Titolo originale “Craniosacral therapy for chronic pain: a systematic review and meta-analysis of randomized controlled trials”
Heidemarie Haller1* , Romy Lauche2,3,4, Tobias Sundberg4,5, Gustav Dobos1 and Holger Cramer1,3
Musculoskeletal Disorders https://doi.org/10.1186/s12891-019-3017-y (2020) 21:1
Contesto
I disturbi del dolore cronico sono la principale causa di disabilità a livello mondiale e sono in continuo aumento [1]. I dolori alla schiena e al collo, la cefalea e l’emicrania colpiscono pesantemente tutte le fasce d’età, dall’inizio dell’adolescenza fino alla mezza età e agli anziani [1]. I trattamenti farmacologici per il dolore muscoloscheletrico cronico [2] hanno spesso risultati limitati e possono causare effetti collaterali; ecco perché i pazienti ricorrono frequentemente a terapie complementari [3-5]. Tra queste, la terapia craniosacrale (CST) è un trattamento solitamente richiesto per i disturbi della schiena e del collo, per la cefalea, l’emicrania e le relative problematiche dovute allo stress e alla salute mentale [6, 7].
La CST deriva dal trattamento manipolativo osteopatico e consiste in tecniche di palpazione fasciale consapevole e non invasiva da applicare tra il cranio e il sacro [8,9]. Oltre al rilascio delle strutture miofasciali la CST è finalizzata a normalizzare l’attività ortosimpatica, che risulta spesso aumentata nei pazienti con dolore cronico, attraverso la modifica dei ritmi corporei craniosacrali [10, 11]. È stato dimostrato che la riduzione dell’eccitazione fisiologica e il passaggio alla modalità parasimpatica [12] migliorano la capacità di regolazione e di rilassamento tissutale dell’organismo [13-17], oltre a diminuire il dolore cronico [18-19]. I meccanismi specifici della CST sono tuttora poco studiati, ma studi clinici hanno fornito prove preliminari secondo cui la CST migliora i risultati dichiarati dai pazienti, sebbene con un rischio spesso poco chiaro di bias a causa della limitata qualità metodologica dello studio [20-22]. Ad oggi, gli RCT sono stati riassunti solo dal punto di vista qualitativo [20-24], nessuna meta-analisi ha fornito informazioni quantitative sugli effetti a medio termine della CST.
Attraverso una revisione sistematica e una meta-analisi, abbiamo cercato di raggruppare le prove esistenti sulla CST in pazienti affetti da dolore e valutare se queste prove siano robuste alla luce del possibile rischio di bias sistematici.
Materiali e metodi
Questa revisione è stata condotta in conformità alle linee guida PRISMA (Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses) [25] e alle raccomandazioni della Cochrane Collaboration [26]. Un protocollo dei metodi utilizzati è stato precedentemente registrato presso Prospero (CRD42018111975).
Criteri di eleggibilità
Gli studi erano eleggibili se pubblicati come full-text o abstract di studi randomizzati controllati (RCT) o studi randomizzati crossover che includevano pazienti adulti con una condizione di dolore cronico non maligno di qualsiasi natura, durata o intensità. Gli studi dovevano esaminare un tipo di CST a prescindere dalla sua durata o dal contenuto. Gli interventi di controllo ammissibili erano comparatori attivi o inattivi come: trattamento usuale, lista d’attesa, trattamento placebo, terapie farmacologiche o comparatori non farmacologici. Per essere inclusi, gli studi dovevano riportare almeno un risultato primario o secondario valutato alla fine del periodo di intervento o durante il follow-up più vicino ai sei mesi dopo la randomizzazione. L’intensità del dolore e la disabilità funzionale sono stati individuati come esiti primari. Gli esiti secondari includevano la qualità della vita fisica, la qualità della vita psicologica, il miglioramento globale e la sicurezza [27]. Se uno studio riportava più strumenti di valutazione dello stesso risultato, sono stati preferiti gli strumenti specifici per una malattia rispetto a quelli generici, quelli a più voci rispetto a quelli a una sola voce e quelli valutati dal medico rispetto a quelli valutati dal paziente. La sicurezza è stata operazionalizzata come numero di eventi avversi (AE) o di ritiri dallo studio dovuti ad AE. Gli AE sono stati definiti come qualsiasi episodio medico imprevisto in un paziente, che non necessariamente aveva una relazione causale definita con il trattamento dello studio. I casi di episodi medici indesiderati che hanno, in qualsiasi misura, provocato il decesso, sono stati un pericolo per la vita, hanno richiesto il ricovero in ospedale o hanno causato una disabilità significativa e persistente sono stati classificati come AE gravi [28].
Sono stati esclusi gli studi che non erano randomizzati, che includevano campioni di bambini o adolescenti, o in cui gli autori non definivano gli interventi utilizzati come CST (per esempio tecniche specifiche relative all’osteopatia craniale).
Ricerca della letteratura
Abbiamo eseguito le ricerche nelle banche dati di PubMed, PsycInfo, Central Trials, Cinahl e Scopus, dalla loro istituzione e fino ad agosto 2018; abbiamo utilizzato i termini di ricerca “craniosacral” o “cranio sacral” per navigare tra titoli, abstract e parole chiave. Non sono state applicate restrizioni linguistiche. Abbiamo cercato manualmente elenchi di riferimento di studi e articoli precedenti, tesi di dottorato, tesi di laurea e siti web di associazioni internazionali di terapia craniosacrale per individuare ulteriori articoli. Per trovare gli studi in corso e quelli non pubblicati abbiamo cercato nei registri delle sperimentazioni internazionali del NIC e dell’OMS e negli atti delle conferenze. Due revisori (HH e HC) hanno vagliato in modo indipendente i titoli e gli abstract di tali studi e hanno valutato l’eleggibilità degli articoli full-text rimanenti. Gli eventuali disaccordi sono stati ricontrollati con un terzo revisore (RL) fino al raggiungimento del consenso.
Estrazione dei dati
Due revisori (RL e HC) hanno estratto in modo indipendente i seguenti dati dagli studi eleggibili: origine, condizione di dolore studiata, dimensione del campione, età media dei pazienti, percentuale di donne incluse nello studio, tipologia, contenuto e durata dell’intervento sperimentale e di controllo, esiti e punti di valutazione inclusi nella meta-analisi, AE riportati e fonti di finanziamento. Le discrepanze sono state ricontrollate con un terzo revisore (HH) fino al raggiungimento del consenso.
Rischio di bias nei singoli studi
Anche in questo caso due revisori, (RL e TS), hanno valutato in modo indipendente il rischio di: selezione, performance, rilevamento, violazione del protocollo, registrazione e altri bias utilizzando lo strumento Cochrane per il rischio di bias [26]. Ogni ambito è stato giudicato sulla base dei seguenti criteri: “basso rischio di bias” se tutti i requisiti erano adeguatamente soddisfatti, “alto rischio di bias” se i requisiti non erano adeguatamente soddisfatti e “rischio di bias poco chiaro” se i dati forniti risultavano insufficienti per un giudizio. I giudizi divergenti sono stati ricontrollati con un terzo revisore (HC) fino al raggiungimento del consenso.
Analisi statistiche
Valutazione delle dimensioni dell’effetto complessivo
Le meta-analisi a coppie sono state condotte mediante il Review Manager Software (RevMan, versione 5.3, The Nordic Cochrane Centre, Copenhagen) con l’utilizzo di modelli a effetti casuali (metodo della varianza inversa). Sono stati raggruppati gli effetti per gli studi che confrontavano la CST con il trattamento usuale o la lista d’attesa, i trattamenti placebo manuali o non manuali, i trattamenti farmacologici attivi e i trattamenti non farmacologici attivi analoghi nel rispettivo punto temporale. Le differenze medie standardizzate (SMD) sono state calcolate con intervalli di confidenza (IC) del 95%. Le SMD indicano la differenza tra le medie dei gruppi divisa per la deviazione standard raggruppata (SD) mediante la correzione di Hedges per piccoli campioni (N) [26]. Laddove non erano disponibili le SD, queste sono state calcolate a partire da errori standard, CI, valori t [26] o sono state richieste agli autori dello studio via e-mail. Per l’intensità del dolore e la disabilità funzionale una SMD negativa indicava maggiori effetti della CST rispetto alla relativa condizione di controllo. Per le misurazioni della qualità della vita e gli indici di miglioramento globale, una SMD positiva denotava maggiori effetti della CST rispetto al controllo. Secondo le categorie di Cohen, la g di Hedges può essere interpretata come: effetto piccolo se la SMD è di 0,2-0,5; effetto medio se la SMD è di 0,5-0,8; ed effetto grande nel caso di una SMD > 0,8 [29]. Per le SMD negative sono state applicate le relative categorie.
Analisi dei sottogruppi
Sono state prese in considerazione le analisi dei sottogruppi per pazienti con diverse diagnosi di dolore e diversi tipi di CST, ma non è stato possibile eseguirle in quanto non c’erano studi sufficienti per questi confronti.
Valutazione dell’eterogeneità
Per esplorare l’eterogeneità statistica tra gli studi è stata utilizzata la statistica del chi quadrato dove un valore p ≤ .10 indicava un’eterogeneità significativa. L’entità dell’eterogeneità è stata classificata dall’indice I2 dove: I2 > 25%, I2 > 50% e I2 > 75% rappresentano, rispettivamente, un’eterogeneità moderata, sostanziale e considerevole [26, 30].
Analisi di sensibilità
Sono state effettuate analisi di sensibilità per testare la robustezza degli effetti significativi laddove gli studi ad alto rischio di bias o a rischio poco chiaro di bias sono stati raggruppati con quelli a basso rischio di bias. Se in una meta-analisi era presente una sostanziale o considerevole eterogeneità statistica, le analisi di sensibilità sono state utilizzate per spiegarla come possibile conseguenza dell’eterogeneità clinica della qualità dello studio, dei campioni o delle caratteristiche dell’intervento.
Rischio di bias tra gli studi
Avevamo l’intenzione di utilizzare l’analisi visiva del grafico a imbuto per valutare i bias di pubblicazione nel caso in cui in una singola meta-analisi potesse includere più di 10 studi [31].
Risultati
Ricerca della letteratura
La ricerca nella banca dati elettronica ha individuato 540 articoli. Altri due articoli sono stati recuperati dalla ricerca manuale. In seguito all’eliminazione dei duplicati e all’esclusione degli articoli mediante la selezione dei titoli e degli abstract, sono stati valutati per l’eleggibilità 12 articoli full-text. È stato necessario escludere altri due articoli [32, 33] poiché non riportavano dati sufficienti per la meta-analisi. Un altro articolo è stato pubblicato solo come protocollo di studio [34] e atto di una conferenza [35], ma i dati dettagliati sono stati forniti via e-mail. È risultato idoneo per la meta-analisi un campione finale di 10 RCT, pubblicati tra il 1999 e il 2016; gli RCT comprendevano un campione complessivo di 681 pazienti [35-44].
Caratteristiche dello studio
Gli RCT sono stati condotti nei seguenti paesi: Stati Uniti [35, 42, 44], Spagna [38, 39, 43], Germania [41], Islanda [36], Polonia [37] e Svezia [40]. Gli studi includevano pazienti affetti da: cefalea di tipo tensivo [41], emicrania [35, 36], lombalgia [37, 39], dolore al collo [41], fibromialgia [38, 43], dolore al cingolo pelvico [40] ed epicondilite laterale [44]. Le dimensioni del campione variavano da 20 a 123 con una N mediana di 62 e una mediana del 90% di donne. L’età mediana del campione complessivo era di 43,4 anni con un intervallo da 30,6 a 52,5 anni. Gli studi hanno utilizzato da 1 a 50 trattamenti CST con un numero mediano di 7 trattamenti in un massimo di 25 settimane. Due studi hanno utilizzato una sola tecnica CST [42, 44], mentre gli altri hanno implementato un protocollo di trattamento più completo e semi-standardizzato [35-41, 43]. Le condizioni di controllo comprendevano: trattamento usuale [40], nessun trattamento [42], lista d’attesa [36], procedure placebo non manuali (dispositivi scollegati) [35, 38, 43], trattamento placebo manuale [41, 44], e trattamenti manuali attivi come la terapia con trigger point [37] e il massaggio dei tessuti molli [39]. Nessuno studio ha comparato il CST a un trattamento attivo con farmaci.
L’intensità del dolore è stata misurata principalmente utilizzando le scale di valutazione numerica (NRS) e la scala analogico – visiva (VAS) [39-42, 44]. Uno studio ha riportato i punteggi VAS solo come mediane [40]. Tuttavia, su richiesta, gli autori dello studio hanno fornito le medie e le SD delle valutazioni del dolore mattutino e serale, le quali sono state combinate per ottenere un punteggio medio del dolore. Altri due studi hanno valutato i dati VAS/NRS, ma non hanno riportato le relative SD [43] o hanno fornito dati incompleti che comprendevano solo il 72% del campione [35]. Pertanto abbiamo dovuto includere misurazioni alternative prendendo i dati completi dalla sottoscala del dolore corporeo del questionario SF-36 (Short-Form 36 items health Survey) e da un diario del dolore che valutava le ore di cefalea grave al giorno. Uno studio, inoltre, ha utilizzato l’intensità delle sottoscale del dolore del Laitinen Pain Indicator Questionnaire (LPIQ) [37]. La disabilità funzionale è stata misurata utilizzando il Headache Impact Test (HIT-6) [36], la sottoscala di limitazione dell’attività del LPIQ [37], il Roland Morris Disability Questionnaire (RMQ) [39], l’indice di disabilità di Oswestry (ODI) [40], l‘indice di disabilità del collo (NDI) [41], il punteggio di valutazione della disabilità dell’emicrania (MIDAS) [35], la sottoscala delle funzioni fisiche del SF-36 [43] e la Patient-Specific Functional Scale (PSFS) [44]. La qualità della vita fisica e mentale è stata misurata dal SF-12 e dal SF-36 [41, 43]. Inoltre uno studio ha misurato la qualità della vita fisica utilizzando lo strumento europeo per la misurazione della qualità della vita (EQ. 5D) e ha riportato i cambiamenti mediani [40]. Su richiesta, gli autori dello studio hanno fornito le medie e le SD, questo ci ha portato a calcolare una meta-analisi aggiuntiva sebbene includesse solo questo RCT. Il miglioramento globale è stato valutato dalla Patient Global Impression of Improvement Scale (PGII) [41] e dalla Clinical Global Impression of Improvement Scale (CGII) [38].
Rischio di bias dei singoli studi
Il rischio di bias di selezione è stato valutato come basso nel 60% degli studi inclusi [35, 37, 39-41, 44]. Due ulteriori studi hanno riportato un’adeguata generazione di sequenze casuali, ma non hanno fornito informazioni sull’occultamento dell’assegnazione [38, 43]. Due studi [41, 44] hanno eseguito il mascheramento dei partecipanti. Tuttavia, poiché i terapeuti non potevano essere mascherati sull’assegnazione del trattamento oppure queste informazioni sullo studio mancavano, il rischio complessivo di performance bias risultava poco chiaro o alto per tutti gli studi tranne uno. Abbiamo valutato uno degli RCT [41] come a basso rischio di performance bias, sebbene i terapeuti non fossero descritti come mascherati, perché le analisi secondarie avevano dimostrato che la qualità dell’alleanza con i terapeuti assegnati non influiva sistematicamente sui risultati dello studio [45]. Il 40% degli studi ha riportato un’adeguato mascheramento degli esaminatori dei risultati [38, 39, 41, 44], mentre il 60% non ha fornito informazioni sufficienti per valutare il rischio di bias di rilevamento. Il rischio di bias di violazione del protocollo è stato valutato come basso nel 90% degli studi [35, 36, 38-44] e il rischio di bias di registrazione è stato valutato come basso nel 40% [39-41, 43]. Il rischio di altri bias è stato valutato come poco chiaro nel 90% degli RCT per la mancanza di aggiustamenti del livello alfa [35, 38-40] o di informazioni sulle fonti di finanziamento [36, 37, 42-44]. Gli altri studi hanno riferito di non aver ricevuto alcun finanziamento [38, 39], di aver ricevuto finanziamenti universitari [41] o sovvenzioni statali per la ricerca [35, 40]. Uno degli studi ha dichiarato un finanziamento parziale per la tassa di pubblicazione da parte delle associazioni CST [41].
Rischio di bias di pubblicazione
Sebbene non sia stato possibile creare grafici ad imbuto, è probabile che il rischio di bias di pubblicazione sia basso. Le ricerche nei registri degli studi clinici e negli atti delle conferenze hanno individuato un solo studio non pubblicato [35]; lo studio è stato incluso poiché gli autori della sperimentazione hanno fornito tutti i dati rilevanti su richiesta. Le ricerche manuali di letteratura non sottoposta a revisione paritaria hanno rintracciato altri due RCT [32, 33]. Uno di questi [32] ha riportato solo i tassi di risposta dei soggetti la cui qualità della vita è migliorata ma senza definire il miglioramento, l’altro RCT [33] non ha riportato le dimensioni del campione per ogni gruppo di studio. Dividendo la N totale per 2, la dimensione dell’effetto tra gruppi è apparsa inaspettatamente alta a favore del CST. Pertanto è molto probabile che l’esclusione di questi due studi non aumenti il rischio di bias di pubblicazione.
Valutazione delle dimensioni dell’effetto complessivo
Effetti sui risultati primari
Gli effetti sull’intensità del dolore mostrano che la CST, rispetto al trattamento usuale, ha mostrato un effetto significativo maggiore di piccola dimensione subito dopo l’intervento (2 RCT, SMD = – 0,32, 95%CI = [- 0,61, – 0,02], I2 = 0%, N = 183) [40, 42]. In confronto ai trattamenti placebo manuali e non manuali, la CST ha mostrato un significativo effetto medio di raggruppamento subito dopo l’intervento (4 RCT, SMD = – 0,63, 95%CI = [- 0,90, – 0,37], I2 = 0%, N = 230) [35, 41, 43, 44]. Analizzando separatamente i controlli placebo manuali [41, 44] e non manuali [35, 43], la CST è risultata superiore ai controlli placebo manuali con una maggiore dimensione dell’effetto di raggruppamento (2 RCT, SMD = – 0,97, 95%CI = [- 1,44, – 0,49], I2 = 0%, N = 77) rispetto ai controlli placebo non manuali (2 RCT, SMD = – 0,48, 95%CI = [- 0,80, – 0,16], I2 = 0%, N = 153). Al momento del follow-up a 6 mesi il raggruppamento degli effetti ha portato ad una significativa dimensione dell’effetto medio della CST (2 RCT, SMD = – 0,59, 95%CI = [- 0,99, – 0,19], I2 = 25%, N = 138) [41, 43] rispetto al placebo manuale e non manuale. Rispetto ad un trattamento attivo di controllo manuale subito dopo l’intervento, la CST ha prodotto effetti maggiori, risultando in una significativa dimensione dell’effetto medio di raggruppamento (2 RCT, SMD = – 0,53, 95%CI = [- 0,89, – 0,16], I2 = 0%, N = 119) [37, 39].
Il raggruppamento degli effetti sull’invalidità funzionale ha portato ad un significativo aumento della dimensione dell’effetto medio della CST (2 RCT, SMD = – 0,58, 95%CI = [- 0,92, – 0,24], I2 = 0%, N = 143) [36, 40] rispetto al trattamento usuale post-intervento. La meta-analisi ha presentato un effetto post-intervento medio (4 RCT, SMD = – 0,54, 95%CI = [- 0,81, – 0,28], I2 = 0%, N = 230) [35, 41, 43, 44] rispetto al placebo manuale e non manuale, mentre il raggruppamento separato degli studi clinici ha dimostrato che gli RCT che testano la CST rispetto ai controlli manuali placebo hanno un effetto maggiore (2 RCT, SMD = – 0. 76, 95%CI = [- 1,22, – 0,29], I2 = 0%, N = 77) [41, 44] rispetto agli RCT che testano la CST contro i controlli placebo non manuali (2 RCT, SMD = – 0,44, 95%CI = [- 0,78, – 0,10], I2 = 10%, N = 153) [35, 43]. La meta-analisi a 6 mesi ha individuato una significativa dimensione dell’effetto medio della CST (2 RCT, SMD = – 0,53, 95%CI = [- 0,87, – 0,19], I2 = 0%, N = 138) [41, 43] in confronto al placebo manuale e non manuale. Il raggruppamento dei dati dello studio, per il confronto con un trattamento di controllo manuale e attivo post intervento, ha rivelato un significativo effetto maggiore di media dimensione della CST (2 RCT, SMD = – 0,58, 95%CI = [- 0,95, – 0,21], I2 = 0%, N = 119) [37, 39].
Effetti sui risultati secondari
L’analisi sugli effetti raggruppati sulla qualità della vita fisica ha rivelato un effetto post-intervento medio della CST significativamente maggiore (1 RCT, SMD = 0,51, 95%CI = [0,15, 0,87], N = 123) [40] rispetto al trattamento usuale. Le meta-analisi hanno rivelato un effetto post-intervento medio della CST significativamente maggiore (2 RCT, SMD = 0,59, 95%CI = [0,25, 0,93], I2 = 0%, N = 138) [41, 43] rispetto al placebo manuale e non manuale, così come un effetto di follow-up medio dopo 6 mesi più significativo (2 RCT, SMD = 0,62, 95%CI = [0,02, 1,21], I2 = 64%, N = 138) [41, 43]. Tuttavia, la meta-analisi degli effetti di follow-up ha indicato una significativa eterogeneità.
Le meta-analisi sugli effetti raggruppati sulla qualità della vita mentale hanno individuato effetti di raggruppamento piccoli della CST rispetto ai controlli placebo manuali e non manuali; tali effetti risultavano significativi subito dopo l’intervento (2 RCT, SMD = 0. 35, 95%CI = [0.01, 0.69], I2 = 0%, N = 138) [41, 43] ma non più al follow-up di 6 mesi (2 RCT, SMD = 0.29, 95%CI = [- 0.05, 0.63], I2 = 0%, N = 138) [41, 43].
Le meta-analisi sugli effetti raggruppati sul miglioramento globale hanno prodotto un significativo effetto di raggruppamento di grandi dimensioni della CST post-intervento (2 RCT, SMD = 1.29, 95%CI = [0.93, 1.65], I2 = 0%, N = 146) [38, 41] e un significativo effetto di raggruppamento medio sei mesi dopo la randomizzazione (2 RCT, SMD = 0.51, 95%CI = [0.18, 0.84], I2 = 0%, N = 146) [38, 41] rispetto ai controlli placebo manuali e non manuali.
Analisi della sensibilità
Escludendo gli studi con un rischio non chiaro o elevato del rispettivo bias dai confronti con il trattamento usuale, gli effetti della CST sull’intensità del dolore post intervento sono risultati robusti solo contro il rischio di violazione del protocollo, mentre gli effetti sulla disabilità funzionale e sulla qualità della vita fisica sono risultati robusti contro il rischio di bias di selezione, di violazione del protocollo e di registrazione.
Gli effetti della CST sull’intensità del dolore e sulla disabilità funzionale post-intervento e sei mesi dopo la randomizzazione sono stati ritenuti significativi rispetto ai trattamenti placebo manuali e non manuali, sebbene siano stati esclusi gli studi con un rischio non chiaro o elevato di bias di selezione, di performance, di rilevamento, di violazione del protocollo, di registrazione e altre cause di bias. Gli effetti della CST sulla qualità della vita fisica e mentale rispetto al post intervento del placebo sono stati ritenuti robusti solo contro il rischio di bias di violazione del protocollo e di registrazione. Il significativo effetto di follow-up sulla qualità della vita fisica è risultato robusto contro tutti i rischi di bias. Ciò è vero anche per le analisi post intervento e di follow-up sul miglioramento globale.
Le analisi della sensibilità del confronto con i controlli manuali attivi hanno rivelato effetti robusti della CST sull’intensità del dolore e sulla disabilità funzionale post-intervento nei confronti del rischio di selezione, di rilevamento, di violazione del protocollo e di registrazione.
Tuttavia, escluse le analisi dell’intensità del dolore e della disabilità funzionale rispetto al placebo post intervento, la maggior parte delle analisi della sensibilità comprendeva un solo RCT con un basso rischio del relativo bias. Tali meta-analisi includevano sempre da 2 a 3 RCT dei 4 inizialmente analizzati. Le analisi dettagliate si trovano nel File Aggiuntivo 1.
Sicurezza
Cinque RCT [35-37, 42, 44] non hanno fornito informazioni sugli AE. Due RCT non hanno dichiarato alcun ritiro a causa degli AE [38, 39], mentre un altro non ha segnalato alcun AE [43]. I due RCT rimanenti hanno riscontrato 5 e 7 AE minori nel gruppo CST rispetto ai 6 e ai 9 AE minori nei gruppi che hanno ricevuto il trattamento usuale [40] e il placebo manuale [41]. Gli AE minori durante o dopo il trattamento CST includevano un aumento dell’intensità del dolore, il mal di testa, i brividi, la sonnolenza, la stanchezza e forti reazioni emotive come il pianto. Non sono stati segnalati eventi avversi gravi [40, 41].
Discussione
Sintesi delle prove
La ricerca sistematica ha rivelato 10 RCT che hanno studiato l’efficacia della CST, sia in ambito clinico che sperimentale, in pazienti affetti da dolore e con diverse diagnosi croniche. La presente meta-analisi ha riscontrato, in confronto al trattamento usuale, significativi effetti di raggruppamento della CST da piccole a medie dimensioni subito dopo la fine dell’intervento per l’intensità del dolore, la disabilità funzionale e la qualità della vita fisica; tali dati si basano soprattutto su un RCT condotto su pazienti con dolore al cingolo pelvico.Gli effetti sull’intensità del dolore sono risultati robusti contro un solo rischio di bias; quelli sulla disabilità funzionale e la qualità della vita fisica non sono risultati robusti contro il rischio di bias di performance, di rilevamento e di altri bias. Rispetto ai controlli placebo manuali e non manuali, la CST ha portato a effetti di raggruppamento significativamente maggiori, da medie a grandi dimensioni, subito dopo la fine dell’intervento e sei mesi dopo la randomizzazione per l’intensità del dolore, la disabilità funzionale, la qualità della vita fisica e il miglioramento globale. Gli effetti tendevano ad essere più elevati negli studi con pazienti mascherati e pazienti affetti da dolore al collo o epicondilite laterale rispetto a quelli con pazienti affetti da fibromialgia o emicrania. Sei mesi dopo la randomizzazione, la qualità della vita mentale non risultava più significativamente diversa dal placebo. Tutte le analisi nei confronti del placebo risultavano robuste contro tutti i rischi di bias, ad eccezione degli effetti della CST sulla qualità della vita fisica e mentale post-intervento che si sono rivelati robusti solo contro il rischio di bias di violazione del protocollo e di registrazione. Nel confronto con un altro controllo manuale attivo, erano disponibili i dati post-intervento per la meta-analisi degli effetti sull’intensità del dolore e sulla disabilità funzionale nei pazienti affetti da lombalgia. Entrambi i confronti hanno rivelato dimensioni dell’effetto medio della CST significativamente maggiori e sono risultati robusti contro il rischio di bias di selezione, di rilevamento, di violazione del protocollo e di registrazione. Non sono stati segnalati AE gravi. Gli AE minori erano equamente distribuiti tra i gruppi, mentre i pazienti che ricevevano CST tendevano a segnalare meno AE di quelli randomizzati al trattamento usuale o al gruppo di placebo manuale. Tuttavia gli RCT inclusi nello studio non hanno registrato in modo sufficiente gli eventi avversi.
Progressi rispetto alle revisioni sistematiche precedenti
Rispetto alle precedenti revisioni sistematiche che includevano studi osservazionali e RCT [20], tecniche osteopatiche craniali e tecniche CST miste [22] e partecipanti sani e clinici [24], questa analisi si è concentrata sugli RCT che studiano la CST in pazienti con diagnosi di dolore cronico. Attraverso la ricerca di studi pubblicati e non pubblicati siamo stati in grado di includere un ulteriore RCT che riportava risultati meno positivi ed era stato tralasciato dalle precedenti revisioni [35]. La prima meta-analisi degli studi sulla CST non ha rivelato alcuna eterogeneità statistica, ad eccezione di un’analisi di follow-up, benché riportasse una certa eterogeneità clinica riguardo la durata degli interventi CST e le diagnosi di dolore dei pazienti. Un’altra questione importante per la ricerca e la pratica clinica sono le analisi di sicurezza, spesso assenti nelle revisioni precedenti sulla CST [22, 24, 46].
Limiti della revisione
Il primo limite è il numero ridotto di studi inclusi nella meta-analisi. Le conclusioni tratte rimangono preliminari, soprattutto quelle delle analisi che comprendevano solo 2 RCT [26]. Abbiamo utilizzato la correzione di Hedges per piccoli campioni senza riscontrare alcuna eterogeneità statistica in quasi tutte le meta-analisi, ma l’aggiunta di qualche altro studio può cambiare il significato dei risultati. Inoltre il grande effetto sul miglioramento globale può essere sovrastimato, poiché i dati retrospettivi tendono ad essere più vulnerabili ai recall bias [47]. Un secondo limite è il rischio, spesso poco chiaro, del profilo di bias degli RCT inclusi nello studio. Molti RCT non hanno segnalato l’occultamento dell’assegnazione, il mascheramento della valutazione dei risultati e i metodi alternativi per ridurre il rischio di performance bias. Il rischio di distorsione della valutazione può essere influenzato dal fatto che quattro degli autori della revisione (HH, RL, GD e HC) hanno condotto uno degli RCT inclusi. Tuttavia un quinto autore della revisione (ST) ha valutato in modo indipendente il rischio di bias degli RCT. Di conseguenza, non ci discostiamo in modo sostanziale dal rischio di bias di valutazione rispetto alle revisioni precedenti [20, 22]. Il terzo limite è la mancanza di analisi dei sottogruppi. Non siamo stati in grado di trarre conclusioni sull’efficacia clinica e sperimentale della CST per specifiche diagnosi di dolore e nemmeno di stabilire il numero di trattamenti necessari. Il quarto limite è l’attenzione posta sui risultati dichiarati dai pazienti, più vulnerabili al rischio di bias di rilevamento, e quindi la riduzione dell’affidabilità degli effetti specifici della CST [22]. Tuttavia, due degli RCT inclusi [41, 44] hanno efficacemente mascherato i pazienti riguardo all’assegnazione ai gruppi e tre [39, 41, 44] hanno utilizzato ulteriori misurazioni obiettive del dolore e della funzione. Ciò ha in parte portato a effetti a breve termine paragonabili a quelli valutati con misurazioni auto-riferite. Un altro punto che contraddice gli effetti specifici della CST è la mancanza di chiarezza o l’alto rischio di performance bias dovute alla mancanza di terapisti mascherati riguardo all’assegnazione dei gruppi. Tale problema è stato controllato solo in un RCT controllato con placebo [41]. Il RCT ha mostrato che la qualità dell’alleanza terapeutica, valutata dai pazienti mascherati, non ha influenzato in modo significativo gli esiti dichiarati dai pazienti [45]. Inoltre il gruppo di controllo placebo che utilizzava un tocco leggero è risultato credibile per i pazienti. Le analisi hanno confermato che gli indici dell’aspettativa e quelli della credibilità non erano indicatori significativi dell’assegnazione dei gruppi [45]. Al contrario, altri gruppi di controllo utilizzati negli RCT analizzati non hanno raggiunto livelli comparabili di aspettativa o credibilità analoghi alla CST [48]. Inoltre i risultati ottenuti dalla lista d’attesa e dagli studi di efficacia comparativa dovrebbero essere interpretati con moderazione, poiché nessun RCT ha indagato sulle aspettative dei pazienti. Pertanto non si possono escludere effetti placebo sul dolore, sebbene la SMD sia risultata compresa nell’intervallo tra – 0,35 e – 0,16 [49].
Implicazioni per le ricerche future
Sono necessari ulteriori studi clinici sulla CST. Gli autori dovrebbero garantire una metodologia e una registrazione rigorose [50], nonché controlli adeguati per le terapie non specifiche e gli effetti dei terapeuti al fine di ridurre il rischio di performance bias e bias di rilevamento. Sebbene non sia stato possibile mascherare i terapeuti sarebbe possibile controllare gli effetti dell’attenzione, ad esempio chiedendo ai pazienti la loro percezione dell’alleanza terapeutica [51]. Nelle liste d’attesa o negli studi di efficacia comparativa, in cui i pazienti non possono essere mascherati, le aspettative dei pazienti dovrebbero essere rese operative come covariate e incluse nelle analisi statistiche. In generale, statistiche più adeguate (incluse le analisi dell’intenzione a trattare e l’adeguamento del livello alfa per test multipli) assicurerebbero un basso rischio di bias di violazione del protocollo e di altre fonti di bias. Una maggiore attenzione dovrebbe essere dedicata a un’adeguata valutazione e registrazione degli EA e dei motivi dell’abbandono.
Implicazioni per la pratica clinica
Le prove riassunte suggeriscono una solida efficacia a breve termine ed efficacia comparativa della CST sull’intensità del dolore e sulla disabilità funzionale. Anche gli effetti a lungo termine sembrano plausibili. Secondo la presente meta-analisi la CST non è stata associata a gravi eventi avversi. Tuttavia i medici dovrebbero essere consapevoli dei potenziali rischi delle tecniche CST applicate con la forza sulla colonna vertebrale. Tali tecniche possono essere associate a gravi AE, in particolare nei pazienti con patologie preesistenti della colonna vertebrale [52]. Tuttavia la CST sembra essere sicura in modo analogo ad altri trattamenti manuali convenzionali o complementari [52] e potrebbe fornire una nuova opzione di trattamento nei casi in cui i trattamenti standard non siano riusciti ad alleviare i sintomi. Non è possibile fornire raccomandazioni per specifiche condizioni di dolore.
Conclusioni
Questa meta-analisi suggerisce che la CST produce effetti significativi e solidi sul dolore e sulla funzione; effetti che non sono spiegabili solamente con risposte al placebo o effetti dovuti a meccanismi di trattamento non specifici. Sono necessari altri RCT che seguano rigorosamente le linee guida di CONSORT (Consolidated Standards of Reporting Trials) per corroborare ulteriormente l’efficacia, l’efficacia comparativa e la sicurezza della CST in pazienti affetti da dolore cronico.
Bibliografia nell’articolo originale