي لتحليلك التلوي
إذا كنت قد اجتزت المراحل الأربع وترغب في تنفيذ التحليل وكتابته وفقًا لمعايير النشر العلمي، فهذه هي الخدمات التي تناسب كل نتيجة. يتم تقديم كل حزمة من قبل إحصائيين يعملون باستخدام لغة البرمجة R مع نصوص برمجية قابلة للتكرار.
البيانات جاهزة، قم بتجميعها
$1,000
تحليل تجميعي مستقل. تقومون بتزويدنا بنموذج الاستخلاص، ونتولى نحن اختيار النموذج، ورسم المخططات البيانية، وتقييم التباين، واختبار تحيز النشر عند الإمكان، وقسم النتائج الجاهز للنشر في المخطوطة. مدة الإنجاز من أسبوعين إلى ثلاثة أسابيع.
مراجعة كاملة
$1,800
مراجعة منهجية كاملة + تحليل تجميعي، دراسات صغيرة. بروتوكول، بحث، فحص، استخلاص، تقييم جودة، وتجميع لما يصل إلى 15 دراسة، مع معامل التباين (I²)، ومعامل تاو (τ²)، وفترات التنبؤ. 10-14 أسبوعًا.
لا يمكن تجميع
$1,000
مقال نقدي سردي. عند فشل البوابة الأولى، يُطلب تقديم تحليل موضوعي مُنظّم يتضمن تحليلاً نقدياً وتحديداً للثغرات، يتراوح طوله بين 4,000 و6,000 كلمة، ويستهدف مجلة مُحددة. مدة الإنجاز من 4 إلى 6 أسابيع.
إذا كنت في مرحلة مبكرة من العملية ولا يزال قرار التجميع مفتوحًا، فإن خدمة كتابة المراجعات المنهجية المتوافقة مع PRISMA تغطي تسجيل البروتوكول حتى تقديمه، ويمكنها أن تخبرك في مرحلة البروتوكول بأي من البوابات الأربع من المحتمل أن يفشل سؤالك.
الإجابة المختصرة حول الحد الأدنى لعدد الدراسات اللازمة لإجراء تحليل تجميعي
دراستان هما الحد الأدنى. ثلاث دراسات هي الوسيط في قاعدة بيانات كوكرين. خمس دراسات هي الحد الذي يبدأ عنده التباين بين الدراسات بالظهور. عشر دراسات هي الحد الذي يُمكن عنده اختبار الأدلة المفقودة. لا يُعد أي من هذه الحدود معيارًا للنجاح أو الفشل، والتعامل معها بهذه الطريقة هو ما يؤدي إلى التخلي عن المراجعات الجيدة وتقديم المراجعات الضعيفة.
السؤال المهم ليس عدد الدراسات التي لديك، بل أيٌّ من المعايير الأربعة التي تستوفيها أدلتك، وما إذا كان قسم المنهجية لديك يقبل المعايير التي لا يستوفيها. التحليل التلوي لثلاث دراسات، الذي يستخدم منهجية هارتونغ-كناب-سيديك-جونكمان، ويُقدّم فاصل تنبؤ، ويرفض تفسير معامل التباين (I²)، ويُشير إلى عدم إمكانية تقييم تأثيرات الدراسات الصغيرة، ويُخفّض التقييم بسبب عدم الدقة، يُعدّ عملاً قابلاً للنشر. أما التحليل التلوي لاثنتي عشرة دراسة، الذي يجمع تعريفات نتائج غير متوافقة، فلا يُعدّ كذلك.
مراجع حسابات
- ديفي جيه، تيرنر آر إم، كلارك إم جيه، هيغينز جيه بي تي. خصائص التحليلات التلوية ودراساتها المكونة لها في قاعدة بيانات كوكرين للمراجعات المنهجية: تحليل وصفي مستعرض. بي إم سي ميد ريس ميثودول. 2011؛11:160. doi:10.1186/1471-2288-11-160
- فون هيبل، بي تي. يمكن أن تكون إحصائية عدم التجانس I-squared متحيزة في التحليلات التلوية الصغيرة. بي إم سي ميد ريس ميثودول. 2015؛15:35. دوى: 10.1186 / s12874-015-0024 زي
- IntHout J, Ioannidis JPA, Borm GF. طريقة هارتونغ-كناب-سيديك-جونكمان للتحليل التلوي للتأثيرات العشوائية بسيطة وتتفوق بشكل ملحوظ على طريقة ديرسيمونيان-ليرد القياسية. BMC Med Res Methodol. 2014;14:25. doi:10.1186/1471-2288-14-25
- روفر سي، كناب جي، فريد تي. نهج هارتونغ-كناب-سيديك-جونكمان وتعديله للتحليل التلوي ذي التأثيرات العشوائية مع عدد قليل من الدراسات. بي إم سي ميد ريس ميثودول. 2015؛15:99. doi:10.1186/s12874-015-0091-1
- ستيرن جيه إيه سي، ساتون إيه جيه، إيوانيديس جيه بي إيه، وآخرون. توصيات لفحص وتفسير عدم تناظر مخطط القمع في التحليلات التلوية للتجارب المعشاة ذات الشواهد. المجلة الطبية البريطانية. 2011؛343:d4002. doi:10.1136/bmj.d4002
- IntHout J, Ioannidis JPA, Rovers MM, Goeman JJ. دعوة لعرض فترات التنبؤ بشكل روتيني في التحليل التلوي. BMJ Open. 2016؛6:e010247. دوى:10.1136/bmjopen-2015-010247
- كامبل إم، ماكنزي جيه إي، سودن إيه، وآخرون. التوليف بدون تحليل تجميعي (SWiM) في المراجعات المنهجية: دليل إرشادي لإعداد التقارير. المجلة الطبية البريطانية. 2020؛368:l6890. doi:10.1136/bmj.l6890
- وان إكس، وانغ دبليو، ليو جيه، تونغ تي. تقدير متوسط العينة والانحراف المعياري من حجم العينة، والوسيط، والمدى، و/أو المدى الربيعي. بي إم سي ميد ريس ميثودول. 2014؛14:135. doi:10.1186/1471-2288-14-135
- هيغينز جيه بي تي، توماس جيه، تشاندلر جيه، وآخرون، المحررون. دليل كوكرين للمراجعات المنهجية للتدخلات. الفصل 13: تقييم خطر التحيز الناتج عن نقص الأدلة في التحليل التلوي