bayésienne
Résumé de l'arrière-plan
Pour développer une synthèse dans un cadre de probabilité bayésienne de preuve établie précédemment, afin d'en tirer une conclusion générale sur l'hypothèse (H1): 'High viscosité ciments verre ionomère (HVGIC) sont inférieures à l'amalgame d'argent que (support de charge) des matériaux de restauration pour les dents postérieures permanent ».
Méthodes
Après méthode bayésienne, les chances avant que H1 est vrai (établie à partir des essais longitudinaux et de laboratoire cliniques non contrôlées passées) , le rapport de vraisemblance incorporant de nouvelles preuves (établie à partir des études récentes méta-épidémiologique et des examens systématiques des essais cliniques contrôlés), ainsi que les chances d'hypothèse postérieure en vue de la nouvelle preuve, ont été calculés.
Résultats
avant les chances que HVGICs sont cliniquement inférieure à l'amalgame matériaux de restauration des dents permanentes postérieures par rapport à l'hypothèse que ce n'est pas était de 1,12 à 1. le rapport de vraisemblance sur la base de nouvelles preuves en faveur de l'hypothèse a été nulle et la partie postérieure subséquente de cotes 0 à 1. par conséquent, sur la base des nouveaux éléments de preuve, les chances que HVGICs sont cliniquement inférieure à l'amalgame de matériaux comme réparatrice en postérieures permanente des dents dégraissés de 1,12 à zéro.
Conclusion
la preuve actuelle suggère un manque de soutien pour l'hypothèse que haute viscosité ciments verre ionomère sont inférieurs à l'amalgame d'argent comme matériaux de restauration pour les dents postérieures permanentes. Si les recherches futures à ce sujet confirmer les constatations actuelles, un plus large éventail d'avantages cliniques pour le patient et le fournisseur de soins, au-delà de la longévité de la restauration appropriée pour placer des restaurations à base HVGIC peut demander.
Mots-clés
Amalgam haute viscosité verre ionomère postérieure dents restauration probabilité bayésienne électronique matériel supplémentaire
La version en ligne de cet article (doi:. 10 1186 /s12903-015-0108-5) contient du matériel supplémentaire, qui est disponible pour les utilisateurs autorisés
Contexte <. br> le terme «viscosité élevée» ou «high-visqueux ciment verre ionomère '(HVGIC) a vu le jour au sein de la littérature dentaire scientifique et est liée à des études cliniques spécifiquement aux produits Fuji IX (GC Corporation, Japon) ou Ketac Molar (3 M ESPE, Allemagne) [1]. Une définition de HVGICs en ligne avec les caractéristiques chimiques tels que la poudre - rapport liquide ou sa résistance à la compression par rapport aux autres verres ionomères durcis chimiquement semble difficile en raison de preuves in vitro contradictive [1]. Cependant, HVGICs apparaissent distincts des autres (faible) viscosité de verre ionomère (y compris les cermets) dans leur taux de survie clinique comparative à celle des restaurations à l'amalgame classiques. les résultats méta-analyse indiquent un taux de survie pour HVGIC (Fuji IX; Ketac Molar) restaurations dentaires similaire à celle de l'amalgame, mais montrent des taux de survie significativement plus faibles pour "faible viscosité" CPG (Chelon Argent (= cermets); Chem Fil; Fuji II ) que pour l'amalgame des verres ionomères de [2]., tels que HVGICs, sont signalés à adhérer principalement par des liaisons de calcium à la teneur minérale des dents [3] et donc fournir un joint d'adaptation. Comme le fluorure de lixiviation de HVGIC des ions dans le tissu de la dent adjacente, ces matériaux sont supposés être capables de ralentir la progression des lésions carieuses [4]. Pour ces raisons, HVGICs devraient être idéalement adapté pour la prise en charge des caries dentaires. En outre, ils peuvent simplifier la procédure de restauration de la dent et de permettre le complexe dentine-pulpe pour réagir contre le processus de la carie [5].
Lors d'une revue systématique des essais cliniques contrôlés, le taux de restaurations HVGIC de survie, placé en utilisant la restauration atraumatique approche de traitement, les dents postérieures permanentes par rapport à l'amalgame d'argent classiquement placé a été établie [6]. Cette revue systématique a également été mis à jour [7] et les résultats détaillés, y compris les résultats des essais supplémentaires chinois, publiés par les auteurs [8, 9]. Tous les rapports publiés de cette revue systématique révélé aucune différence entre les HVGIC et l'amalgame, au-delà du jeu de hasard (p & gt; 0,05) dans la dentition permanente après quatre et six ans pour les restaurations de dents de surface uniques et multiples, respectivement, et aucune différence après trois ans pour les restaurations de surface uniques et multiples dans les dents primaires [6, 7, 10]. Les résultats des essais chinois étaient de confirmation de ces résultats [8].
Les résultats de l'examen systématique sont en désaccord avec les résultats d'une vaste revue de la littérature, non systématique par Manhart et al. [11]. La conclusion de cette étude est que les verres ionomères étaient généralement inférieurs à l'amalgame pour placer des restaurations sur les dents postérieures. Cet avis a extrait les taux d'échec annuel de types de restauration différents, y compris l'amalgame et les verres ionomères, des études longitudinales cliniques transversales et incontrôlées principalement cliniques et calculé leur moyenne avec un écart type et les valeurs médianes pour la comparaison naïve-indirecte par l'utilisation de l'analyse des variances (ANOVA) [11].
dans ce contexte, une étude méta-épidémiologique empirique a été menée afin de déterminer si les tendances et les différences de performance entre l'amalgame classique et restaurations HVGIC directs dans les dents postérieures peuvent être correctement déduites par naïf indirect comparaison des taux d'échec dans les études cliniques longitudinales non contrôlées [1]. Basé sur le résultat de l'étude, l'hypothèse nulle que les tendances et les différences de performance présumées de la comparaison naïve-indirecte indirecte fondées sur des données provenant d'études longitudinales incontrôlées cliniques et des comparaisons directes basée sur des essais de contrôle randomisé (RCT) des preuves, concernant l'amalgame classique par rapport directe restaurations HVGIC, ont la direction et la même ampleur, a été rejetée. Il a en outre conclu que la comparaison naïve indirect des taux provenant d'études cliniques longitudinales incontrôlées d'échec ne sont pas adaptés pour l'inférence clinique, en particulier en ce qui concerne l'efficacité de HVGIC clinique pour placer des restaurations dentaires directes.
En plus des études cliniques longitudinales incontrôlées, essai de laboratoire les résultats sont parfois utilisés comme base pour l'inférence clinique et des recommandations pour la pratique dentaire quotidienne. Sur la base de données de laboratoire, verres ionomères sont traditionnellement considérés comme impropres à l'utilisation clinique en tant que matériau de remplissage permanente sur la dentition postérieure dû à de mauvaises propriétés mécaniques mesurées in vitro [12, 13]. Plus précisément, mesurée in vitro faible résistance des matériaux et résistance à l'usure ont été déclaré que les raisons pour lesquelles les verres ionomères peuvent amalgame non rival postérieur véritablement universel matériau de restauration [14].
Une étude de méta-épidémiologique a été menée afin de tester l'hypothèse nulle -hypotheses si les résultats des essais de laboratoire concernant HVGICs contre l'amalgame indiquent la direction d'effet similaire et grandeur que les résultats des essais cliniques contrôlés concernant HVGICs contre restaurations à l'amalgame placés dans les dents postérieures permanentes [10]. Les résultats de cette étude ont montré que la direction de l'effet et l'ampleur ne sont pas similaires et que, semblable à l'enquête concernant la méthode de comparaison naïve-indirecte indirecte fondée sur des données provenant d'études longitudinales incontrôlées cliniques [1], le null-hypothèses devaient être rejeté. En outre, cette étude a soulevé des raisons de douter quant à la pertinence générale des essais en laboratoire pour l'inférence clinique [10].
Après la conduite et les rapports de revue systématique [8, 9] et l'étude méta-épidémiologique [1, 10] résultats en ce qui concerne l'efficacité clinique de HVGICs par rapport à l'amalgame que la norme actuelle d'or réparatrice, une analyse intégrative de toutes les preuves combinées pour le sujet a toujours été absent. Pour cette raison, le but de cette étude était de présenter une synthèse des données préalablement établie dans un cadre bayésien, afin d'en tirer une conclusion générale sur les chances en ce qui concerne l'hypothèse que HVGIC ce sont inférieurs à l'amalgame d'argent comme matériaux de restauration pour permanent cadre bayésien de méthode de dents postérieures
Deux hypothèses ont été générés: (i) H1: HVGICs sont cliniquement inférieure à l'amalgame matériaux de réparation en dents postérieures permanentes;
(ii) H2.: HVGICs sont cliniquement pas inférieure à l'amalgame matériaux de restauration des dents permanentes postérieures.
Après méthode bayésienne, les cotes antérieures de l'hypothèse H1 (par rapport à H2) sur la base des preuves antérieures, le rapport de vraisemblance incorporant de nouvelles preuves , ainsi que les cotes postérieures de l'hypothèse H1 (par rapport à H2) en vue de la nouvelle preuve, ont été calculés.
les cotes antérieures (Odds
Pre) a été calculée à partir du rapport de la probabilité que H1 est correcte P (H1), à la probabilité que H2 est correcte, P (H2), à savoir: Odds pré = P (H1) /P (H2); avec P (H2) = 1 - P (H1). Toutes les probabilités ont été calculées comme le rapport entre le nombre d'hypothèses soutenant des événements (n) au nombre total d'événements évalués (N) sur la base des preuves antérieures de la comparaison naïve-indirecte indirecte des résultats des essais longitudinaux incontrôlés cliniques et des essais de laboratoire.
le rapport de vraisemblance (LR) a été calculée à partir du rapport de la probabilité de H1 selon les nouveaux éléments de preuve, P (E | H1) à la probabilité de H2 selon les nouveaux éléments de preuve, P (E | H2), à savoir: LR = P n (E | H1) /P n (E | H2) × P n + 1 (E | H1) /P n + 1 (E | H2). La nouvelle preuve (E) a été établie à partir des résultats d'études empiriques (la mention «Preuve 1 ') [1, 10], et la preuve de l'examen systématique (la mention« Preuve 2') [8, 9].
Les cotes postérieures (Odds Publier) ont été calculées par la multiplication des cotes antérieures avec le rapport de vraisemblance.
Une évaluation de la puissance statistique suffisante en raison de la taille de l'échantillon a été effectuée. Si la taille des échantillons étaient trop petits les résultats de l'événement seraient manquent de puissance statistique suffisante pour détecter des différences significatives (au-delà du jeu de hasard) entre les estimations d'effet et serait donc à tort de favoriser l'hypothèse H2. Pour cette raison, tous les événements extraits ont été analysés pour une puissance statistique suffisante
L'évaluation était basée sur les hypothèses suivantes: (i) Risque d'erreur de type I (risque de détecter à tort une différence), α = 5%;
(ii) risque de erreur de type II (risque de ne pas détecter une vraie différence), β = 20%;
(iii) Pouvoir de détecter une différence de 10 points de pourcentage dans le taux d'échec entre HVGIC et restaurations à l'amalgame.
l'hypothèse de 10 points de pourcentage de différence de point du taux d'échec a été choisi en accord avec le travail par Taifour et al. [15] concernant placé restaurations HVGIC en dents permanentes contre l'amalgame. L'analyse a été réalisée par le calcul de la taille de l'échantillon nécessaire par groupe (N P) avec un taux d'événement groupe test supposé (HVGIC) (P 1%) qui est de 10 points de pourcentage plus élevé que celui du groupe de contrôle (P 2% /amalgame) selon la formule suivante par Pocock [16] :( 1) N = P {[P 1 (100 - P 1) + P 2 (100 - P 2)] /(P 2 - P 1) 2} x ƒ
(α, β), avec: a. P 1 = P 2 + 10%
b. taux d'événement de groupe de contrôle = n /N
c. ƒ (α, ß) = ƒ (0,05, 0,20) = 7,9 [16]
Le taux d'événement du groupe de contrôle (P 2) a été calculé à partir de le nombre de restaurations à l'amalgame ont échoué (n) par rapport au nombre total de restaurations évalué (N) qui ont été extraites des essais cliniques.
datasets avec une taille combinée de l'échantillon (de test et le groupe témoin /N T ) qui était inférieure à deux fois la taille de l'échantillon nécessaire par groupe (2xN P) ont été exclus de l'analyse. Pour les ensembles de données de preuve 2 [8, 9], où plus d'un ensemble de données par essai a été signalé, le prochain jeu de données avec une taille d'échantillon suffisante et la plus longue période de suivi a été choisi. Tous les ensembles de données pour les analyses de sensibilité sont présentées dans les fichiers supplémentaires 1: Tableau S1
cotes antérieures de l'hypothèse H1 par rapport à H2
Un total de 17 événements ont été observés à partir de comparaisons naïves-indirectes non contrôlées des résultats d'essais cliniques longitudinales . 1 et à partir des résultats d'essais de laboratoire [10]. Le résultat de l'événement a été rapporté comme Odds ratio (OR) ou Différence normalisée moyenne (SMD) avec 95% d'intervalle de confiance (IC) (fichier supplémentaires 1: Tableau S1).
Événements observés à partir de comparaisons naïves-indirectes d'épreuve longitudinale incontrôlée clinique les résultats proviennent de deux groupes d'essais: un HVIGICs groupe d'instruction et l'autre amalgame. Tous les essais ont été identifiés par une recherche systématique de la littérature dans la base de données PubMed /Medline (Date de la recherche 25 Septembre, 2012) suivant une stratégie de recherche simple, systématique, y compris les termes de recherche: "traitement de restauration atraumatique" pour les études longitudinales de l'enquête HVGIC et chaîne de termes de recherche MeSH "Dental Amalgam" [Mesh] ET "restauration dentaire, permanentes" [Mesh] pour des études longitudinales de l'enquête amalgame. La période de recherche était limitée aux publications du 01/01/2002 au 25/09/2012. critères de première instance d'inclusion étaient les suivants: (i) Etude prospective clinique d'un bras (étude longitudinale incontrôlée enquête soit HVGIC directe ou restaurations à l'amalgame classiques) ou une étude quasi-one-bras (étude à deux bras qui ne se compare pas HVGIC avec restaurations à l'amalgame, mais inclus soit HVGIC ou amalgame comme l'un des bras de l'étude); (Ii) la période de suivi de 12 mois minimum; (Iii) a étudié le type de cavité de classe I ou II dans les dents postérieures permanent (restaurations de tunnel non inclus); (Iv) Langue de publication: anglais; (V) les résultats de l'étude:. Échec de la restauration [1]
événements observés de non-clinique, des examens de laboratoire est issue d'essais qui ont établi les caractéristiques matérielles de HVGICs avec l'amalgame d'argent en tant que témoin. Les essais ont été identifiés sur la base d'une recherche systématique de la littérature (Dates de recherche 12 Septembre et 14, 2014), comprenant une recherche des bases de données: CENTRAL accessibles via Cochrane Library; MEDLINE via PubMed accessible; Biomed Central; Base de données d'Open Access Journals (DOAJ); IndMed; OpenSIGLE et Google Scholar. critères d'inclusion étaient de première instance: (i) les articles publiés en anglais; (Ii) Les rapports complets de prospective clinique contrôlée (y compris les essais randomisés de contrôle et d'essais contrôlés randomisés non) et des essais de laboratoire (y compris: in-vitro, in vivo sur des tissus d'animaux); (Iii) la comparaison Tête-à-tête de haute viscosité verres ionomères (HVGIC) par rapport à l'amalgame; (Iv) La plus longue période de suivi rapporté par essai; (V) Pertinence pour les restaurations de dents dans les dents postérieures de la dentition permanente; (Vi) les données calculables signalés [10]. De plus amples informations concernant les recherches documentaires systématiques ont été présentés ailleurs [1, 10].
Événements avec des intervalles de confiance à 95% qui ont indiqué une taille statistiquement significative de l'effet plus élevé en faveur de l'amalgame ont été considérés comme des preuves à l'appui de l'hypothèse H1 (n et les événements dont 95% confiance des intervalles indiqué aucune différence statistiquement significative entre les HVGICs et les amalgames, ainsi que les événements qui ont indiqué une taille statistiquement significative de l'effet plus élevé en faveur de HVGIC ont été considérés comme des preuves à l'appui de l'hypothèse H2 (n H1) < sub> H2). Tous les événements sont présentés dans les fichiers supplémentaires 1: Tableau S1. Les cotes antérieures de l'hypothèse H1 par rapport à H2 ont été calculées en utilisant les étapes mathématiques suivantes: (2) P (H1) = n H1 /N et P (H2) = n H2 /N [1, 10]
(3) Les chances Pre = P (H1) /P (H2)
rapport de vraisemblance de la force de la preuve en faveur de l'hypothèse H1 par rapport à l'hypothèse H2
Toutes les études concernant la comparaison naïve-indirecte indirecte fondée sur des preuves provenant d'essais cliniques longitudinales non contrôlées [1] et les résultats des essais de laboratoire [10], établis seulement des bases pauvres et peu fiables pour l'inférence clinique. Par conséquent, les probabilités, dérivées de la preuve 1 ont été considérés comme équivoques pour hypothèse H1 et H2, à savoir:. P (H) = 0,50
Un total de trois événements liés aux restaurations postérieures placés dans les dents permanentes (fichier supplémentaire 1: Tableau S1) ont été observés à partir ECR. Les essais ont été identifiés sur la base d'une littérature systématique recherche jusqu'à Janvier 2012 [8, 9], y compris l'MEDLINE des bases de données accessibles via PubMed; CENTRAL accessible via Cochrane Library; sources d'accès libre: Biomed Central, Base de données Open Access Journals (DOAJ), OpenJ-Gate; Bases de données régionales: Bibliografia Brasileira de Odontologia (BBO), Literatura Latino-Americana e faire Caribe em Ciências da Saúde (LILACS), IndMed, Sabinet, Scielo; sources Grey-Littérature: Scirus (Médecine), OpenSIGLE, Google Scholar [9]; ainsi que la base de données chinoise biomédicale Littérature (CBM), Infrastructure China National Knowledge (CNKI, anciennement China Academic Journals), Information VIP et Wanfang données [8]. De plus amples informations au sujet de la recherche systématique de la littérature ont été présentés ailleurs [8, 9]. Parce que l'examen systématique rapporté des données à tous les intervalles par essai de suivi, seuls les événements avec la plus longue période de suivi par essai ont été sélectionnés pour l'analyse, afin d'éviter la duplication des données. Le cas échéant, les résultats des méta-analyses ont été la priorité de sélection par rapport à celle des ensembles de données simples [8, 9]. Le résultat de chaque événement a été rapporté comme Odds ratio (OR avec IC à 95%). Événements dont 95% de confiance des intervalles indiqué une taille statistiquement significative de l'effet supérieur à l'appui de l'amalgame ont été considérés comme des preuves en faveur de l'hypothèse H1 (n H1) et les événements dont les intervalles de confiance à 95% indiqué aucune différence statistiquement significative entre les HVGICs et les amalgames ou a indiqué une taille statistiquement significative de l'effet plus élevé en faveur de HVGIC ont été considérés comme des preuves à l'appui de l'hypothèse H2 (n H2). Le rapport de vraisemblance de la solidité des preuves à l'appui de l'hypothèse H1 par rapport à l'hypothèse H2 a été calculée en utilisant les étapes suivantes: (4) P 1 (E 1 | H1) = supposé être 0,50
(5) P 2 (E 2 | H1) = n H1 /N 2et P 2 (E 2 | H2) = n H2 /N 2
(6) LR = P 1 (E 1 | H1) /P 1 (E 1 | H2) × P 2 (E 2 | H1) /P 2 (E 2 | H2)
Résultats
Figure 1 montre les sources de données qui ont été inclus dans l'analyse bayésienne. Neuf et huit des 17 événements d'études longitudinales et de laboratoire cliniques non contrôlées (n /N) ont été trouvés à l'appui de l'hypothèse H1 et H2, respectivement [1, 10]. Par conséquent, les chances antérieures (Odds Pre) qui sont cliniquement HVGICs inférieure à l'amalgame de matériaux comme réparatrice en dents postérieures permanent (H1) par rapport à l'hypothèse que ce n'est pas (H2) était de 1,12 (tableau 1). Figue. 1 Diagramme de preuve inclus dans l'analyse bayésienne. Nombre de résultats des méta-analyses et des ensembles de données inclus dans l'analyse, après évaluation de la puissance statistique suffisante
Tableau 1 bayésienne probabilité analyse
1. Hypothèses
H1: HVGICs sont cliniquement inférieure à l'amalgame comme matériaux de restauration en dents postérieures permanentes
H2: HVGICs sont cliniquement pas inférieure à l'amalgame de matériaux comme réparatrice en dents postérieures permanentes
2. Les chances antérieures de l'hypothèse H1 par rapport à H2
a. Preuve
Preuve 1 [1, 10]
P (H1) = RN1 /N = 9 sur 17 = 0,53
P (H2) = nH2 /N = 8 sur 17 = 0,47
OddsPre = P (H1) /P (H2)
OddsPre = 0,53 /0,47
b. OddsPre
= 1.12
3. Rapport de vraisemblance (LR) à l'appui de l'hypothèse H1 par rapport à l'hypothèse H2
a. Nouveaux éléments de preuve
Preuve 1 [1, 10]
P1 (E1 | H1) = 0.50
P1 (E1 | H2) = 0.50
Evidence 2 [8, 9]
P2 (E2 | H1) = RN1 /N3 = 0 sur 3 = 0
P2 (E2 | H2) = nH2 /N3 = 3 sur 3 = 1,00
LR = P1 (E1 | H1) /P1 (E1 | H2) × P2 (E2 | H1) /P2 (E2 | H2)
LR = (0,50 /0,50) × (0 /1,00)
b. LR
= 0
4. Postérieur Les chances de l'hypothèse H1 par rapport à H2
a. Calcul
OddsPost = OddsPre × LR
OddsPost = 1,12 × 0
b. OddsPost
= 0
Nouvelle preuve a été obtenue à partir des enquêtes concernant la pertinence de la comparaison naïve-indirecte des résultats d'études cliniques non contrôlées longitudinales [1] et des essais en laboratoire [10] pour clinique inférence. Les résultats des deux ont été jugées incompatibles avec celle des essais contrôlés randomisés (ECR cliniques) et donc ont été jugés pour fournir des preuves seulement incertain pour l'autre hypothèse. Pour cette raison, les probabilités, P (H), pour l'hypothèse H1 et H2 sur la base de preuves 1 ont été estimées à 0,50. En outre, la preuve d'une revue systématique des essais cliniques contrôlés a été inclus (Evidence 2) [8, 9]. Dans le rapport d'examen systématique, un total de zéro et trois sur trois événements provenant d'essais cliniques de contrôle (n /N) ont été trouvés à l'appui de l'hypothèse H1 et H2, respectivement (Evidence 2). Les données des trois événements ont été obtenus à partir de deux méta-analyses et huit ensembles de données simples (fichiers supplémentaires 1: Tableau S1). Par conséquent, le rapport de vraisemblance calculé (LR) a été nulle (tableau 1) de. Multiplication du rapport de vraisemblance (LR) avec les cotes antérieures (Odds Pre) mènent aux cotes postérieures (Odds Post) cette hypothèse H1 est vrai (par rapport à H2) soit nul. Par conséquent, sur la base des nouveaux éléments de preuve [1, 8-10], les chances que HVGICs sont cliniquement inférieure à l'amalgame matériaux de restauration des dents permanentes postérieures dégraissés de 1,12 à zéro (tableau 1). Les résultats ont été présentés graphiquement à la Fig. 2. La Fig. 2 cotes à l'appui de l'hypothèse H1. La distance de Les cercles noirs des cercles blancs sur l'échelle verticale représente graphiquement les cotes pour H1 par rapport à H2 (= 1,00)
Basé sur les critères appliqués pour une puissance statistique suffisante [15, 16] les résultats de 22 ensembles de données simples de preuve 1 et une méta-analyse et huit ensembles de données simples de preuve 2 ont été exclus. Les résultats des études de laboratoire ont tous été inclus, car ceux-ci ne provenaient pas d'investigations cliniques.: Rapport de (fichiers supplémentaires 1 Tableau S1)
Le but de cette étude était de présenter une synthèse des données préalablement établie, afin de tirer une conclusion générale sur les chances en ce qui concerne l'hypothèse que HVGIC ce sont inférieurs à l'amalgame d'argent comme matériaux de restauration pour les dents postérieures permanentes. A cet effet, un cadre bayésien a été utilisé
. Limitations de la méthode
La principale objection à l'analyse bayésienne est que les probabilités a priori d'hypothèses, à savoir avant l'examen de toute preuve, étaient traditionnellement établies à partir des hypothèses subjectives pures [17]. Cette hypothèse aurait directement affecté les chances antérieures (Odds Pre), qui est utilisé pour le calcul du résultat de l'analyse finale (Odds Publier = Odds Pre × LR). Dans le cadre de cette étude, aucune hypothèses subjectives ont été utilisées, ainsi l'objection à l'utilisation de l'analyse bayésienne dans cette étude ne concerne pas. Au lieu d'hypothèses subjectives, les probabilités a priori ont été établis à partir de preuves qui a été identifié par la recherche systématique de la littérature [1, 10]. La limitation de Les résultats doivent être considérés en conformité avec les limites des recherches documentaires, qui ont été examinées en détail par ailleurs [1, 10]. Ces limitations sont:. Les deux recherches ont été limitées à la littérature anglaise [1, 10], et une recherche PubMed utilisés comme la seule base de données et ne comprenaient que la littérature inscrite au cours de la période 2002-2012 [1]
En outre, les résultats sont en outre limitées par la validité interne de tous les essais cliniques qui ont été inclus dans les études méta-épidémiologiques [1, 10] et des examens systématiques [8, 9]. l'évaluation de première instance de validité a été inclus dans les deux et jugé généralement faible [1, 8-10].
La restriction de la langue était justifiée sur la base que les estimations de l'effet de traitement des études non-anglophones sont présentés pour être 16% plus avantageux (Ratio estimations 0,84; IC à 95%: 0,74 au 0,97; p = 0,011
) que des résultats publiés en anglais [18] et peut donc présenter un certain niveau de surestimations. Ainsi à l'exclusion des essais non-anglais des recherches documentaires systématiques pourraient dans certains cas, rendre ses résultats plus conservateurs. En revanche, la langue limitée méta-analyses, par rapport à la langue méta-analyses inclusives ne diffèrent pas dans leurs estimations de la taille de l'effet (ROR 50,98; IC à 95%: 0,81 à 1,17) [19]. Pour ces raisons, l'omission d'inclure les essais non-anglophones peuvent ne pas avoir biaisé les résultats actuels. Alors que la recherche dans une base de données principale (PubMed) peut avoir limité les résultats dans une étude [1] sa limite de publication de 10 ans peut avoir réduit le risque de biais chronologique car aucun ECR qui ont fourni une comparaison directe entre HVGIC et restaurations à l'amalgame (utilisés comme groupe témoin dans cette étude) avant cette période n'a pu être identifié.
analyse bayésienne par multiplication des ratios de probabilité, P n (H1) /P n (H2) x P n + 1 ( H1) /P n + 1 (H2), à partir de différentes sources de données factuelles se fonde sur l'hypothèse selon laquelle ces sources sont indépendantes les unes des autres. Preuve 1 [1, 10] ne peut pas être considérée comme rigoureusement indépendante de la preuve 2 [8, 9], à la suite de celui-ci a servi en tant que données de commande pour l'ex [1, 10]. Cependant, les résultats des deux études empiriques permettent à une hypothèse 50/50 à l'appui de ces hypothèses et rendrait le produit, P 1 (E 1 | H1) /P 1 (E 1 | H1) x P 2 (E 2 | H1) /P 2 (E 2 | H1) de 1,00, ce qui n'a pas affecté mathématiquement le calcul du rapport de vraisemblance (tableau 1).
Ni les résultats possibles des comparaisons naïve-indirecte des essais de laboratoire non contrôlés, ni les résultats des rapports de cas ou des conclusions de non-systématiques de la documentation (enquête soit HVGICs ou amalgame) ont été inclus dans l'analyse bayésienne. Cela peut avoir réduit les chances Pre - valeur, mais à son tour, aura également augmenté la validité des cotes antérieures, car il peut avoir réduit le niveau de risque de partialité et de subjectivité que ces types de méthodes d'étude portent
Analyse. résultats
les résultats de l'analyse bayésienne suggèrent que les chances postérieurs pour l'hypothèse que HVGICs sont inférieurs à l'amalgame d'argent comme matériaux de restauration pour les dents postérieures permanentes sont nuls (H1). Ces résultats restent sujettes à révision sur la base des éléments de preuve futur qui peut ou ne peut pas corroborer les données actuelles. Cependant, les résultats actuels de nouveaux éléments de preuve (E), identifiés par plusieurs recherches documentaires systématiques [1, 8-10] et à l'examen de toute preuve avant ce sujet réduit les chances à zéro. Le résultat peut être expliqué sur la base que toutes les données de preuve 1 devaient être considérés comme nuls résultant en une probabilité 50/50 équivoque que l'autre hypothèse est vraie. Les résultats de la preuve 2 indiqué aucun cas à l'appui de l'hypothèse H1. Par conséquent, d'après le calcul de Bayes, P 2 (E 2 | H1) /P 2 (E 2 | H2) quotient obtenu par division de zéro, rendant ainsi toutes les multiplications suivantes avec ce quotient zéro, aussi bien.
Si les restaurations HVGIC placés dans les dents postérieures permanentes présentent en effet pas d'efficacité clinique inférieure à l'amalgame d'argent (comme l'étalon-or encore en cours pour les restaurations de dents postérieures), puis leur utilisation comme option valable de traitement de restauration peut être justifiée . Une telle option de traitement peut avoir un avantage clinique supplémentaire, outre son manque apparent de toute augmentation des taux d'échec de la restauration [6-9]: Il a été rapporté que HVGICs sont les plus appropriés pour la restauration des dents après la préparation de la cavité peu invasive, à savoir la fouille manuelle d'infection carieuse tissu dentaire lors de l'approche de traitement de restauration atraumatique [20]. Un tel traitement réparatrice qui combine l'utilisation de HVGIC avec la préparation de la cavité par excavation à la main a été cliniquement prouvé pour générer des petites restaurations dentaires aux mêmes indications cliniques qui entraîneraient des plombages dentaires plus importants, si l'amalgame avait été placé par l'utilisation de la préparation de la cavité conventionnelle avec une haute forage -speed au lieu [21]. Les restaurations HVGIC plus petites ont encore été associés avec moins de douleur pendant le placement par rapport aux restaurations conventionnelles d'amalgame [22] et le confort ainsi plus patient pendant le traitement avec des niveaux réduits ultérieurs de l'anxiété dentaire du patient chez les adultes [23]. Un niveau réduit de l'anxiété du patient peut être associée à des niveaux de stress bas de l'opérateur, comme une forte anxiété du patient a été présentée comme l'un des principaux facteurs de stress dans la pratique dentaire quotidienne [24]. En outre, les restaurations HVGIC, placés en utilisant l'approche atraumatique de traitement de restauration, ont été trouvés pour être plus rentable que l'amalgame classiquement placé [25, 26] ou des restaurations en composite [26].
Dans le contexte de ces avantages potentiels et la Convention de Minamata sur l'appel de Mercury pour une approche progressive vers le bas pour les amalgames dentaires [27], HVGICs peut être considérée comme alternative possible amalgame.
