Wirksamkeit von Escitalopram im Vergleich zu Citalopram: eine Metaanalyse
Zusammenfassung
Ziel dieser Übersicht war es, die klinische Relevanz der relativen antidepressiven Wirksamkeit von zu bewerten Escitalopram und Citalopram durch Metaanalyse. Studien zur Major Depression (MDD) mit Escitalopram- und Citalopram-Behandlungsarmen wurden identifiziert. Erwachsene Patienten mussten die DSM-IV-Kriterien für MDD erfüllen. Das primäre Ergebnismaß war der Behandlungsunterschied in der Gesamtpunktzahl der Montgomery-Asberg-Depressionsbewertungsskala (MADRS) in Woche 8 (oder die letzte Bewertung, wenn < 8 Wochen). Sekundäre Endpunkte waren das Ansprechen (~ 50% Verbesserung gegenüber dem Ausgangswert) und die Remission (MADRS ~ 12). Eine Suche in der Literatur und auf den Websites ergab acht randomisierte kontrollierte Studien (RCTs) und eine naturalistische Studie mit insgesamt 2009 Patienten (Escitalopram, n = 995; Citalopram, n = 1014). Escitalopram war im Gesamtbehandlungseffekt signifikant wirksamer als Citalopram, mit einem geschätzten mittleren Behandlungsunterschied von 1,7 Punkten in Woche 8 (oder der letzten Bewertung, wenn < 8 Wochen) bei der MADRS (95%) CI 0,8–2,6, p = 0,0002) (sechs RCTs verwendeten das MADRS) und die Responder-Rate (8,3 Prozentpunkte, 95% CI 4,4–12,3) (acht RCTs) und die Remitter-Rate (17,6 Prozentpunkte, 95% CI 12,1–) 23.1) Analysen (angegeben für vier RCTs), die NNT-Werten (Number-Needed-to-Treat) von 11,9 (p < 0,0001) für die Antwort und 5,7 (p < 0,0001) zur Remission. Die Gesamtquotenverhältnisse betrugen 1,44 (p < 0,0003) für die Antwort und 1,86 (p < 0,0001) für die Remission zugunsten von Escitalopram. In dieser Metaanalyse wurde gezeigt, dass die statistisch signifikante überlegene Wirksamkeit von Escitalopram im Vergleich zu Citalopram klinisch relevant ist.
Einführung
In einer Reihe von Einzelstudien und in einer Reihe von Metaanalysen wurde festgestellt, dass Escitalopram bei der Behandlung der Major Depression (MDD) gegenüber anderen Antidepressiva eine überlegene Wirksamkeit aufweist. In einer prospektiven Doppelblindstudie und in Metaanalysen randomisierter kontrollierter Studien (RCTs), in denen Escitalopram mit häufig verschriebenen Antidepressiva verglichen wurde (Kennedy et al.), Wurde gezeigt, dass Escitalopram Paroxetin überlegen ist (Boulenger et al. 2006; Kasper et al. 2009) al. 2006, 2009). Die Überlegenheit von Escitalopram ist bei schwerer Depression noch deutlicher, wie in einzelnen Studien gezeigt wurde, in denen es mit Citalopram (der racemischen Mischung aus Escitalopram und dem R-Enantiomer), Paroxetin und Venlafaxin verglichen wurde (Boulenger et al. 2006; Montgomery & Andersen, 2006; Moore et al.2005) und wird in mehreren Metaanalysen gesehen (Auquier et al.2003; Lam & Andersen, 2006; Kennedy et al. 2006, 2009; Lepola et al. 2004; Llorca et al. 2005). Die Studie von Moore et al. (2005) wurde entwickelt, um prospektiv einen möglichen Unterschied zwischen 20 mg Escitalopram und 40 mg Citalopram bei Patienten mit schwerer Depression zu testen, und der beobachtete Unterschied von 2,1 war signifikant und klinisch relevant. Bei Patienten mit sehr schwerer Depression ist der Behandlungseffekt noch auffälliger. In der Studie von Yevtushenko et al. (2007) bei schwerer Depression (MADRS ⩾30, außer bei 12 Patienten) steigt der Unterschied von 3,51 für 10 mg Escitalopram im Vergleich zu 20 mg Citalopram bei sehr schwerer Depression auf 3,99 (MADRS ⩾35). Die Überlegenheit von Escitalopram gegenüber Citalopram muss im Zusammenhang mit dem Mangel an Studien gesehen werden, die einen signifikanten Unterschied zwischen Antidepressiva zeigen. Nur bei drei Antidepressiva (Clomipramin, Venlafaxin, Escitalopram) wurden zwei oder mehr Studien durchgeführt, die eine Überlegenheit gegenüber einem Standardantidepressivum unter fairen Vergleichsbedingungen zeigten (Montgomery et al. 2007).
Diese untersuchte Metaanalyse wurde veröffentlicht Daten und Daten, die auf öffentlich zugänglichen Websites aus allen Studien mit Escitalopram- und Citalopram-Behandlungsarmen bei Patienten mit MDD verfügbar sind, um die potenzielle Überlegenheit von Escitalopram zu bewerten und sie in die Perspektive eines klinisch relevanten Unterschieds zu stellen.
Methoden
Studienidentifikation
Mehrere Computersuchen mit Medline (1966 – Juni 2009), EMBASE (1998–2009) und der Cochrane Collaboration (1980 – Juni 2009) wurden durchgeführt. Schlüsselwörter, einschließlich Escitalopram UND Citalopram UND (Depression oder Major Depression oder Major Depression Episode), wurden spezifiziert. Zusätzliche Studien in einer beliebigen Sprache wurden in Referenzlisten der abgerufenen Artikel gesucht. Unveröffentlichte Studien wurden über die Datenbank für kontrollierte Studien, www.lundbecktrials.com, www.forestclinicaltrials.com und den CRISP-Dienst (Computer Retrieval of Information on Scientific Projects) des National Institute of Health (1972–2005) identifiziert.Darüber hinaus wurden die folgenden Registrierungsseiten für klinische Studien durchsucht: www.lundbecktrials.com, www.forestclinicaltrials.com, www.clinicaltrials.gov, www.clinicaltrialresults.org, www.ifpma.org/clinicaltrials und www.controlled-trial .com.
Datenextraktion
Für die meisten Studien basierten kontinuierliche Variablen auf dem vollständigen Analyseset (FAS), das Patienten umfasste, die randomisiert zur Behandlung randomisiert worden waren und mindestens eine erhalten hatten Dosis der Studienmedikation und hatte mindestens eine gültige Bewertung der Wirksamkeit nach Studienbeginn. Es wurde auch eine Analyse des Intent-to-Treat-Sets (ITT) durchgeführt, das alle Patienten umfasste, die mindestens eine Dosis Studienmedikation erhalten hatten.
Kontinuierliche Bewertungsskala Ergebnisse
wobei n1 und n2 Stichprobengrößen für die Gruppen 1 und 1 sind Wenn solche Variabilitätsmaße nicht vorhanden waren, wurden sie entweder aus exakten p-Werten oder aus p-Werten mit ausreichend engen Grenzen (z. B. 0,01 <) berechnet p < 0,05 oder p < 0,001) aus Tests, bei denen zwei Gruppen verglichen wurden. Im letzteren Fall wurde die Obergrenze des p-Wert-Intervalls verwendet, um Variabilitätsschätzungen zu unterstellen. Da der Unterschied zwischen den beiden verglichenen Gruppen zusammen mit den gruppenweisen Stichprobengrößen angegeben wurde und gleiche Varianzen zwischen den verglichenen Gruppen angenommen wurden, wurde der s.d. könnte berechnet werden, indem der p-Wert mit der entsprechenden inversen t-Verteilung invertiert wird.
Eine Studie zeigte die Länge eines einseitigen 95% -Konfidenzintervalls (CI) an und setzte dies mit z0,95 · sed = 1,645 gleich · Sed wurde das Sem jeder Änderung gegenüber dem Ausgangswert geschätzt (unter der Annahme gleicher Varianzen zwischen den Gruppen). Die Verwendung von normalem Fraktil führt zu einem höheren geschätzten s.d. als ein geeigneter t-Wert mit Freiheitsgraden, die der Summe der Stichprobengrößen der beiden Gruppen minus 2 entsprechen.
Für einige Studien wurden keine geeigneten Variabilitätsschätzungen oder einigermaßen genauen p-Werte bereitgestellt, da diese Studien einfach waren berichteten über p > 0,05 oder dass der Vergleich „nicht signifikant“ war (was der gleiche ist). Für diese Studien wurden sds unter der Annahme von p = 0,25 unterstellt und die obige Inversionsmethode angewendet Dieser p-Wert. Diese Methode erzeugte SDs, die größer waren als diejenigen, die aus Graphen geschätzt werden konnten (die bemerkenswert konstant sind) und daher dazu neigen, Schätzungen zu erzeugen, die in Richtung der Nullhypothese abgeschwächt sind.
Anzahl oder relativ Frequenzergebnisse (Reaktion und Remission)
In allen Studien, in denen dieses Ergebnis berichtet wurde, wurde ein Responder als binäres Ergebnis definiert, das eine Änderung von 50% gegenüber dem Ausgangswert anzeigt. Die Remission basierend auf dem MADRS wurde als MADRS-Score 12 definiert , während es für HAMD17 eine Punktzahl von ⩽7 war Nach einem dieser Ergebnisse berichteten einige Schätzungen (Vorhersagen aus logistischen Regressionsanalysen) nach Behandlungsgruppen, während andere roh berichteten (d. h. unbereinigte) Schätzungen wie „107/157“. Im ersten Fall wurden angepasste Schätzungen in die Anzahl der Patienten umgewandelt, die sich beispielsweise in Remission befanden, indem die geschätzten Vorhersagen mit der FAS-Stichprobengröße nach Behandlung multipliziert wurden. Im letzteren Fall wurden die „rohen“ Zahlen verwendet. Daher bestehen die Metadaten für Reaktion und Remission sowohl aus angepassten als auch aus nicht angepassten Zahlen. Die Anzahl der ansprechenden oder in Remission befindlichen Patienten sowie die Stichprobengrößen nach der Behandlung wurden aus den Studien extrahiert. Die ITT-Stichprobengrößen nach Behandlung wurden als Nenner bei der Analyse von Respondern und Remittern verwendet, sodass Patienten, die von der FAS ausgeschlossen waren, als Non-Responder und / oder Nicht-Remitter behandelt wurden.
Vorläufige Datenverarbeitung
Kontinuierliche Ergebnisse der Bewertungsskala (MADRS und HAMD17)
Für jede Studie die Differenz zwischen der mittleren Änderung von der Basislinie bis Woche 8 (oder der letzten Bewertung für Studien < 8 Wochen) zwischen Escitalopram und Citalopram wurden zusammen mit ihren entsprechenden Varianzen / Sem geschätzt Für Studien mit mehr als einer Dosis Escitalopram oder Citalopram (Burke et al. 2002, Yevtushenko et al. 2007) wurden nur entsprechende Dosen verwendet (dh 10 mg / d Escitalopram vs. 20 mg / d Citalopram oder 20 mg / d Escitalopram vs. 40 mg / d Citalopram). Der Unterschied in der mittleren Änderung gegenüber dem Ausgangswert und dem entsprechenden s.e.m. war der Input für die Metaanalyse nach Studienbeginn.
Responder und Remitter
Die Responder- und Remitter-Raten für jede Studie wurden in logarithmische Quotenverhältnisse und zugehörige Standardfehler umgewandelt. Das Log Odds Ratio und die zugehörige s.e. war die Eingabe für die Metaanalyse nach Studienbeginn.
Anzahl der zur Behandlung benötigten (NNT)
Die NNT ist die Umkehrung der Differenz zwischen den Responder- (oder Remitter-) Wahrscheinlichkeiten von zwei Behandlungen. Es wurde angenommen, dass die Responder- (oder Remitter-) Wahrscheinlichkeit jeder Behandlung normal verteilt war, wobei der Mittelwert die geschätzte Remissions- (oder Antwort-) Wahrscheinlichkeit und der Standardfehler die Quadratwurzel von war, wobei p die Responder- (oder Remitter-) Wahrscheinlichkeit jeder Behandlung ist Behandlung. Mit diesen Annahmen gelten alle unten beschriebenen statistischen Mechanismen für die Differenz der Responder- (oder Remitter-) Wahrscheinlichkeit zwischen den Behandlungen. Nach Durchführung der Metaanalyse des Unterschieds zwischen den Wahrscheinlichkeiten der Responder (oder Remitter) zwischen den Behandlungen und der Berechnung eines geeigneten Konfidenzintervalls wurden die Punktschätzung und die Grenzen der Konfidenzintervalle in eine geschätzte NNT (und die zugehörigen Konfidenzintervalle) zurücktransformiert.
In der Metaanalyse verwendete statistische Methoden
Alle Metaanalysen, die auf der oben beschriebenen Eingabe basieren, wurden unabhängig vom Ergebnistyp unter Verwendung des beschriebenen allgemeinen linearen Modells mit festen Effekten durchgeführt in Hedges & Olkin (1985). Alle p-Werte und Konfidenzintervalle basieren auf zweiseitigen Überlegungen mit einem Fehler vom Typ I von 0,05.
Ergebnisse
Es wurden neun Studien identifiziert, die Escitalopram (n = 995) und Citalopram umfassten (n = 1014) Behandlungsarme (FAS, Tabelle 1). Einige Behandlungsarme wurden weggelassen, um einen fairen Dosisvergleich durchzuführen, da in Studie 5 keine 20-mg-Citalopram-Gruppe und in Studie 8 keine 5-mg-Escitalopram-Gruppe vorhanden waren. Die entsprechenden Zahlen im FAS waren Escitalopram (n = 977) ) und Citalopram (n = 989). Alle Studien waren RCTs mit Ausnahme von Studie 9, die naturalistisch war. Zwei Studien verwendeten nur das HAMD17 (Hamilton, 1960) (Studien 4 und 7), und zwei Studien verwendeten sowohl das HAMD17 als auch das MADRS (Studien 1 und 5). In zwei Studien wurden keine Ansprech- und Remissionsraten angegeben (Studien 1 und 5). Nur eine Studie wurde nicht als Peer-Review-Artikel veröffentlicht (Studie 1), obwohl die Daten auf der Forest-Website veröffentlicht sind und diese Daten in früheren Metaanalysen enthalten waren.
Behandlungsunterschied
Geschätzter mittlerer Behandlungsunterschied in der MADRS- oder HAMD17-Gesamtpunktzahl in Woche 8 (oder letzte Bewertung, wenn < 8 Wochen) mit 95% -Konfidenzintervallen angezeigt . Esc, Escitalopram; Cit, Citalopram. * Die Studien von Lalit et al. (2004) (4 Wochen) und Li et al. (2006) (6 Wochen) verwendeten nur das HAMD17 und das von Lançon et al. (2006) war eine naturalistische Studie, daher werden die Ergebnisse dieser Studien nicht in die Berechnung des Gesamtmittelwerts von 1,7 (95% CI 0,8–2,6, p = 0,0002) MADRS-Punkten einbezogen.
Geschätzter mittlerer Behandlungsunterschied in der MADRS- oder HAMD17-Gesamtpunktzahl in Woche 8 (oder letzte Bewertung, wenn < 8 Wochen) mit 95% -Konfidenzintervallen angezeigt . Esc, Escitalopram; Cit, Citalopram. * Die Studien von Lalit et al. (2004) (4 Wochen) und Li et al. (2006) (6 Wochen) verwendeten nur das HAMD17 und das von Lançon et al. (2006) war eine naturalistische Studie, daher werden die Ergebnisse dieser Studien nicht in die Berechnung des Gesamtmittelwerts von 1,7 (95% CI 0,8–2,6, p = 0,0002) MADRS-Punkten einbezogen.
Responder
Geschätzter Unterschied in den Rücklaufquoten in Woche 8 (oder letzte Bewertung, wenn < 8 Wochen) (Esc-Cit) mit 95% -Konfidenzintervallen. Esc, Escitalopram; Cit, Citalopram. Das Ansprechen ist definiert als der Prozentsatz der Patienten mit einer Verbesserung von ~ 50% gegenüber dem Ausgangswert (MADRS oder HAMD17). * Die naturalistische Studie von Lançon et al. (2006) wurde nicht in die Berechnung des Gesamtmittelwerts einbezogen.
Geschätzter Unterschied in den Rücklaufquoten in Woche 8 (oder letzte Bewertung, wenn < 8 Wochen) (Esc-Cit) mit 95% -Konfidenzintervallen. Esc, Escitalopram; Cit, Citalopram. Das Ansprechen ist definiert als der Prozentsatz der Patienten mit einer Verbesserung von ~ 50% gegenüber dem Ausgangswert (MADRS oder HAMD17). * Die naturalistische Studie von Lançon et al. (2006) wurde nicht in die Berechnung des Gesamtmittelwerts einbezogen.
Remission
Geschätzter Unterschied in den Remissionsraten in Woche 8 (oder letzte Bewertung, wenn < 8 Wochen) (Esc – Cit) mit 95% -Konfidenzintervallen. Esc, Escitalopram; Cit, Citalopram. Die Remission ist definiert als der Prozentsatz der Patienten mit einem MADRS-Score von ~ 12. * Die naturalistische Studie von Lançon et al. (2006) und die von Lalit et al. (2004) und Li et al. (2006), die nur das HAMD17 verwendeten, werden nicht in die Berechnung des Gesamtmittelwerts einbezogen.
Geschätzter Unterschied in den Remissionsraten in Woche 8 (oder letzte Bewertung, wenn < 8 Wochen) (Esc – Cit) mit 95% -Konfidenzintervallen. Esc, Escitalopram; Cit, Citalopram. Die Remission ist definiert als der Prozentsatz der Patienten mit einem MADRS-Score von ~ 12. * Die naturalistische Studie von Lançon et al. (2006) und die von Lalit et al. (2004) und Li et al. (2006), die nur das HAMD17 verwendeten, werden nicht in die Berechnung des Gesamtmittelwerts einbezogen.
Diskussion
Diese Metaanalyse aller öffentlichen Die verfügbaren Daten zeigen, dass Escitalopram bei der Behandlung von MDD bei einer Patientenpopulation, die sowohl mittelschwere als auch schwere Erkrankungen umfasst, im Vergleich zu Citalopram eine überlegene Wirksamkeit aufweist. Es umfasst alle verfügbaren Studien zur MDD, die Escitalopram- und Citalopram-Behandlungsarme (Kopf an Kopf, mit aktiver Kontrolle oder placebokontrolliert) umfassten, und liefert weitere Belege für einen statistisch signifikanten Wirksamkeitsvorteil von Escitalopram gegenüber Citalopram.
Ein statistisch signifikanter Unterschied zwischen zwei Behandlungen spiegelt jedoch möglicherweise nicht den klinischen Nutzen wider, der bei der Behandlung einzelner Patienten offensichtlich oder relevant ist. Für die Daten werden normalerweise separate Tests angewendet, um zu testen, ob statistische Unterschiede wahrscheinlich klinisch relevant sind. Es gibt verschiedene Ansätze zur Bestimmung der klinischen Relevanz. In regulatorischer Hinsicht sind die Responder-Analyse, die Remitter-Analyse und der Behandlungseffekt (der Unterschied zwischen zwei Behandlungen bei der Verbesserung vom Ausgangswert zum Endpunkt auf einer Standard-Bewertungsskala) am wichtigsten (EMEA, 2002).
Die Kriterien zur Feststellung eines klinisch relevanten Unterschieds konzentrierten sich fast alle auf einen Vergleich von Arzneimittel und Placebo. Der Vergleich der Unterschiede zwischen zwei aktiven Behandlungen unter Anwendung des gleichen Kriteriums, das zur Definition eines klinisch relevanten Unterschieds auf der zentralen Skala zwischen Wirkstoff und Placebo verwendet wird, ist sehr streng, da dies bedeutet, dass der Unterschied zum Placebo der überlegenen Behandlung mindestens doppelt so groß sein muss wie der des Komparator Antidepressivum. 50% des Unterschieds zwischen Wirkstoff und Placebo wurden jedoch auch als Kriterium verwendet, um die wahrscheinliche klinische Relevanz beim Vergleich zweier etablierter Behandlungen anzuzeigen (Montgomery & Möller, 2009).
Die in die vorliegende Metaanalyse einbezogenen Studien umfassten große regulatorische Studien, die von H. Lundbeck A / S oder Forest Inc. gesponsert wurden und hauptsächlich bei kaukasischen Patienten durchgeführt wurden, sowie kleinere, kürzere Studien in verschiedenen Populationen, z Indien (Lalit et al. 2004) und China (Li et al. 2006). Auch wenn aus diesen kleineren Studien keine soliden Schlussfolgerungen gezogen werden können, stimmen die Ergebnisse mit denen aus den größeren Studien überein.
Die naturalistische Studie von Lançon et al. (2006), das ebenfalls klein war, weist die mit dieser Art von Studiendesign verbundenen methodischen Probleme auf, die die Schlussfolgerungen erschweren, die aus der Studie gezogen werden können. Dies ist eine Wirksamkeitsstudie mit einem offenen, nicht randomisierten Design, und die Tendenz des Prüfers bei der Wahl der Behandlung und Bewertung könnte das Ergebnis beeinflusst haben. Es gibt einige Hinweise auf eine mögliche Verzerrung der Prüfer bei der Zuordnung von Patienten zu verschiedenen Behandlungen, da die Escitalopram-Gruppe zu Studienbeginn signifikant stärker depressiv war als die unter Citalopram. Dies könnte ein zufälliger Befund gewesen sein, könnte aber auch die bereits aktuelle klinische Ansicht widerspiegeln, dass Escitalopram eine wirksamere Behandlung bei schwerer Depression ist. Alle Wirksamkeitsstudien sind offen für diese Art von Vorurteilen. Der Vollständigkeit halber wurde die Studie eingeschlossen (Anderson, 2008), jedoch von der Metaanalyse der randomisierten kontrollierten Studien ausgeschlossen.
Der Gesamtbehandlungsunterschied zwischen Escitalopram und Citalopram betrug 1,7 Punkte zugunsten von Escitalopram auf der MADRS-Skala, das statistisch signifikant war (p < 0,0001). Ein direktes Maß für den klinisch relevanten Unterschied kann aus dem zwischen Placebo und Citalopram beobachteten Unterschied entnommen werden. Auf der Grundlage einer Analyse der der FDA vorgelegten positiven Antidepressivumstudien haben Kirsch et al. (2002) berichteten, dass ein Unterschied von etwa 2 Punkten bei HAMD17 zwischen Medikament und Placebo für die behördliche Zulassung ausreichend war. Im Fall von Citalopram betrug dieser Unterschied bei HAMD17 1,9 Punkte. Der Unterschied zwischen Escitalopram und Placebo bei der MADRS betrug in den regulatorischen Studien zu Escitalopram (Gorman et al. 2002) insgesamt 1,9 und bei schwerer Depression 2,1 Punkte, was darauf hinweist, dass der Unterschied von etwa 2 Punkten für beide als klinisch relevant angesehen wird die MADRS und HAMD17. In einer neueren Metaanalyse von placebokontrollierten Studien für alle Antidepressiva, einschließlich einer Reihe anderer nicht regulatorischer Studien, betrug der gemeldete Unterschied bei HAMD17 1,8 (Kirsch et al. 2008).Da die vorliegende Analyse eine breite Palette nichtregulatorischer Studien umfasste, sollte ein Unterschied von 1,8 Punkten zwischen Antidepressivum und Placebo als klinisch relevant für diese breitere Population angesehen werden. Es kann daher der Schluss gezogen werden, dass dieser Unterschied klinisch relevant ist. Da der Behandlungsunterschied zwischen Escitalopram und Citalopram 1,7 Punkte betrug, ist dies auch klinisch relevant.
Die Europäische Arzneimittel-Agentur (EMEA) verwendet normalerweise eine Responder-Analyse, um festzustellen, ob ein statistisch signifikanter Unterschied auch klinisch relevant ist. Ein statistisch signifikanter Vorteil der Responder-Analyse zugunsten eines Antidepressivums gegenüber Placebo wird vom Ausschuss für Humanarzneimittel (CMPH) normalerweise als klinisch relevant angesehen (EMEA, 2002). In einer Übersicht über placebokontrollierte Antidepressivumstudien, die über einen Zeitraum von 25 Jahren zur behördlichen Zulassung eingereicht wurden, haben Melander et al. (2008) berichten über einen mittleren Unterschied im Prozentsatz der HAMD17-Responder auf Placebo von 16 Prozentpunkten (95% CI 12,0–20,0). Die vorliegende Analyse von zwei Antidepressiva zeigt einen Reaktionsvorteil von 8,3 Prozentpunkten und einen Remissionsratenvorteil von 17,6 Prozentpunkten zugunsten von Escitalopram gegenüber Citalopram. Diese Unterschiede führen zu NNTs von ungefähr 12 für die Reaktion und sechs für die Remission.
Eine elegante Analyse wurde von Lam & Andersen (2006) durchgeführt, in der die Placebo-kontrollierte Daten zu Citalopram und Escitalopram aus denselben Studien wurden verglichen. Der Behandlungseffekt für Citalopram im Vergleich zu Placebo war mit zunehmendem Schweregrad der Grundlinie, gemessen am MADRS, konstant, aber der Effekt für Escitalopram nahm zu. Der Vorteil von Escitalopram gegenüber Citalopram wurde größer und war bei der Behandlung von Patienten mit zunehmendem Schweregrad der Depression klinisch relevanter. Diese Daten bestätigen, dass Escitalopram im Vergleich zu Citalopram andere Eigenschaften als Antidepressivum aufweist.
Aufgrund des Behandlungsunterschieds und der aus Ansprech- und Remissionsraten abgeleiteten NNTs kann die statistisch signifikante Überlegenheit von Escitalopram gegenüber Citalopram als klinisch angesehen werden relevant.
Danksagung
Die Autoren danken DJ Simpson (H. Lundbeck A / S) für die technische Unterstützung bei der Erstellung des Manuskripts. Die Autoren sind vollständig für den wissenschaftlichen Inhalt dieses Artikels verantwortlich.
Interessenbekundung
Thomas Hansen ist Mitarbeiter von H. Lundbeck A / S. Stuart Montgomery erhielt Beratungsgebühren oder Honorare von AstraZeneca, Bionevia, Bristol-Myers Squibb, GlaxoSmithKline, Johnson & Johnson, Lilly, H. Lundbeck A / S, Merck & Co. Inc., Ms Wissenschaft, Merz Pharmaceuticals, Neurim Pharmaceuticals, Otsuka, Pfizer Inc., Pierre Fabre, Roche Pharmaceuticals, Sanofi-Aventis, Sepracor Inc., Servier Laboratories, Synosis, Takeda, Theracos, Transcept, UBC, Xytis, Wyeth. Siegfried Kasper erhielt innerhalb der letzten 3 Jahre Stipendien / Forschungsunterstützung, Beratungsgebühren und Honorare von AstraZeneca, Bristol-Myers Squibb, CSC, Eli Lilly, GlaxoSmithKline, Janssen Pharmaceutica, Lundbeck, MSD, Novartis , Organon, Pierre Fabre, Pfizer, Schwabe, Sepracor, Servier und Wyeth.
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. Online veröffentlicht am 26. Februar 2008. doi: 10.1371 / journal.pubmed.0050045.
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