Bridging Therapy in Acute Ischemic Stroke A Systematic Review and Meta-Analysis Mikael Mazighi, MD, PhD; Elena Meseguer, MD; Julien Labreuche, BS; Pierre Amarenco, MD Downloaded from http://stroke.ahajournals.org/ by guest on November 19, 2016 Background and Purpose—Pending the results of randomized controlled trials, the benefit and safety of bridging therapy (combined intravenous and intra-arterial thrombolysis) remain to be determined. The aim of this analysis was to give reliable estimates of efficacy and safety outcomes of bridging therapy. Methods—We conducted a systematic review of all studies using bridging therapy published between January 1966 and March 2011. Results—The literature search identified 15 studies. The pooled estimate for recanalization rate was 69.6% (95% CI, 63.9%–75.0%). Meta-analysis on clinical outcomes showed a pooled estimate of 48.9% (95% CI, 42.9%–54.9%) for favorable outcome, 17.9% (95% CI, 12.7%–23.7%) for mortality, and 8.6% (95% CI, 6.8%–10.6%) for symptomatic intracranial hemorrhage. In meta-regression analysis, the shorter mean time to intravenous treatment, the greater the recanalization rate (per 10-minute decrease: OR, 1.24; 95% CI, 1.02–1.51) and the lower mortality rate (per 10-minute decrease: OR, 0.75; 95% CI, 0.60 – 0.94). By using the control groups of intravenous alteplase-treated patients in 8 studies, bridging therapy was associated with a favorable outcome (OR, 2.26; 95% CI, 1.16 – 4.40), but no differences in mortality or symptomatic intracranial hemorrhage outcomes were found. Conclusions—Bridging therapy is associated with acceptable safety and efficacy in stroke patients. Time to intravenous treatment is critical to improve recanalization rates and favorable outcomes. (Stroke. 2012;43:1302-1308.) Key Words: acute stroke 䡲 alteplase 䡲 combined thrombolysis 䡲 bridging therapy 䡲 endovascular therapy 䡲 meta-analysis 䡲 recombinant tissue plasminogen activator B ridging therapy (the combination of intravenous [IV] and intra-arterial [IA] thrombolysis) is part of the therapeutic armamentarium in the daily practice of several stroke centers. As time to recanalization has emerged as a new goal in acute stroke care,1,2 combining the speed of IV alteplase administration and the higher recanalization rates of the IA route3,4 is a relevant approach. Controlled studies have reported the feasibility and efficacy of bridging therapy in terms of recanalization rates,1 but a positive clinical impact has only been observed in a select population of IV alteplase nonresponder patients.5 These findings raise the question of the target population for bridging therapy. It is not yet clear whether it should only be considered for IV alteplase nonresponder patients, or whether the small sample size of the other studies is the main explanation for the absence of any significant clinical benefit. In the study showing a significant favorable outcome at 3 months, higher morbidity and mortality were associated with bridging therapy, with higher symptomatic hemorrhage and death rates.5 Beyond recanalization rates, favorable clinical outcomes and safety need to be assessed. Pending the results of an ongoing randomized controlled trial6 comparing the bridging approach with IV alteplase administration (the unique recommended therapy for patients with acute ischemic stroke), bridging therapy is considered an investigational technique. We therefore conducted a systematic review of all studies that used bridging therapy in acute ischemic stroke patients to describe this practice and to give reliable estimates of efficacy and safety outcomes of this therapeutic approach. Materials and Methods Search Strategy and Study Selection We identified all observational and interventional studies published between January 1996 and March 2011 that reported recanalization or clinical outcomes in acute ischemic stroke patients treated by a combined IV/IA strategy. We searched the PubMed database using the following search terms: thrombolysis; thrombolytic; fibrinolysis; tissue plasminogen activator; endovascular; intra-arterial; and intravenous in combination with stroke. Searches were restricted to Received August 9, 2011; accepted January 9, 2012. Louis Caplan, MD, was the Guest Editor for this paper. From the INSERM U-698 (M.M., J.L., P.A.), Clinical Research in Atherothrombosis, and Denis Diderot University (M.M., E.M., P.A.), Paris VII, Neurology and Stroke Department, Hôpital Bichat, Paris, France. The online-only Data Supplement is available with this article at http://stroke.ahajournals.org/lookup/suppl/doi:10.1161/ STROKEAHA.111.635029/-/DC1. Correspondence to Mikael Mazighi, Department of Neurology and Stroke Centre, Bichat University Hospital, 46, rue Henri Huchard, 75018 Paris, France. E-mail mikael.mazighi@bch.aphp.fr © 2012 American Heart Association, Inc. Stroke is available at http://stroke.ahajournals.org DOI: 10.1161/STROKEAHA.111.635029 1302 Mazighi et al studies published in English and conducted in humans. One author (J.L.) selected potentially relevant articles based on title and abstract and obtained the full text for detailed review. We also searched the reference lists of retrieved articles and published review articles for additional studies. Studies were selected using the following criteria: (1) involving acute ischemic stroke patients aged 18 years or older eligible for IV treatment; (2) reporting numbers (or percentages) of recanalization or clinical outcomes in acute ischemic stroke patients treated by a combined IV/IA approach; and (3) retrospective or prospective studies with ⱖ10 patients treated by a combined IV/IA approach. We did not select studies according to treatment strategy, bridging therapy protocol, or the reported clinical outcome definitions. We also screened duplicate publications based on the same datasets (ie, when data overlapped with data in other included studies); only the publications with the most complete data were included. Data Extraction Downloaded from http://stroke.ahajournals.org/ by guest on November 19, 2016 Data were independently extracted by 2 authors (J.L. and M.M.) using a standardized form and any disagreement was resolved by consensus. We did not contact the authors of the studies to request incomplete or unpublished data. The following data were collected: report characteristics (first author’s name, journal, year of publication); study design (country, study period, number of centers, retrospective/prospective analysis, bridging therapy protocol [indication for IA therapy, IV agents, and dose, type of IA approach, including number of patients treated by chemical thrombolysis and those treated by mechanical revascularization therapy]); study sample (sample size, age, sex, admission National Institutes of Health Stroke Scale [NIHSS], location of the clot, time from symptom onset to IV treatment, time from symptom onset to conventional angiography, time from symptom onset to IA treatment); and data on and definitions of outcomes (recanalization, favorable functional outcome, mortality, symptomatic intracranial hemorrhage [sICH]). We differentiated 2 types of bridging therapy protocol according to the indication for use of IA treatment: rescue bridging therapy (defined as the use of IA treatment in case of failure of IV therapy based on worsening clinical condition or an absence of clinical improvement) or direct bridging therapy (defined as a prespecified therapeutic approach independently of clinical status after IV therapy initiation). We did not consider in the study sample patients who were eligible for bridging therapy but did not receive IA therapy; the reasons for not receiving IA treatment were noted. We classified target vessels into 2 groups according to the presence or absence of isolated middle cerebral artery (MCA) occlusion. For studies with a control group of patients treated with IV treatment alone, we also extracted the clinical outcome among controls to provide information on the treatment benefit-to-risk ratio of a combined IV/IA strategy. Clinical Outcome Definitions Clinical outcomes included a favorable functional outcome, mortality, and sICH. The preferred definition was a modified Rankin score of 0 to 2 at 90 days for favorable functional outcome, all cause death at 90 days for mortality outcome, and hemorrhage on the follow-up CT/MRI scan associated with an increase of ⱖ4 points in NIHSS score for sICH outcome, as performed in the ongoing randomized trial.6 When the preferred definition was not available, the authors’ definition was adopted. Statistical Analysis In order to determine the pooled proportions of different outcomes (recanalization, functional outcome, mortality, and sICH), we first transformed individual proportions into a quantity using the Freeman-Tukey variance stabilizing arcsine transformation.7 For all outcomes, we quantified the between-study heterogeneity using a homogeneity test based on Cochran Q statistics and by calculating the I2 statistics. Because we anticipated a large heterogeneity, considering the absence of recommendations for the use of bridging therapy, the DerSimonian-Laird random-effects model8 was used to Bridging Therapy Meta-Analysis 1303 pool the transformed proportions, followed by a back-transformation to provide the pooled proportion in the original scale. For each clinical outcome, we performed a sensitivity analysis by restricting the meta-analysis to the studies using the same definition used in the ongoing randomized controlled trial.6 To explore potential sources of heterogeneity, we performed univariate meta-regression analyses using logistic-normal random models.9 The following study-level covariates were examined: indication for bridging therapy (direct versus rescue); use of mechanical revascularization as adjunctive IA treatment; mean time to IV treatment; IV dose (0.9 mg versus 0.6 mg); mean age; proportion of men; mean admission NIHSS score; and rate of isolated MCA occlusion. For studies using a case-control design, we calculated the OR of clinical outcomes using the control group of patients treated with IV treatment alone as the reference. Because the Interventional Management of Stroke (IMS) I and II studies10,11 used the same selected historical group of National Institute of Neurological Disorders and Stroke recombinant tissue plasminogen activator (alteplase)-treated patients with baseline NIHSS score ⱖ10, we used the pooled Interventional Management of Stroke I/II data to calculate the individual OR. Individual OR were combined using the DerSimonian and Laird random-effect model. Sensitivity analyses were performed by excluding studies using a control group with IV responders. Statistical testing was conducted at the 2-tailed ␣-level of 0.05, except for tests for homogeneity in which ␣-level of 0.10 was chosen. Data were analyzed using the SAS software version 9.1 (SAS Institute, Cary, NC) and Cochrane Collaboration’s Review Manager software package (RevMan edition 4.2.7). Results The literature search identified 12 597 citations. After reviewing the titles and abstracts, 45 articles were read in full, and 15 were judged eligible for inclusion (online-only Supplemental Figure I, http://stroke.ahajournals.org). The main methodological and baseline characteristics of included studies are presented in Table 1.1,5,10 –22 Eleven (73%) of the included studies were single-center studies. Three of the 4 multicenter studies were pivotal trials on a combined IV/IA approach (1 using phase 1 design22 and 2 using single-arm design10,11). The remaining multicenter study was an ancillary analysis of pooled data from 2 single-arm trials and was designed to assess the safety and efficacy of a mechanical retrieval device.13 A prospective data collection was clearly specified in 9 studies1,5,10,11,13,16,17,20,22 and an independent determination of neurological outcomes was specified in 5 studies.11,14,17,21,22 Overall, the 15 studies included 559 stroke patients treated with a combined IV/IA approach. Study durations ranged from 10 months10 to 8 years.18 As shown in Table 1, various bridging therapy protocols were used. Eight of the studies had a direct protocol, whereas 7 used rescue therapy. All but 1 of the studies used IV alteplase treatment at a dose of 0.6 or 0.9 mg/kg. Eleven studies used IA lysis (different agents and doses) as first-line adjunctive treatment, 5 of which used additional mechanical revascularization. In 2 of the remaining 4 studies, the choice of IA therapy was at the discretion of the neurointerventionalist.5,15 Baseline patient characteristics varied across the studies as shown in Table 1. The mean time to IV treatment ranged from 110 minutes16 to 165 minutes.5 Among the 13 studies with available data on clot location, the most frequent target vessel was the MCA (63% of cases), with a rate range of 43% to 100%. The outcomes of the individual studies are reported in Table 2. When studies were 16 Korea (single center) 2007–2008 France (single center) 2007–2008 United States (single center) 2003–2006 Japan (single center) 2005–2006 United States (single center) 1996–2003 North America (multicenter) 2003–2006 United States (single center) 1998–2005 United States (single center) 1998–2001 Korea (single center) 21 mo North America (multicenter) 2001 United States (single center) 1996–2001 United States (multicenter) 1995–1996 Kim, 200914 Mazighi, 20091 Burns, 200815 Sugiura, 200816 Wolfe, 200817 IMS II, 200711 Shaltoni, 200718 Flaherty, 200519 Lee, 200420 IMS I, 200410 Suarez, 200221 EMS, 199922 559 11 24 62 69 55 41 16 33 50 18 48 Direct Direct Direct Rescue Direct Rescue Direct Rescue Direct Direct Direct Rescue Rescue 0.6 0.6 0.6 0.9 0.6 0.9 0.6 0.6 0.6 0.9 0.6 0.9 0.9 or 0.6 rtPA (0.3 mg/kg) rtPA (0.3 mg/kg) or urokinase (⬍7 500 000 U) rtPA (0.3 mg/kg) Urokinase (⬍1 000 000 U) rtPA (0.3 mg/kg) Reteplase (⬍6 U) or alteplase or urokinase⫾clot disruption (n⫽52) rtPA (0.3 mg/kg) rtPA (0.3 mg/kg)⫾clot disruption rtPA (⬍10 mg) and clot disruption Reteplase (n⫽14) and/or clot disruption and/or clot retrieval (n⫽25) rtPA (0.3 mg/kg)⫾clot retrieval (n⫽20) Clot disruption and urokinase (⬍400 000 U) Clot retrieval⫾rtPA (n⫽17) rtPA (⬇0.4 mg/kg)⫾clot retrieval (n⫽8) ⬇0.5 IA Therapy rtPA (⬍20 mg) and/or clot disruption and/or clot retrieval 0.9 66 66† 67 64† 63 69† 60 64† 67 70 67 68 63 68 65 78 Mean Age, Y 47 53† 29 40† 38 40† 55 46† 39 69 33 54 61 44 67 54 Men, % 17 16*† 13* 18*† 19 18*† 18* 19† 17* 19 16 15* 15* 19 15 20* Mean Baseline NIHSS 135 156* 121 136† 134 129*† 124 140† 151 110 118 132 124 ... 148 165 Onset to IV 223 198 203 183 219 ... 262 ... ... ... 240 ... ... ... ... 225 Onset to Arteriography 232 ... ... 217 ... 226 288 ... ... 150 ... 204 219 237 ... ... Onset to IA Treatment Interval Times, min 63 82 88 53 63 61 72 ... 66 100 ... 62 78 56 43 48 Occlusion, Isolated MCA, % EMS indicates Emergency Management of Stroke; IA, intra-arterial thrombolysis; IMS, Interventional Management of Stroke; IV, intravenous thrombolysis; MCA, middle cerebral artery; NIHSS, National Institutes of Health Stroke Scale; rtPA, recombinant tissue-type plasminogen activator (alteplase). *Values are median. †Data available for all eligible patients (n⫽81 for IMS II; n⫽62 for Flaherty; n⫽80 for IMS I; n⫽17 for EMS). Total or weighted mean 44 North America (multicenter) 2001–2006 Shi, 201013 Rescue Rescue Indication IV Alteplase Dose, mg Bridging Therapy Protocol Stroke 30 Switzerland (single center) 2004–2007 Bonvin, 201012 42 Spain (single center) 2009 –2010 Sample Size Rubiera, 20115 Source, Y Country (Centers) and Study Period Design and Baseline Characteristics of Included Studies Downloaded from http://stroke.ahajournals.org/ by guest on November 19, 2016 Table 1. 1304 May 2012 Mazighi et al Table 2. Bridging Therapy Meta-Analysis 1305 Rates of Recanalization and Clinical Outcomes in the Included Studies Recanalization Source, Y Any Complete Favorable Outcome Mortality 5 sICH Rubiera, 2011 25 (59.5) 10 (23.8) 18 (42.9)* 19 (45.2)* 5 (11.9)* Bonvin, 201012 17 (56.7) 8 (26.7) 13 (43.3)* 0* 1 (3.3)* Downloaded from http://stroke.ahajournals.org/ by guest on November 19, 2016 Shi, 201013 35 (72.9) ... 18 (37.8)* 13 (27.1)* 5 (10.4)* Kim, 200914 16 (88.9) 12 (66.7) 12 (66.7) 1 (5.6) 1 (5.6)* Mazighi, 20091 43 (86.0) 34 (68.0) 27 (54.0)* 9 (18.0)* 5 (10.0)* Burns, 200815 24 (72.7) 13 (39.4) 11 (33.3) 4 (12.1)* 4 (12.1)* Sugiura, 200816 14 (87.5) 7 (43.8) 10 (62.5) 1 (6.3)* 0 Wolfe, 200817 27 (65.9) 12 (29.3) 19 (46.3)* 11 (26.8)* 5 (12.2)* IMS II, 200711 33 (60.0) 2 (3.6) 21 (38.2)* 13 (16.0)*† 8 (9.9)*† Shaltoni, 200718 50 (72.5) ... 38 (55.1) 12 (17.4) 4 (5.8) Flaherty, 200519 26 (59.1) 10 (22.7) 20 (45.5)* 10 (22.7)* 5 (11.4)* Lee, 200420 12 (75.0) 9 (56.3) 11 (68.8)* 1 (6.3)* 1 (6.3)* IMS I, 2004 35 (56.5) 7 (11.3) 25 (40.3)* 11 (17.8)* 5 (6.3)*† Suarez, 200221 18 (75.0) 9 (37.5) 19 (79.2) 4 (16.7) 0* 9 (81.8) 6 (54.5) 3 (27.3)* 2 (18.2) 10 EMS, 199922 5 (45.5)* Values are n (%). EMS indicates Emergency Management of Stroke; IMS, Interventional Management of Stroke; sICH, symptomatic intracranial hemorrhage. *Indicates that the clinical outcomes were defined by the same criteria applied in the ongoing randomized controlled trial.6 †Data available for all eligible patients (n⫽81 for IMS II; n⫽80 for IMS I). combined, the pooled estimate for recanalization rates (partial or complete) was 69.6% (95% CI, 63.9%–75.0%; Table 3). When only complete recanalization rates were considered (13 studies), this decreased to 35.1% (95% CI, 23.0%– 48.2%). Results of the meta-analysis on clinical outcomes are shown in Table 3. A large heterogeneity across studies was found for recanalization, favorable, and fatal outcomes. Similar results were found in sensitivity analyses restricted to studies that used the same clinical outcome definition than Interventional Management of Stroke III trial6 (Table 3); in this analysis, no heterogeneity was found for favorable outcome. In univariate meta-regression analyses (Table 4), the time to IV treatment impacted significantly the recanalization and Table 3. mortality rates. The lower the mean time to IV treatment, the greater the recanalization rate (OR per 10 minutes decrease, 1.24; 95% CI, 1.02–1.51) and lower the mortality rate (OR per 10 minutes decrease, 0.75; 95% CI, 0.60 – 0.94). Recanalization was also positively related to the rate of patients treated for isolated MCA occlusion (P⫽0.011). Mortality was also positively impacted by higher mean study age (P⫽0.002) and NIHSS score (P⫽0.063). In addition, rate of patients treated for isolated MCA occlusion and baseline NIHSS score were identified as source of heterogeneity for favorable outcome. The rate of patients with favorable outcome increased with increasing rate of patients treated for isolated MCA occlusion (OR per 10% increase, 1.29; 95% CI, Pooled Rates of Recanalization and Clinical Outcomes P Value* I2 , % 69.6 (63.9–75.0) 0.011 51.3 35.1 (23.0–48.2) ⬍0.001 87.6 559 48.9 (42.9–54.9) 0.014 50.2 15 585† 17.9 (12.7–23.7) ⬍0.001 66.6 15 627† 8.6 (6.8–10.6) 0.65 0 Favorable outcome 10 399 44.3 (39.9–48.8) 0.54 0 Mortality 12 474† 18.6 (12.3–25.8) ⬍0.001 72.2 sICH 11 501† 9.7 (7.3–12.4) 0.96 0 Outcome Studies, n Patients, n Pooled Rates (95% CI) Partial or complete recanalization 15 559 Complete recanalization 13 442 Favorable outcome 15 Mortality sICH Main analysis Sensitivity analysis‡ CI indicates confidence interval; sICH, symptomatic intracranial hemorrhage. *P associated with 2 test for heterogeneity. †Including patients eligible for bridging therapy not treated by intra-arterial therapy from Interventional Management of Stroke trials. ‡Restricted to studies with clinical outcome closest to the Interventional Management of Stroke III definition.6 1306 Stroke May 2012 Table 4. Impact of Study-Level Covariates* on Recanalization and Clinical Outcomes in Univariate Meta-Regression Analyses Outcome Study-Level Covariates Studies, n OR (95% CI) P Value Partial or complete recanalization Mean time to IV treatment† 14 1.24 (1.02–1.51) 0.035 Rate of isolated MCA occlusion‡ 13 1.32 (1.08–1.62) 0.011 Rate of isolated MCA occlusion‡ 13 1.29 (1.10–1.51) 0.005 Mean baseline NIHSS§ 15 0.89 (0.79–1.00) 0.053 Mean age¶ 15 2.55 (1.53–4.25) 0.002 Mean time to IV treatment† 14 0.75 (0.60–0.94) 0.016 Mean baseline NIHSS§ 15 1.19 (0.99–1.43) 0.063 Favorable outcome Mortality Downloaded from http://stroke.ahajournals.org/ by guest on November 19, 2016 CI indicates confidence interval; IV, intravenous thrombolysis; MCA, middle cerebral artery; NIHSS, National Institutes of Health Stroke Scale; OR, odds ratio. *Only sources of heterogeneity at P⬍0.10 are reported. †OR calculated per 10-min decrease in mean time to IV treatment. ‡OR calculated per 10% increase in the rate of isolated MCA occlusion. §OR calculated per 1-point increase in mean baseline NIHSS. ¶OR calculated per 10-y increase in mean age. 1.10 –1.51) and with decreasing NIHSS score (OR per 1-point increase, 0.89; 95% CI, 0.79 –1.00). Eight studies compared the clinical outcomes of patients treated with IV/IA or IV treatment alone (online-only Supplemental Table I shows definitions and baseline characteristics of the control groups). Among them, the same selected historical group of Neurological Disorders and Stroke alteplase-treated patients was used in the 2 single-arm pivotal trials.10,11 The combined analyses showed a significant crude difference in favorable outcome between IV/IA-treated and IV-treated patients (OR, 2.26; 95% CI, 1.16 – 4.40; Figure A), with a high heterogeneity across studies (I2⫽74%) mainly attributable to different control group definitions. After excluding the 2 studies using a control group with IV responders,12,14 the combined OR was unchanged (2.20; 95% CI, 1.12– 4.33; Figure 1A). No differences in mortality or sICH outcomes were found (Figure 1B, 1C). Discussion In this meta-analysis, pooled estimates associated with bridging therapy were 69.6% for recanalization rates, 48.9% for favorable outcome, 17.9% for mortality, and 8.6% for sICH. Although these positive efficacy and safety findings favor the bridging therapy approach, the heterogeneity of patient populations included in the studies and the variability in IA techniques limit definitive conclusions. Heterogeneity is illustrated by IV recombinant tissue plasminogen activator dose before endovascular therapy. This point is critical to define the optimal recombinant tissue plasminogen activator regimen for combined IV and IA thrombolysis (ie, 0.9 mg/kg or 0.6 mg/kg). A previous meta-analysis suggested that 0.9 mg/kg IV recombinant tissue plasminogen activator before IA thrombolysis is safe and may be associated with higher recanalization rates and better functional outcome at 3 months.23 In the present meta-analysis, no difference was found between the 2 dosages (ie, 0.9 mg/kg or 0.6 mg/kg) in respect to recanalization, functional outcome, mortality, or sICH (all P⬎0.50). The sICH rates were similar to those observed in PROACT-II24 but superior to those in IV trial or registries (such as Neurological Disorders and Stroke trial25 or SITS-ISTR registry26), in which sICH rates were reported, respectively, 10%, 6%, and 2.5%. The population who underwent bridging therapy included patients with documented large artery occlusions, which was not the case in the Neurological Disorders and Stroke trial25 or SITS-ISTR registry.26 Also, the stroke severity was different, as illustrated by the median baseline NIHSS score, which was 9 in the Neurological Disorders and Stroke trial,25 11 in the SITS-ISTR registry,26 and 17 in this meta-analysis. As reported for IV alteplase studies,27 time to IV treatment impacted significantly on recanalization and mortality rates. Shorter time to IV treatment improved both the recanalization rate (OR per 10-minute decrease, 1.24; 95% CI, 1.02–1.51) and the mortality rate (OR per 10-minute decrease, 0.75; 95% CI, 0.60 – 0.94). These findings are crucial with respect to the variability of the time to IV alteplase therapy. In the studies included in the meta-analysis, time to IV alteplase administration varied from 110 to 165 minutes, showing the need to establish precise goals for time to treatment administration. Although recanalization should be achieved as soon as possible,1 the timing for endovascular therapy initiation after IV therapy remains to be assessed. Clot lysis is a timeconsuming process and if patients are taken too early for IA, they may not be given enough time to recanalize with IV alone and may be potentially exposed to an excessive risk. A recent meta-analysis on thrombectomy in acute ischemic stroke patients4 showed that patients presenting with isolated MCA occlusion and treated with thrombolysis achieved higher recanalization rates and best clinical outcomes. In our meta-analysis, the rate of favorable outcome increased with an increasing rate of patients treated for isolated MCA occlusion (OR per 10% increase, 1.29; 95% CI, 1.10 –1.51). This suggests that patients with isolated MCA occlusion are probably good candidates for bridging therapy, and not only those who are IV alteplase nonresponders.5 The suspected higher morbidity and mortality associated with bridging therapy5 was not confirmed in this meta-analysis. In fact, no differences in mortality or sICH were observed between bridging therapy and IV alteplase-treated patients. Furthermore, in the analysis restricted to the 8 studies with IV alteplase control groups, patients treated with bridging therapy experienced a better clinical outcome (OR, 2.26; 95% CI, 1.16 – 4.40). Our study has several potential limitations. First, it is possible that some relevant studies were not taken into account because we limited the literature search to reports published in English. In addition, we analyzed various small observational studies in which heterogeneity in the quality of data may be an issue. Because of the limitations of metaregression analysis on aggregated data,28 the impact of time to IV treatment and occlusion site on outcomes should be Mazighi et al Bridging Therapy Meta-Analysis 1307 Downloaded from http://stroke.ahajournals.org/ by guest on November 19, 2016 Figure. Crude Odds Ratios of Favorable (A), Mortality (B), and sICH (C) Outcomes for Comparisons Between IV/IA- and IV-Treated Patients in Individual and Combined studies. *Excluding studies using a control group with IV responders.12,14 †Including patients eligible for bridging therapy not treated by IA therapy from IMS trials. CI indicates confidence interval; IA, intra-arterial thrombolysis; IMS, Interventional Management of Stroke; IV, intravenous thrombolysis; sICH, symptomatic intracranial hemorrhage; OR, odds ratio. interpreted with caution and should be replicated using individual data. Similarly, the post hoc meta-analysis of comparisons of efficacy and safety of bridging therapy with IV alteplase alone should also be interpreted with caution. The major limitations of this analysis were the use of comparative case reports, the lack of adjustment on baseline case-control differences, and the limited statistical power. Finally, beyond time to recanalization, other factors may influence clinical prognosis, such as ASPECTS score and collateral flow. The lack of data on the latter parameters in the majority of the analyzed studies is certainly a limit in the evaluation process of combined IV/IA thrombolysis. Conclusions Pending the results of ongoing randomized trials, such as Interventional Management of Stroke III, the results from this meta-analysis support bridging therapy as a therapeutic approach in patients with documented arterial occlusion. Patients with isolated MCA occlusions are probably the best candidates, but the present findings reinforce the need to shorten the time to treatment and, in this context, the additional IA approach probably should be started as soon as possible and not considered only as a rescue strategy. Acknowledgments Sophie Rushton-Smith, PhD, provided editorial assistance on the final version of this manuscript. Sources of Funding This study was supported by a grant from the SOS-ATTAQUE CEREBRALE association. Disclosures None. References 1. Mazighi M, Serfaty JM, Labreuche J, Laissy JP, Meseguer E, Lavallee PC, et al. Comparison of intravenous alteplase with a combined intravenous-endovascular approach in patients with stroke and confirmed arterial occlusion (RECANALISE study): a prospective cohort study. Lancet Neurol. 2009;8:802– 809. 2. Khatri P, Abruzzo T, Yeatts SD, Nichols C, Broderick JP, Tomsick TA, et al. Good clinical outcome after ischemic stroke with successful revascularization is time-dependent. Neurology. 2009;73:1066 –1072. 3. Mazighi M, Labreuche J. Bridging therapy in acute ischemic stroke: are we ready for a new standard of care? Stroke. 2011;42:880 – 881. 4. Rouchaud A, Mazighi M, Labreuche J, Meseguer E, Serfaty JM, Laissy JP, et al. Outcomes of mechanical endovascular therapy for acute ischemic stroke: a clinical registry study and systematic review. Stroke. 2011; 42:1289 –1294. 5. Rubiera M, Ribo M, Pagola J, Coscojuela P, Rodriguez-Luna D, Maisterra O, et al. Bridging intravenous-intra-arterial rescue strategy 1308 6. 7. 8. 9. 10. 11. 12. Downloaded from http://stroke.ahajournals.org/ by guest on November 19, 2016 13. 14. 15. 16. 17. Stroke May 2012 increases recanalization and the likelihood of a good outcome in nonresponder intravenous tissue plasminogen activator-treated patients: a casecontrol study. Stroke. 2011;42:993–997. 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Online ISSN: 1524-4628 The online version of this article, along with updated information and services, is located on the World Wide Web at: http://stroke.ahajournals.org/content/43/5/1302 Data Supplement (unedited) at: http://stroke.ahajournals.org/content/suppl/2012/08/14/43.5.1302.DC1.html http://stroke.ahajournals.org/content/suppl/2013/10/02/43.5.1302.DC2.html http://stroke.ahajournals.org/content/suppl/2013/10/08/43.5.1302.DC3.html Permissions: Requests for permissions to reproduce figures, tables, or portions of articles originally published in Stroke can be obtained via RightsLink, a service of the Copyright Clearance Center, not the Editorial Office. Once the online version of the published article for which permission is being requested is located, click Request Permissions in the middle column of the Web page under Services. Further information about this process is available in the Permissions and Rights Question and Answer document. Reprints: Information about reprints can be found online at: http://www.lww.com/reprints Subscriptions: Information about subscribing to Stroke is online at: http://stroke.ahajournals.org//subscriptions/ Tratamiento puente en el ictus isquémico agudo Una revisión sistemática y metanálisis Mikael Mazighi, MD, PhD; Elena Meseguer, MD; Julien Labreuche, BS; Pierre Amarenco, MD Antecedentes y objetivo—A la espera de los resultados de ensayos controlados y aleatorizados, está por determinar el efecto beneficioso y la seguridad de un tratamiento puente (trombolisis intravenosa e intraarterial combinada). El objetivo del presente análisis fue obtener estimaciones fiables de los resultados de eficacia y seguridad del tratamiento puente. Métodos—Llevamos a cabo una revisión sistemática de todos los estudios en los que se ha utilizado el tratamiento puente publicados entre enero de 1966 y marzo de 2011. Resultados—La búsqueda bibliográfica identificó 15 estudios. La estimación global de la tasa de recanalización fue del 69,6% (IC del 95%, 63,9%-75,0%). El metanálisis de los resultados clínicos mostró una estimación global del 48,9% (IC del 95%, 42,9%-54,9%) para un resultado funcional favorable, del 17,9% (IC del 95%, 12,7%-23,7%) para la mortalidad, y del 8,6% (IC del 95%, 6,8%-10,6%) para la hemorragia intracraneal sintomática. En el análisis de metarregresión, cuanto menor era tiempo medio transcurrido hasta el tratamiento intravenoso, mayor era la tasa de recanalización (por cada 10 minutos de reducción: OR, 1,24; IC del 95%, 1,02-1,51) y menor era la tasa de mortalidad (por 10 minutos de reducción: OR, 0,75; IC del 95%, 0,60-0,94). En el análisis realizado con el empleo de grupos de control de pacientes tratados con alteplasa intravenosa en 8 estudios, el tratamiento puente se asoció a un resultado funcional favorable (OR:, 2,26; IC del 95%, 1,16-4,40), pero no hubo diferencias en las variables de valoración de la mortalidad o la hemorragia intracraneal sintomática. Conclusiones—El tratamiento puente se asocia a una seguridad y eficacia aceptables en los pacientes con ictus. El tiempo transcurrido hasta la administración del tratamiento intravenoso es crucial para mejorar las tasas de recanalización y los resultados clínicos favorables. (Traducido del inglés: Bridging Therapy in Acute Ischemic Stroke. A Systematic Review and Meta-Analysis. Stroke. 2012;43:1302-1308.) Palabras clave: acute stroke n alteplase n combined thrombolysis n bridging therapy n endovascular therapy n meta-analysis n recombinant tissue plasminogen activator E l tratamiento puente (la combinación de una trombolisis intravenosa [i.v.] e intraarterial [i.a.]) forma parte del arsenal terapéutico en la práctica clínica diaria de varios centros especializados en el ictus. Dado que el tiempo transcurrido hasta la recanalización ha pasado a ser un nuevo objetivo en la asistencia aguda del ictus1,2, la combinación de la rapidez de la administración de alteplasa i.v. con las tasas de recanalización más altas de la vía i.a.3,4 constituye un enfoque de gran interés. Los estudios controlados han descrito la viabilidad y eficacia del tratamiento puente en cuanto a las tasas de recanalización1, pero solamente se ha observado una repercusión clínica positiva en una población seleccionada de pacientes sin respuesta a la alteplasa i.v.5. Estos resultados plantean la cuestión de cuál debe ser la población diana para el uso del tratamiento puente. Por el momento no está claro si este tratamiento debe contemplarse únicamente para los pacientes que no responden a la alteplasa i.v., o si el pequeño tamaño muestral de los demás estudios es la principal explicación de la ausencia de beneficios clínicos significativos. En el estudio que muestra un resultado funcional favorable significativo a los 3 meses, el tratamiento puente se asoció a una mayor morbilidad y mortalidad, con una mayor frecuencia de hemorragias sintomáticas y de muertes5. Aparte de las tasas de recanalización, es preciso evaluar los resultados clínicos y la seguridad. A la espera de los resultados de un ensayo controlado aleatorizado que se está llevando a cabo en la actualidad6 para comparar el enfoque del tratamiento puente con la administración de alteplasa i.v. (el único tratamiento recomendado para los pacientes con ictus isquémico agudo), el tratamiento puente se considera por Recibido el 9 de agosto de 2011; aceptado el 9 de enero de 2012. Louis Caplan, MD, fue el Editor Invitado para este artículo. INSERM U-698 (M.M., J.L., P.A.), Clinical Research in Atherothrombosis, and Denis Diderot University (M.M., E.M., P.A.), Paris VII, Neurology and Stroke Department, Hôpital Bichat, París, Francia. El suplemento de datos de este artículo, disponible solamente online, puede consultarse en http://stroke.ahajournals.org/lookup/suppl/ doi:10.1161/ STROKEAHA.111.635029/-/DC1. Remitir la correspondencia a Mikael Mazighi, Department of Neurology and Stroke Centre, Bichat University Hospital, 46, rue Henri Huchard, 75018 Paris, Francia. Correo electrónico mikael.mazighi@bch.aphp.fr © 2012 American Heart Association, Inc. Puede accederse a Stroke en http://stroke.ahajournals.org 61 DOI: 10.1161/STROKEAHA.111.635029 62 Stroke Septiembre 2012 el momento una técnica en fase de investigación. Así pues, hemos llevado a cabo una revisión sistemática de todos los estudios en los que se ha utilizado el tratamiento puente en pacientes con ictus isquémico agudo, con objeto de describir esta práctica y proporcionar estimaciones fiables de los resultados de eficacia y seguridad de este enfoque terapéutico. Material y métodos Estrategia de búsqueda y selección de los estudios Identificamos todos los estudios observacionales y de intervención publicados entre enero de 1996 y marzo de 2011 en los que se presentaron resultados de canalización o de evolución clínica en pacientes con ictus isquémico agudo tratados con una estrategia combinada i.v./i.a. Realizamos una búsqueda en la base de datos PubMed con los siguientes términos de búsqueda: thrombolysis; thrombolytic; fibrinolysis; tissue plasminogen activator; endovascular; intra-arterial; and intravenous in combination with stroke. Limitamos las búsquedas a los estudios publicados en inglés y realizados en humanos. Uno de los autores (J.L.) seleccionó los artículos de posible relevancia en función del título y el resumen, y obtuvo el texto completo de los identificados para realizar una revisión detallada. Realizamos también una búsqueda en las listas de bibliografía de los artículos obtenidos y los artículos de revisión publicados, para identificar otros estudios adicionales. La selección de los estudios se realizó con el empleo de los siguientes criterios: (1) inclusión de pacientes con ictus isquémico agudo de edad igual o superior a 18 años elegibles para un tratamiento i.v.; (2) presentación del número (o porcentaje) de casos de recanalización o de resultados clínicos en pacientes con ictus isquémico agudo tratados con un enfoque combinado i.v./i.a.; y (3) estudios retrospectivos o prospectivos con ≥ 10 pacientes tratados con un enfoque combinado i.v./i.a. No seleccionamos los estudios en función de la estrategia de tratamiento, el protocolo del tratamiento puente ni las definiciones de los parámetros de valoración clínicos utilizados. Detectamos también las publicaciones duplicadas basadas en las mismas series de datos (es decir, los casos en los que los datos se solapaban con los de otros estudios incluidos); en estos casos se incluyeron solamente las publicaciones con datos más completos. Extracción de los datos Los datos fueron extraídos de manera independiente por 2 autores (J.L. y M.M.) utilizando un formulario estandarizado, y los posibles desacuerdos se resolvieron por consenso. No contactamos con los autores de los estudios para solicitar datos incompletos o no publicados. Se recogieron los siguientes datos: características del artículo (nombre del primer autor, revista, año de publicación); diseño del estudio (país, periodo de estudio, número de centros, análisis retrospectivo/prospectivo, protocolo del tratamiento puente [indicación de un tratamiento i.a., fármacos i.v., y dosis, tipo de abordaje i.a., incluido el número de pacientes tratados con trombolisis química y el de pacientes tratados con revascularización mecánica]); muestra de estudio (tamaño muestral, edad, sexo, National Institutes of Health Stroke Scale [NIHSS] al ingreso, localización del coágulo, tiempo transcurrido desde el inicio de los síntomas hasta el tratamiento i.v., tiempo desde el inicio de los síntomas hasta la angiografía convencional, tiempo desde el inicio de los síntomas hasta el tratamiento i.a.); y datos y definiciones de los parámetros de valoración (recanalización, resultado funcional favorable, mortalidad, hemorragia intracraneal sintomática [HICs]). Diferenciamos 2 tipos de protocolos de tratamiento puente según la indicación para el empleo de un tratamiento i.a.: tratamiento puente de rescate (definido como el uso de un tratamiento i.a. en caso de fracaso del tratamiento i.v. según lo indicado por el em- peoramiento del estado clínico o la ausencia de mejoría clínica) o tratamiento puente directo (definido como un abordaje terapéutico preespecificado, independiente del estado clínico después del inicio del tratamiento i.v.). No tuvimos en cuenta en la muestra de estudio a los pacientes que fueron considerados elegibles para el tratamiento puente pero no recibieron tratamiento i.a.; se registraron las razones para no utilizar el tratamiento i.a. Clasificamos los vasos diana en 2 grupos según la presencia o ausencia de oclusión aislada de la arteria cerebral media (ACM). En los estudios con un grupo control de pacientes a los que se administró solamente tratamiento i.v., extrajimos también los datos de resultados clínicos de los controles, con objeto de disponer de información sobre la relación beneficio-riesgo del tratamiento con el uso de la estrategia combinada i.v./i.a. Definiciones de los parámetros de valoración clínicos Las variables de valoración clínicas fueron el resultado funcional, la mortalidad y la HICs. La definición preferida fue la de una puntuación de Rankin modificada de 0 a 2 a los 90 días para el resultado funcional favorable, la muerte por cualquier causa hasta los 90 días para el resultado de mortalidad, y la de una hemorragia en la TC/ RM de seguimiento asociada a un aumento de ≥ 4 puntos en la puntuación de la escala NIHSS para el resultado de HICs, tal como se utiliza en el ensayo aleatorizado que se está realizando en la actualidad6. Cuando no se disponía de datos para la definición preferida, se emplearon los de la definición adoptada por los autores. Análisis estadístico Con objeto de determinar las proporciones globales para las diferentes variables de valoración (recanalización, resultado funcional, mortalidad y HICs), transformamos primero las proporciones individuales en una cantidad, con el empleo de la transformación de arcoseno de estabilización de la varianza de Freeman-Tukey7. Para todas las variables de valoración, cuantificamos la heterogeneidad entre los diversos estudios mediante una prueba de homogeneidad basada en el estadístico Q de Cochran y mediante el cálculo del estadístico I2. Dado que preveíamos una heterogeneidad elevada, teniendo en cuenta la ausencia de recomendaciones para el uso del tratamiento puente, se utilizó el modelo de efectos aleatorios de DerSimonianLaird8 para combinar las proporciones transformadas, seguido de una retrotransformación para disponer de la proporción global en la escala original. Para cada parámetro de valoración clínica, realizamos un análisis de sensibilidad mediante la restricción del metanálisis a los estudios que empleaban la misma definición utilizada en el ensayo controlado aleatorizado actualmente en curso6. Con objeto de explorar los posibles orígenes de heterogeneidad, realizamos un análisis de metarregresión univariado, con el empleo de modelos aleatorios normales logísticos9. Se examinaron las siguientes covariables a nivel de estudio: indicación para el tratamiento puente (directo frente a rescate); uso de revascularización mecánica como tratamiento i.a. adyuvante; media de tiempo hasta el tratamiento i.v.; dosis i.v. (0,9 mg frente a 0,6 mg); media de edad; proporción de varones; media de puntuación de NIHSS al ingreso; y tasa de oclusiones aisladas de la ACM. Para los estudios que utilizaron un diseño de casos y controles, calculamos la OR de los parámetros de valoración clínicos utilizando como referencia el grupo control de pacientes a los que se administró solamente el tratamiento i.v. Dado que los estudios Interventional Management of Stroke (IMS) I y II10,11 utilizaron el mismo grupo de comparación histórico seleccionado de pacientes con una puntuación basal de la NIHSS ≥ 10 tratados con activador de plasminógeno tisular recombinante (alteplasa) del National Institute of Neurological Disorders and Stroke, nosotros empleamos los datos combinados de los estudios Interventional Management of Stroke Directo Rescate 33 16 41 55 69 44 16 62 24 11 Estados Unidos (un solo centro) 2003-2006 Japón (un solo centro) 2005-2006 Estados Unidos (un solo centro) 1996-2003 Norteamérica (multicéntrico) 2003-2006 Estados Unidos (un solo centro) 1998-2005 Estados Unidos (un solo centro) 1998-2001 Corea (un solo centro) 21 meses Norteamérica (multicéntrico) 2001 Estados Unidos (un solo centro) 1996-2001 Estados Unidos (multicéntrico) 1995-1996 Burns, 200815 Sugiura, 200816 Wolfe, 200817 IMS II, 200711 Shaltoni, 200718 Flaherty, 200519 Lee, 200420 Suarez, 200221 EMS, 199922 Directo Directo Directo Rescate Directo Directo Rescate Rescate 0,6 0,6 0,6 0,9 0,6 0,9 0,6 0,6 0,6 0,9 0,6 0,9 0,9 y 0,6 rtPA (0,3 mg/kg) rtPA (0,3 mg/kg) o uroquinasa (< 7.500.000 U) rtPA (0,3 mg/kg) Uroquinasa (< 1.000.000 U) rtPA (0,3 mg/kg) Reteplasa (< 6 U) o alteplasa o uroquinasa ± fragmentación del coágulo (n = 52) rtPA (0,3 mg/kg) rtPA (0,3 mg/kg) ± fragmentación del coágulo rtPA (< 10 mg) y fragmentación del coágulo Reteplasa (n = 14) y/o fragmentación del coágulo y/o extracción del coágulo (n = 25) rtPA (0,3 mg/kg) ± extracción del coágulo (n = 20) Fragmentación del coágulo y uroquinasa (< 400.000 U) Extracción del coágulo ± rtPA (n = 17) rtPA (≈ 0,4 mg/kg) ± extracción del coágulo (n = 8) ≈ 0,5 Tratamiento i.a. rtPA (< 20 mg) y/o fragmentación del coágulo y/o extracción del coágulo 0,9 Dosis de alteplasa i.v., mg Protocolo del tratamiento puente 66 66† 67 64† 63 69† 60 64† 67 70 67 68 63 68 65 78 Media Edad, años 47 53† 29 40† 38 40† 55 46† 39 69 33 54 61 44 67 54 Varones, % 17 16*† 13* 18*† 19 18*† 18* 19† 17* 19 16 15* 15* 19 15 20* Media de NIHSS basal 135 156* 121 136† 134 129*† 124 140† 151 110 118 132 124 ... 148 165 De inicio a i.v. 223 198 203 183 219 ... 262 ... ... ... 240 ... ... ... ... 225 De inicio a arteriografía 232 ... ... 217 ... 226 288 ... ... 150 ... 204 219 237 ... ... De inicio a i.a. Intervalos de tiempo hasta el tratamiento, min 63 82 88 53 63 61 72 ... 66 100 ... 62 78 56 43 48 Oclusión aislada de ACM, % EMS indica Emergency Management of Stroke; i.a., trombolisis intraarterial; IMS, Interventional Management of Stroke; i.v., trombolisis intravenosa; ACM, arteria cerebral media; NIHSS, National Institutes of Health Stroke Scale; rtPA, activador de plasminógeno de tipo tisular recombinante (alteplasa). *Los valores corresponden a medianas. †Datos disponibles para todos los pacientes elegibles (n = 81 para el IMS II; n = 62 para Flaherty; n = 80 para IMS I; n = 17 para EMS). Media total o ponderada 559 Rescate 50 Francia (un solo centro) 2007-2008 Mazighi, 20091 IMS I, Directo 18 Corea (un solo centro) 2007-2008 Kim, 200914 200410 Directo 48 Norteamérica (multicéntrico) 2001-2006 Shi, 201013 Rescate 30 Suiza (un solo centro) 2004-2007 Rescate Indicación Bonvin, 201012 42 Tamaño muestral España (un solo centro) 2009-2010 País (centros) y periodo de estudio Diseño y características basales de los estudios incluidos Rubiera, 20115 Fuente, año Tabla 1. Mazighi y cols. Tratamiento puente en el ictus isquémico agudo 63 64 Stroke Septiembre 2012 Tabla 2. Tasas de recanalización y resultados clínicos en los estudios incluidos Recanalización Fuente, año Resultado clínico favorable Alguna Completa Rubiera, 20115 25 (59,5) 10 (23,8) 18 (42,9)* Bonvin, 201012 17 (56,7) 8 (26,7) Shi, 201013 35 (72,9) ... Kim, 200914 16 (88,9) Mazighi, 20091 Mortalidad HICs 19 (45,2)* 5 (11,9)* 13 (43,3)* 0* 1 (3,3)* 18 (37,8)* 13 (27,1)* 5 (10,4)* 12 (66,7) 12 (66,7) 1 (5,6) 1 (5,6)* 43 (86,0) 34 (68,0) 27 (54,0)* 9 (18,0)* 5 (10,0)* Burns, 2008 24 (72,7) 13 (39,4) 11 (33,3) 4 (12,1)* 4 (12,1)* Sugiura, 200816 14 (87,5) 7 (43,8) 10 (62,5) 1 (6,3)* 0 Wolfe, 200817 27 (65,9) 12 (29,3) 19 (46,3)* 11 (26,8)* 5 (12,2)* 33 (60,0) 2 (3,6) 21 (38,2)* 13 (16,0)*† 8 (9,9)*† 15 IMS II, 200711 18 Shaltoni, 2007 50 (72,5) ... 38 (55,1) 12 (17,4) 4 (5,8) Flaherty, 200519 26 (59,1) 10 (22,7) 20 (45,5)* 10 (22,7)* 5 (11,4)* Lee, 200420 12 (75,0) 9 (56,3) 11 (68,8)* 1 (6,3)* 1 (6,3)* IMS I, 200410 35 (56,5) 7 (11,3) 25 (40,3)* 11 (17,8)* 5 (6,3)*† Suarez, 200221 18 (75,0) 9 (37,5) 19 (79,2) 9 (81,8) 6 (54,5) EMS, 199922 5 (45,5)* 4 (16,7) 0* 3 (27,3)* 2 (18,2) Los valores corresponden a n (%). EMS indica Emergency Management of Stroke; IMS, Interventional Management of Stroke; HICs, hemorragia intracraneal sintomática. *Indica que los resultados clínicos se definieron con los mismos criterios que se aplican en el ensayo controlado y aleatorizado que se está llevando a cabo en la actualidad6. †Datos disponibles para todos los pacientes elegibles (n = 81 para el IMS II; n = 80 para el IMS I). I/II para el cálculo de la OR individual. Los valores de OR individuales se combinaron con el uso del modelo de efectos aleatorios de DerSimonian y Laird. Se realizaron análisis de sensibilidad mediante la exclusión de los estudios en los que se utilizó un grupo control formado por pacientes con respuesta al tratamiento i.v. Las pruebas estadísticas se realizaron con un nivel de significación α bilateral de 0,05, excepto para las pruebas de homogeneidad, en las que se optó por un nivel α de 0,10. Los datos se analizaron con Tabla 3. el programa SAS versión 9.1 (SAS Institute, Cary, NC) y el paquete Cochrane Collaboration’s Review Manager (RevMan edición 4.2.7). Resultados La búsqueda bibliográfica identificó 12.597 referencias. Tras examinar los títulos y los resúmenes, se leyeron de forma completa 45 artículos, y 15 de ellos se consideraron elegibles para la inclusión (véase la Figura I del Suple- Tasas combinadas globales de recanalización y de resultados clínicos Estudios, n Pacientes, n Tasas combinadas globales (IC del 95%) Recanalización parcial o completa 15 559 69,6 (63,9–75,0) 0,011 Recanalización completa 13 442 35,1 (23,0–48,2) 0,001 87,6 Resultado clínico favorable 15 559 48,9 (42,9–54,9) 0,014 50,2 Mortalidad 15 585† 17,9 (12,7–23,7) 0,001 66,6 HICs 15 627† 8,6 (6,8–10,6) 0,65 0 Resultado clínico favorable 10 399 44,3 (39,9–48,8) 0,54 0 Mortalidad 12 474† 18,6 (12,3–25,8) 0,001 72,2 HICs 11 501† 9,7 (7,3–12,4) 0,96 0 Resultado Valor de P* I2, % Análisis principal 51,3 Análisis de sensibilidad‡ IC indica intervalo de confianza; HICs, hemorragia intracraneal sintomática. *p asociada a prueba de x2 para la heterogeneidad. †Incluidos los pacientes elegibles para el tratamiento puente no tratados con medicación intraarterial de los ensayos Interventional Management of Stroke. ‡Limitado a los estudios con parámetros de valoración clínica más parecidos a la definición del Interventional Management of Stroke III6. Mazighi y cols. Tratamiento puente en el ictus isquémico agudo 65 Tabla 4. Influencia de las variables a nivel de estudio* sobre la recanalización y los resultados clínicos en el análisis de metarregresión univariado Resultado y covariables a nivel de estudio Estudios, n OR (IC del 95%) Valor de p Tiempo medio hasta el tratamiento i.v.† 14 1,24 (1,02–1,51) 0,035 Porcentaje de oclusión aislada de la ACM‡ 13 1,32 (1,08–1,62) 0,011 Porcentaje de oclusión aislada de la ACM‡ 13 1,29 (1,10–1,51) 0,005 Media de NIHSS basal§ 15 0,89 (0,79–1,00) 0,053 Recanalización parcial o completa Resultado clínico favorable Mortalidad Media de edad¶ 15 2,55 (1,53–4,25) 0,002 Tiempo medio hasta el tratamiento i.v.† 14 0,75 (0,60–0,94) 0,016 Media de NIHSS basal§ 1,19 (0,99–1,43) 0,063 15 IC indica intervalo de confianza; i.v., trombolisis intravenosa; ACM, arteria cerebral media; NIHSS, National Institutes of Health Stroke Scale; OR, odds ratio. *Solamente se indican los orígenes de heterogeneidad con un valor de p < 0,10. †OR calculada por cada 10 min de disminución del tiempo medio hasta el tratamiento i.v. ‡OR calculada por cada 10% de aumento en el porcentaje de casos de oclusión aislada de la ACM. §OR calculada por cada 1 punto de aumento de la media de NIHSS basal. ¶OR calculada por cada 10 años de aumento de la media de edad. mento online, http://stroke.ahajournals.org). Las principales características metodológicas y basales de los estudios incluidos se presentan en la Tabla 11,5,10–22. Once (73%) de los estudios incluidos eran estudios de un solo centro. Tres de los 4 estudios multicéntricos eran ensayos fundamentales de registro realizados con un enfoque combinado i.v./i.a. (1 con un diseño de fase 122 y 2 con un diseño de un solo grupo10,11). El otro estudio multicéntrico era un análisis complementario de datos combinados de 2 ensayos de un solo grupo, y se diseñó para evaluar la seguridad y la eficacia de un dispositivo de extracción mecánico13. Se especificaba claramente una obtención prospectiva de los datos en 9 estudios1,5,10,11,13,16,17,20,22 y se especificaba una evaluación independiente de los resultados neurológicos en 5 estudios11,14,17,21,22. Globalmente, los 15 estudios incluían un total de 559 pacientes con ictus tratados con un enfoque combinado i.v./i.a. La duración de los estudios osciló entre 10 meses10 y 8 años18. Tal como se indica en la Tabla 1, se utilizaron diversos protocolos de tratamiento puente. Ocho de los estudios emplearon un protocolo directo, y en 7 se usó un tratamiento de rescate. Todos los estudios excepto 1 utilizaron un tratamiento de alteplasa i.v. a una dosis de 0,6 o 0,9 mg/kg. Once estudios emplearon una lisis i.a. (diferentes fármacos y dosis) como tratamiento adyuvante de primera línea, y 5 de ellos utilizaron una revascularización mecánica adicional. En 2 de los 4 estudios restantes, la elección del tratamiento i.a. quedó a criterio del especialista de neurointervención5,15. Las características basales de los pacientes diferían en los diversos estudios, tal como se in- dica en la Tabla 1. La media de tiempo transcurrido hasta el tratamiento i.v. osciló entre 110 minutos16 y 165 minutos5. En los 13 estudios para los que se dispuso de datos sobre la localización del coágulo, el vaso afectado con más frecuencia fue la ACM (63% de los casos), con un rango del 43% al 100%. En la Tabla 2 se presentan los resultados de los diversos estudios individuales. Al combinar los estudios, la estimación global de las tasas de recanalización (parcial o completa) fue del 69,6% (IC del 95%, 63,9%-75,0%; Tabla 3). Al considerar solamente las tasas de recanalización completa (13 estudios), esta cifra se reducía al 35,1% (IC del 95%, 23,0%-48,2%). Los resultados del metanálisis respecto a los parámetros de valoración clínicos se muestran en la Tabla 3. Se observó una gran heterogeneidad de los diversos estudios en cuanto a la recanalización, los resultados clínicos favorables y la evolución mortal. Se observaron resultados similares en el análisis de sensibilidad limitado a los estudios en los que se utilizó la misma definición del resultado clínico que en el ensayo Interventional Management of Stroke III6 (Tabla 3); en dicho análisis, no se observó heterogeneidad para el resultado funcional favorable. En los análisis de metarregresión univariados (Tabla 4), el tiempo hasta el tratamiento i.v. influía significativamente en las tasas de recanalización y de mortalidad. Cuanto menor era la media de tiempo hasta el tratamiento i.v., mayor era la tasa de recanalización (OR por 10 minutos de reducción, 1,24; IC del 95%, 1,02-1,51) y menor era la tasa de mortalidad (OR por 10 minutos de reducción, 0,75; IC del 95%, 0,60-0,94). La recanalización mostró también una relación positiva con el porcentaje de pacientes tratados por una oclusión aislada de la ACM (p = 0,011). La mortalidad se veía influida también positivamente por la mayor edad media del estudio (p = 0,002) y la mayor puntuación de la escala NIHSS (p = 0,063). Además, el porcentaje de pacientes tratados por una oclusión aislada de la ACM y la puntuación basal de la NIHSS se identificaron como orígenes de heterogeneidad para el resultado funcional favorable. La tasa de pacientes con un resultado funcional favorable aumentaba con el incremento del porcentaje de pacientes tratados por una oclusión aislada de la ACM (OR por 10% de aumento, 1,29; IC del 95%, 1,10-1,51) y con la disminución de la puntuación de la NIHSS (OR por 1 punto de aumento, 0,89; IC del 95%, 0,79-1,00). Ocho estudios compararon los resultados clínicos de los pacientes en los que se utilizó un tratamiento i.v./i.a. o un tratamiento i.v. solo (en la Tabla I del Suplemento online se presentan las definiciones y las características basales de los grupos de control). De entre estos estudios, en los 2 ensayos fundamentales de registro con un solo grupo se utilizó el mismo grupo de control histórico de pacientes tratados con alteplasa del Neurological Disorders and Stroke10,11. Los análisis combinados mostraron una diferencia bruta en el resultado funcional favorable entre los pacientes tratados con medicación i.v./i.a. y los tratados por vía i.v. sola (OR:, 2,26; IC del 95%, 1,16-4,40; Figura A), con una heterogeneidad elevada entre los estudios (I2 = 74%) que era atribuible principalmente a las diferentes definiciones del grupo control. Tras la exclusión de los 2 estudios que utilizaron un grupo control de pacientes con respuesta al tratamiento i.v.12,14, la OR com- 66 Stroke Septiembre 2012 Figura. Valores brutos de odds ratio para el resultado funcional favorable (A), la mortalidad (B) y la HICs (C) para las comparaciones entre los pacientes tratados por vía i.v./i.a. y los tratados por vía i.v. en los estudios individuales y combinados. *Excluyendo los estudios en los que se utilizó un grupo control de pacientes con respuesta al tratamiento i.v.12,14. †Incluidos los pacientes elegibles para un tratamiento puente y no tratados por vía i.a. en los ensayos IMS. IC indica intervalo de confianza; i.a., trombolisis intraarterial; IMS, Interventional Management of Stroke; i.v., trombolisis intravenosa; HICs, hemorragia intracraneal sintomática; OR, odds ratio. binada se mantuvo inalterada (2,20; IC del 95%, 1,12-4,33; Figura 1A). No se observaron diferencias en los resultados de mortalidad o de HICs (Figura 1B, 1C). Discusión En este metanálisis, las estimaciones globales asociadas al tratamiento puente fueron del 69,6% para las tasas de recanalización, del 48,9% para el resultado funcional favorable, del 17,9% para la mortalidad y del 8,6% para la HICs. Aunque estos resultados de eficacia y seguridad positivos son favorables al método del tratamiento puente, la heterogeneidad de las poblaciones de pacientes incluidas en los estudios y la variabilidad de las técnicas i.a. limitan las conclusiones definitivas que pueden extraerse. La heterogeneidad puede apreciarse en la dosis de activador de plasminógeno tisular recombinante i.v. utilizada antes del tratamiento endovascular. Esta cuestión es crucial para definir la pauta de tratamiento óptima de activador de plasminógeno tisular recombinante para la trombolisis combinada i.v. e i.a. (es decir, 0,9 mg/ kg o 0,6 mg/kg). Un metanálisis previo ha sugerido que el empleo de 0,9 mg/kg de activador de plasminógeno tisular recombinante i.v. antes de la trombolisis i.a. es seguro y puede asociarse a unas tasas de recanalización superiores y a un mejor resultado funcional a los 3 meses23. En el presente metanálisis, se observó una ausencia de diferencias entre las 2 posologías (es decir, 0,9 mg/kg o 0,6 mg/kg) en cuanto a la recanalización, el resultado funcional, la mortalidad o la HICs (p > 0,50 en todos los casos). Las tasas de HICs fueron similares a las observadas en el estudio PROACT-II24 pero superiores a las del ensayo i.v. o los estudios de registro (como el ensayo Neurological Disorders and Stroke 25 o el registro SITS-ISTR26), en los que las tasas de HICs descritas fueron, respectivamente, del 10%, 6% y 2,5%. La población a la que se aplicó el tratamiento puente incluía a pacientes con oclusiones documentadas de arterias grandes, mientras que esto no fue así en el caso del ensayo Neurological Disorders and Stroke25 o en el del registro SITS-ISTR26. Además, la gravedad del ictus fue diferente, tal como muestra la mediana basal de la puntuación de la NIHSS, que fue de 9 en el ensayo Neurological Disorders and Stroke25, de 11 en el registro SITS-ISTR26 y de 17 en este metanálisis. Al igual que se ha descrito en los estudios de alteplasa i.v.27, el tiempo transcurrido hasta la aplicación del tratamiento i.v. influía significativamente en las tasas de recanalización y de mortalidad. Un menor tiempo hasta el tratamiento i.v. mejoraba tanto la tasa de recanalización (OR por 10 minutos de reducción, 1,24; IC del 95%, 1,02-1,51) como la tasa de mortalidad (OR por 10 minutos de reducción, 0,75; Mazighi y cols. Tratamiento puente en el ictus isquémico agudo 67 IC del 95%, 0,60-0,94). Estos resultados son cruciales por lo que respecta a la variabilidad del tiempo hasta el tratamiento con alteplasa i.v. En los estudios incluidos en el metanálisis, el tiempo hasta la administración de alteplasa i.v. osciló entre 110 y 165 minutos, y ello puso de manifiesto la necesidad de establecer unos objetivos precisos en cuanto al tiempo hasta la administración del tratamiento. Aunque la recanalización debe alcanzarse lo antes posible1, no se ha determinado aún cuál es el momento adecuado para iniciar el tratamiento endovascular después del tratamiento i.v. La lisis del coágulo es un proceso que requiere tiempo, y si los pacientes son remitidos demasiado pronto al tratamiento i.a., es posible que no haya habido tiempo suficiente para la recanalización con tratamiento i.v. solo, y se les podría exponer a un riesgo excesivo. Un reciente metanálisis de la trombectomía en pacientes con ictus isquémico agudo4 ha puesto de manifiesto que los pacientes que presentan una oclusión aislada de la ACM y son tratados con trombolisis alcanzan unas tasas de recanalización más altas y un mejor resultado clínico. En nuestro metanálisis, la tasa de resultados funcionales favorables aumentó con el incremento del porcentaje de pacientes tratados por una oclusión aislada de la ACM (OR cada 10% de aumento, 1,29; IC del 95%, 1,10-1,51). Esto sugiere que los pacientes con una oclusión aislada de la ACM son probablemente candidatos adecuados para el tratamiento puente, y no solamente lo son los que no responden a la alteplasa i.v.5. La sospecha de una mayor morbilidad y mortalidad asociadas al tratamiento puente5 no se confirmó en este metanálisis. De hecho, no se observaron diferencias de mortalidad ni de HICs entre los pacientes en los que se utilizó el tratamiento puente y los tratados con alteplasa i.v. Además, en el análisis limitado a los 8 estudios realizados con grupos de control de alteplasa i.v., los pacientes tratados con tratamiento puente presentaron un mejor resultado clínico (OR, 2,26; IC del 95%, 1,16-4,40). Nuestro estudio tiene varias posibles limitaciones. En primer lugar, es posible que algunos estudios relevantes no fueran tenidos en cuenta, debido a que limitamos la búsqueda bibliográfica a los artículos publicados en inglés. Además, analizamos diversos estudios observacionales pequeños en los que la heterogeneidad en la calidad de los datos puede ser un problema. Dadas las limitaciones del análisis de metarregresión sobre datos agregados28, la influencia del tiempo transcurrido hasta el tratamiento i.v. y la del lugar de la oclusión sobre los resultados evaluados debe interpretarse con precaución y deberá reproducirse con el empleo de datos de pacientes individuales. De igual modo, el metanálisis post hoc de las comparaciones de la eficacia y la seguridad del tratamiento puente con las de alteplasa i.v. sola deben interpretarse también con precaución. Las principales limitaciones de este análisis fueron el uso de presentaciones de casos comparativas, la falta de un ajuste respecto a las diferencias basales de casos y controles y la potencia estadística limitada. Por último, aparte del tiempo transcurrido hasta la recanalización, hay otros factores que pueden influir en el pronóstico clínico, como la puntuación ASPECTS y el flujo colateral. La falta de datos sobre estos últimos parámetros en la mayoría de los estudios analizados constituye, ciertamente, una limitación para la evaluación del proceso de trombolisis combinada i.v./i.a. Conclusiones A la espera de los resultados de los ensayos aleatorizados que se están realizando, como el Interventional Management of Stroke III, los resultados del presente metanálisis respaldan el uso del tratamiento puente como enfoque terapéutico en los pacientes con una oclusión arterial documentada. Los pacientes con oclusiones aisladas de la ACM son probablemente los mejores candidatos, pero los resultados actualmente existentes resaltan la necesidad de reducir el tiempo transcurrido hasta el tratamiento y, en este contexto, el tratamiento i.a. adicional debería iniciarse probablemente en cuanto sea posible y no contemplarse tan solo como estrategia terapéutica de rescate. Agradecimientos Sophie Rushton-Smith, PhD, aportó una ayuda editorial en la versión final de este manuscrito. Fuentes de financiación Este estudio fue financiado con una subvención de la asociación SOS-ATTAQUE CEREBRALE. Ninguna. Declaraciones de intereses Bibliografía 1. 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Endovascular administration after intravenous infusion of thrombolytic agents for the treatment of patients with acute ischemic strokes. Neurosurgery. 2002;50:251–259, discussion 259 –260. 22. Lewandowski CA, Frankel M, Tomsick TA, Broderick J, Frey J, Clark W, et al. Combined intravenous and intra-arterial r-TPA versus intra-arterial therapy of acute ischemic stroke: Emergency Management of Stroke (EMS) Bridging Trial. Stroke. 1999;30:2598 –2605. 23. Georgiadis AL, Memon MZ, Shah QA, Vazquez G, Suri MF, Lakshminarayan K, et al. Comparison of partial (.6 mg/kg) versus full-dose (.9 mg/kg) intravenous recombinant tissue plasminogen activator followed by endovascular treatment for acute ischemic stroke: a meta-analysis. J Neuroimaging. 2011;21:113–120. 24. Furlan A, Higashida R, Wechsler L, Gent M, Rowley H, Kase C, et al. Intra-arterial prourokinase for acute ischemic stroke. The PROACT II study: a randomized controlled trial. Prolyse in Acute Cerebral Thromboembolism. JAMA. 1999;282:2003–2011. 25. Tissue plasminogen activator for acute ischemic stroke. The National Institute of Neurological Disorders and Stroke rt-PA Stroke Study Group. N Engl J Med. 1995;333:1581–1587. 26. Wahlgren N, Ahmed N, Davalos A, Hacke W, Millan M, Muir K, et al. Thrombolysis with alteplase 3– 4.5 h after acute ischaemic stroke (SITS-ISTR): an observational study. Lancet. 2008;372:1303–1309. 27. Lees KR, Bluhmki E, von Kummer R, Brott TG, Toni D, Grotta JC, et al. Time to treatment with intravenous alteplase and outcome in stroke: an updated pooled analysis of ECASS, ATLANTIS, NINDS, and EPITHET trials. Lancet. 2010;375:1695–1703. 28. Thompson SG, Higgins JP. How should meta-regression analyses be undertaken and interpreted? Stat Med. 2002;21:1559 –1573. 9 Full Article 急性虚血性脳卒中におけるブリッジング療法 — 系統的レビューおよびメタ解析 Bridging Therapy in Acute Ischemic Stroke ― A Systematic Review and Meta-Analysis Mikael Mazighi, MD, PhD1,2; Elena Meseguer, MD2; Julien Labreuche, BS1; Pierre Amarenco, MD1,2 1 INSERM U-698, Clinical Research in Atherothrombosis; 2 Denis Diderot University, Paris VII, Neurology and Stroke Department, Hôpital Bichat, Paris, France. 背景および目的:無作為比較試験の結果は審査中であり, ブリッジング療法( 静脈内および動脈内血栓溶解療法の併 用 )の有益性と安全性はまだ明らかになっていない。本解 析の目的は,ブリッジング療法の有効性および安全性に 関する転帰について,信頼性の高い推定値を提示するこ とであった。 方法:1966 年 1 月~ 2011 年 3 月の間に公表された,ブ リッジング療法を用いたすべての試験について系統的レ ビューを実施した。 結果:文献検索の結果,15 試験が同定された。再開通率 の統合推定値は 69.6%( 95% CI:63.9 ~ 75.0%) であった。 臨床転帰についてのメタ解析の統合推定値は,好ましい 転帰が 48.9%( 95% CI:42.9 ~ 54.9%) ,死亡が 17.9%( 95% CI:12.7 ~ 23.7%),また症候性頭蓋内出血が 8.6%( 95% CI:6.8 ~ 10.6%)であった。メタ回帰分析では,静脈内 治療までの平均時間が短いほど,再開通率が高く(10 分短 縮あたりの OR = 1.24,95% CI:1.02 ~ 1.51 ),また死亡 率が低かった ( 10 分短縮あたりの OR = 0.75,95% CI:0.60 ~ 0.94 ) 。8 試験における静脈内アルテプラーゼを投与し た患者を対照群として用いた解析では,ブリッジング療 法は好ましい転帰をもたらしたが( OR = 2.26,95% CI: 1.16 ~ 4.40 ) ,死亡率または症候性頭蓋内出血の転帰につ いては差が認められなかった。 結論:ブリッジング療法は,脳卒中患者において容認で きる安全性および有効性と関連している。静脈内治療ま での時間が,再開通率の改善と好ましい転帰のために極 めて重要である。 Stroke 2012; 43: 1302-1308 KEYWORDS 急性脳卒中,アルテプラーゼ,併用血栓溶解療法,ブリッジング療法,血管内治療,メタ解析,組換え型組織プラ スミノゲン活性化因子 ブリッジング療法[静脈内(IV) および動脈内(IA)血栓 再開通率にとどまらず,好ましい臨床転帰と安全性を 溶解療法の組み合わせ] は,複数の脳卒中センターにおい 評価する必要がある。 ブリッジング療法とIVアルテプラー て,日常診療の治療手段の一部となっている。再開通ま ゼ療法(急性虚血性脳卒中患者の唯一の推奨治療法) を比 での時間が急性脳卒中のケアにおける新たな目標とされ 較した現在進行中の無作為比較試験 6, 注)の結果は審査中 るようになってきており であるため,ブリッジング療法は試験的な手法とみなさ ,IV アルテプラーゼ投与のス 1,2 の組み合わせは れる。したがって,我々はこの治療法を詳述し,その有 適切なアプローチである。比較試験では,再開通率に関 効性および安全性の転帰について信頼性の高い推定値を してブリッジング療法の実行可能性と有効性が報告され 提示するため,急性虚血性脳卒中患者にブリッジング療 ているが ,好ましい臨床的な影響が認められたのは特定 法を用いたすべての試験の系統的レビューを実施した。 ピードと IA 経路のより高い再開通率 3.4 1 の IV アルテプラーゼ療法のノンレスポンダー群のみで あった 5。これらの結果から,ブリッジング療法の対象と なる集団が問題となっている。ブリッジング療法は IV ア ルテプラーゼのノンレスポンダーのみで考慮するべきか 否か,あるいは他の試験の症例数が少ないことが,有意 材料および方法 検索方法および試験の選出 我々は,1996 年 1 月~ 2011 年 3 月の間に公表され, な臨床的有益性が得られなかった主因であるのか否かは IV/IA 併用療法による治療を受けた急性虚血性脳卒中患 明らかになっていない。3 カ月時に有意な好ましい転帰が 者において,再開通率または臨床転帰が報告されている 得られた試験では,合併症発生率と死亡率がブリッジン すべての観察試験および介入試験を特定した。次の検索 グ療法に伴ってより高くなっており,症候性出血と死亡 語を用いて PubMed データベースを検索した:血栓溶解 の割合も高かった 。 療法,血栓溶解,線維素溶解,組織型プラスミノゲン活 5 注:Interventional Management of Stroke III Trial(IMS III)は 2012 年 5 月に新たな患者の登録を中止した。データ安全性モニタリング 委員会の中間解析審査で,規定の有効性がみられなかったためであり,重大な安全性の懸念は認められていない。 10 Stroke 日本語版 Vol. 7, No. 2 性化因子,血管内,動脈内,静脈内と脳卒中の組み合わ 的血管は,中大脳動脈(MCA)単独閉塞の有無によって 2 せ。検索は英語で出版された試験およびヒトにおける試 群に分類した。 験に限定した。執筆者の 1 人( J.L. )が表題と抄録を基に IV 療法のみで治療した患者を対照群とした試験につい 関連があると思われる論文を選出し,詳細な検討のため ては,対照群の患者の臨床転帰を抽出し,IV/IA 併用療法 に全文を入手した。我々は抽出した論文の参考文献一覧 のベネフィット対リスク比に関する情報を得た。 と公表された総説も検索し,追加すべき試験がないかを 調べた。 臨床転帰の定義 試験は次の基準を用いて選出した: ( 1 )年齢が 18 歳以 臨床転帰には,好ましい機能的転帰,死亡および sICH 上で IV 療法の適応がある急性虚血性脳卒中患者を対象と を含めた。進行中の無作為試験 6 と同様に,好ましい機能 している,(2)IV/IA 併用療法で治療した急性虚血性脳卒 的転帰について優先した定義は 90 日時の改変 Rankin ス 中患者の再開通の例数(または割合) もしくは臨床転帰を コアが 0 ~ 2,死亡の転帰については 90 日時の全死亡, 報告している, ( 3)IV/IA 併用療法で治療した患者が 10 sICH 転帰については追跡調査のための CT/MRI スキャン 例以上の前向きまたは後向き試験である。我々は治療法, において NIHSS ≧ 4 ポイントの上昇であった。優先的 ブリッジング療法のプロトコルまたは報告された臨床転 な定義が用いられていない場合は,執筆者の定義を採用 帰の定義を,選出の基準としなかった。データセットが した。 同じであること(すなわち,データが抽出した他の試験中 のデータと重複していること) を基準として,重複した論 文を抽出した。最も完全なデータが記載された公表文献 のみをレビューに含めた。 統計解析 様々な転帰(再開通率,機能的転帰,死亡および sICH) の統合された比率を明らかにするために,まず各比率を Freeman-Tukey 分散安定化逆正弦変換を用いて数量に変 データの抽出 換した 7。すべての転帰について,試験間の不均一性を, データは 2 名の執筆者(J.L. および M.M.) が標準化され コクラン Q 統計値に基づく不均一性検定を用い,I2 統計 た書式を用いて別々に抽出し,不一致があれば合意によっ 値を算出することによって定量した。我々は,ブリッジ て解決した。不完全または未公表のデータを要請するた ング療法の使用についての推奨がないために不均一性は めに個々の試験の執筆者への連絡は行わなかった。次の 高いと予測していたことから,DerSimonian-Laird 変量効 データを収集した:報告書の特定(筆頭執筆者の氏名,雑 果モデル 8 を用いて変換された比率を統合し,次いで逆変 誌,発行年) ,試験デザイン[実施国,試験期間,施設数, 換によって元の尺度における統合比率を得た。我々はメ 前向き / 後向き解析,ブリッジング療法のプロトコル(IA タ解析の対象を進行中の無作為比較試験 6 と同じ定義を用 療法の適応,IV 薬,用量,血栓溶解薬によって治療され いている試験に限定して,各臨床転帰についての感度解 た患者数および機械的再開通療法を受けた患者数も含め 析を実施した。不均一性の潜在的な原因を検討するため, た IA アプローチのタイプ)] ,試験対象集団[症例数,年 ロジスティック・正規変量モデルを用いた単変量メタ回 齢,性別,入院時の米国国立衛生研究所脳卒中スケール 帰分析を実施した 9。次の試験レベル共変量を評価した: ( NIHSS)スコア,血栓の位置,症状発現から IV 治療ま ブリッジング療法の適応(直接 対 救済) ,補助的 IA 療法 での時間,症状発現から従来の血管造影までの時間,症 としての機械的再開通術の使用,IV 治療までの平均時間, 状発現から IA 治療までの時間] ,転帰[再開通,好ましい IV 用量(0.9 mg 対 0.6 mg ) ,平均年齢,男性の比率,入院 機能的転帰,死亡,症候性頭蓋内出血(sICH)]に関する 時の平均 NIHSS スコア,および MCA 単独閉塞の比率。 データおよび転帰の定義。 症例対照デザインを用いた試験については,我々は参 我々は,IA 療法を用いる適応によって,ブリッジング 照基準として IV 療法のみで治療した患者の対照群を用い 療法プロトコルを 2 タイプに分類した:救済ブリッジン て臨床転帰の OR を算出した。Interventional Management グ療法( IV 療法が失敗した症例において,臨床状態の悪 of Stroke( IMS )I および II 試験 10,11 が同様に,国立神経 化または臨床的改善がみられないことを理由に用いられ 疾患・脳卒中研究所の組換え型組織プラスミノゲン活性 た IA 療法として定義)または直接ブリッジング療法( IV 化因子(アルテプラーゼ)を投与した,ベースラインの 療法開始後の臨床状態と関係なく事前に指定された治療 NIHSS スコアが≧ 10 の特定の歴史的患者群を用いてい 法として定義) 。我々は,ブリッジング療法に適格であり たことから,我々は IMS I/II のデータを統合して,各 ながら,IA 治療が行われなかった患者は試験の対象とし OR を算出した。各 OR は DerSimonian and Laird 変量効 なかったが,IA 治療を受けなかった理由は記録した。標 果モデルを用いて統合した。感度解析は, IV レスポンダー 48 18 50 33 16 41 55 69 44 16 62 24 11 北米( 多施設共同) 2001 ~ 2006 年 韓国( 単一施設) 2007 ~ 2008 年 フランス( 単一施設) 2007 ~ 2008 年 米国( 単一施設) 2003 ~ 2006 年 日本( 単一施設) 2005 ~ 2006 年 米国( 単一施設) 1996 ~ 2003 年 北米( 多施設共同) 2003 ~ 2006 年 米国( 単一施設) 1998 ~ 2005 年 米国( 単一施設) 1998 ~ 2001 年 韓国( 単一施設) 21 カ月 北米( 多施設共同) 2001 年 米国( 単一施設) 1996 ~ 2001 年 米国( 多施設共同) 1995 ~ 1996 年 Shi, 201013 Kim, 200914 Mazighi, 20091 Burns, 200815 Sugiura, 200816 Wolfe, 200817 IMS II, 200711 Shaltoni, 200718 Flaherty, 200519 Lee, 200420 IMS I, 200410 Suarez, 200221 EMS, 199922 直接 直接 直接 救済 直接 救済 直接 救済 直接 直接 直接 救済 救済 救済 救済 適応 0.6 0.6 0.6 0.9 0.6 0.9 0.6 0.6 0.6 0.9 0.6 0.9 0.9 or 0.6 ≒ 0.5 0.9 rt-PA(0.3 mg/kg) rt-PA(0.3 mg/kg)または ウロキナーゼ(< 7,500,000 U) rt-PA(0.3 mg/kg) ウロキナーゼ(< 1,000,000 U) rt-PA(0.3 mg/kg) レテプラーゼ(< 6 U)またはア ルテプラーゼまたはウロキナー ゼ±血栓破壊(52 例) rt-PA(0.3 mg/kg) rt-PA(0.3 mg/kg)±血栓破壊 rt-PA(< 10 mg)および血栓破壊 レテプラーゼ(14 例)および / または血栓破壊および / または血 栓回収(25 例) rt-PA(0.3 mg/kg)±血栓回収 (20 例) 血栓破壊およびウロキナーゼ (< 400,000 U) 血栓回収± rt-PA(17 例) rt-PA(≒ 0.4 mg/kg)±血栓回収 (8 例) rt-PA(< 20 mg)および / または 血栓破壊および / または血栓回収 IA 療法 ブリッジング療法プロトコル IV アルテプ ラーゼ用量, mg 66 66 † 67 64 † 63 69 † 60 64 † 67 70 67 68 63 68 65 78 平均年齢, 歳 47 53 † 29 40 † 38 40 † 55 46 † 39 69 33 54 61 44 67 54 男性, % 17 16* † 13* 18* † 19 18* † 18* 19 † 17* 19 16 15* 15* 19 15 20* 平均ベースラ イン NIHSS スコア 135 156* 121 136 † 134 129* † 124 140 † 151 110 118 132 124 … 148 165 発症から IV まで 223 198 203 183 219 … 262 … … … 240 … … … … 225 発症から 血管造影まで 232 … … 217 … 226 288 … … 150 … 204 219 237 … … 発症から IA まで 治療までの時間,分 63 82 88 53 63 61 72 … 66 100 … 62 78 56 43 48 単独 MCA 閉塞,% EMS:Emergency Management of Stroke 試験,IA:動脈内血栓溶解療法,IMS:Interventional Management of Stroke 試験,IV:静脈内血栓溶解療法,MCA:中大脳動脈,NIHSS:米国国立衛生研究所脳卒中スケー ル,rt-PA:組換え型組織プラスミノゲン活性化因子(アルテプラーゼ)。 * 数値は中央値。 † すべての適格患者について得られたデータ(IMS II:81 例,Flaherty:62 例,IMS I:80 例,EMS:17 例)。 559 30 スイス( 単一施設) 2004 ~ 2007 年 Bonvin, 201012 合計または 加重平均 42 症例数 スペイン( 単一施設) 2009 ~ 2010 年 国(施設 )および 試験期間 Rubiera, 20115 出典,年 表 1 組み入れた試験のデザインおよびベースライン特性 急性虚血性脳卒中におけるブリッジング療法 11 12 Stroke 日本語版 Vol. 7, No. 2 表 2 組み入れた試験における再開通率および臨床転帰 再開通 出典,年 すべて 完全 好ましい転帰 死亡 sICH Rubiera, 20115 25(59.5) 10(23.8) 18(42.9)* 19(45.2)* 5(11.9)* Bonvin, 201012 17(56.7) 8(26.7) 13(43.3)* 0* Shi, 201013 35(72.9) … 18(37.8)* 13(27.1)* Kim, 200914 16(88.9) 12(66.7) 12(66.7) 1(5.6) 1(5.6)* Mazighi, 20091 43(86.0) 34(68.0) 27(54.0)* 9(18.0)* 5(10.0)* Burns, 200815 24(72.7) 13(39.4) 11(33.3) 4(12.1)* 4(12.1)* Sugiura, 200816 14(87.5) 7(43.8) 10(62.5) 1(6.3)* 0 Wolfe, 200817 27(65.9) 12(29.3) 19(46.3)* 11(26.8)* 5(12.2)* 33(60.0) 2(3.6) 21(38.2)* 13(16.0)* † 8(9.9)* † IMS II, 200711 1(3.3)* 5(10.4)* 18 Shaltoni, 2007 50(72.5) … 38(55.1) 12(17.4) 4(5.8) Flaherty, 200519 26(59.1) 10(22.7) 20(45.5)* 10(22.7)* 5(11.4)* Lee, 200420 12(75.0) 9(56.3) 11(68.8)* 1(6.3)* IMS I, 200410 35(56.5) 7(11.3) 25(40.3)* 11(17.8)* Suarez, 200221 18(75.0) 9(37.5) 19(79.2) 4(16.7) 0* 9(81.8) 6(54.5) 5(45.5)* 3(27.3)* 2(18.2) EMS, 199922 1(6.3)* 5(6.3)* † 数値は例数(%)。 EMS:Emergency Management of Stroke 試験,IMS:Interventional Management of Stroke 試験,sICH:症候性頭蓋内出血。 * 臨床転帰が現在進行中の無作為比較試験 6 と同じ基準によって定義されている。 † すべての適格患者について得られたデータ(IMS II:81 例,IMS I:80 例)。 が含まれる対照群を用いた試験を除外して実施した。 統計検定は,α 水準を 0.10 とした不均一性の検定を除 録を審査後,45 編の論文について全文を読み,15 編を組 み入れに適格と判断した(オンラインのみの補足の図 I, き,両側かつ α 水準 0.05 で実施した。データは SAS ソ http://stroke.ahajournals.org ) 。組み入れた試験の主な方 フトウェア,バージョン 9.1(SAS Institute, Cary, NC) お 法論とベースライン特性を,表 1 に示す 1,5,10-22。組み入 よび Cochrane Collaboration’ s Review Manager ソフトウェ れた試験のうち 11 試験 (73%) は,単一施設試験であった。 アパッケージ (RevMan edition 4.2.7) を用いて解析した。 4 つの多施設共同試験のうち 3 試験は IV/IA 併用療法に 関する主要試験であった( 1 試験 22 では第 I 相デザイン, 結 果 2 試験 10,11 では単一群デザインを用いていた) 。残りの多 施設共同試験は,2 つの単一群試験から統合したデータの 文献検索で,12,597 編の文献が特定された。表題と抄 補助解析であり,機械的回収デバイスの安全性と有効性 表 3 統合再開通率および臨床転帰 転帰 試験,例数 患者,例数 統合比率(95% CI) p 値* I2,% 主解析 部分および完全再開通 15 559 69.6(63.9 〜 75.0) 0.011 51.3 完全再開通 13 442 35.1(23.0 〜 48.2) < 0.001 87.6 好ましい転帰 15 559 48.9(42.9 〜 54.9) 0.014 50.2 死亡 15 585 † 17.9(12.7 〜 23.7) < 0.001 66.6 15 627 † 8.6(6.8 〜 10.6) 好ましい転帰 10 399 44.3(39.9 〜 48.8) 死亡 12 474 † 18.6(12.3 〜 25.8) sICH 11 501 † 9.7(7.3 〜 12.4) sICH 0.65 0 感度解析 ‡ 0.54 < 0.001 0.96 0 72.2 0 CI:信頼区間,sICH:症候性頭蓋内出血。 * 不均一性の χ 2 検定に関する p 。 † Interventional Management of Storke 試験における動脈内療法による治療を受けていない,ブリッジング療法に適格の患 者を含む。 ‡ Interventional Management of Storke III 試験の定義 6 に極めて近い臨床転帰を用いた試験に限定。 急性虚血性脳卒中におけるブリッジング療法 表4 単変量メタ回帰分析において試験レベル共変量 * が再開通 率および臨床転帰に及ぼす影響 転帰の試験レベル共変量 試験数 OR(95% CI) 13 析においても,同様の結果が得られた (表 3) 。この解析で は, 好ましい転帰については不均一性が認められなかった。 単変量メタ回帰分析では(表 4) ,IV 治療までの時間が p値 再開通率と死亡率に有意な影響を及ぼしていた。IV 治療 部分または完全再開通 14 1.24(1.02 〜 1.51) 0.035 までの平均時間が短いほど,再開通率は高く (10 分短縮あ ‡ 13 1.32(1.08 〜 1.62) 0.011 たりの OR = 1.24,95% CI:1.02 ~ 1.51) ,死亡率は低かっ MCA 単独閉塞の発生率‡ 13 1.29(1.10 〜 1.51) 0.005 平均ベースライン NIHSS スコア§ 15 0.89(0.79 〜 1.00) 0.053 15 2.55(1.53 〜 4.25) 0.002 (p = 0.002)および NIHSS スコア(p = 0.063)が高いこ IV 治療までの平均時間 14 0.75(0.60 〜 0.94) 0.016 とも,死亡率に正の影響を及ぼした。さらに,MCA 単独 平均ベースライン NIHSS スコア§ 15 1.19(0.99 〜 1.43) 0.063 閉塞の治療を受けた患者の割合とベースラインの NIHSS IV 治療までの平均時間 † MCA 単独閉塞の発生率 好ましい転帰 死亡 平均年齢¶ † CI:信頼区間,IV:静脈内血栓溶解療法,MCA:中大脳動脈,NIHSS: 米国国立衛生研究所脳卒中スケール,OR:オッズ比。 *p < 0.10 での不均一性の原因のみが報告されている。 † IV 治療までの平均時間が 10 分短縮するごとに算出された OR。 ‡ MCA 単独閉塞の発生率が 10%上昇するごとに算出された OR。 § 平均ベースライン NIHSS が 1 ポイント上昇するごとに算出された OR。 ¶ 平均年齢が 10 歳上昇するごとに算出された OR。 た (10 分短縮あたりの OR = 0.75,95% CI:0.60 ~ 0.94) 。 再開通率はまた,MCA 単独閉塞の治療を受ける患者の割 合とも正の関係を示した(p = 0.011) 。被験者の平均年齢 スコアが,好ましい転帰の不均一性の原因として確認さ れた。好ましい転帰が得られた患者の割合は,MCA 単独 閉塞の治療を受けた患者の割合の上昇( 10%上昇あたりの OR = 1.29,95% CI:1.10 ~ 1.51)および,NIHSS スコ アの低下(1 ポイント上昇あたりの OR = 0.89,95% CI: 0.79 ~ 1.00) とともに上昇とした。 を評価するためにデザインされていた 13。前向きデータ の収集は,9 試験で明確に詳述されており , 1,5,10,11,13,16,17,20,22 8 試験が,IV/IA または IV 療法のみで治療した患者の 臨床転帰を比較していた (オンラインのみの補足の表 I に, 神経学的転帰の独立した測定は 5 試験で詳述されていた 対照群の定義とベースライン特性を示す) 。これらの試験 11,14,17,21,22 。全体として,15 試験に IV/IA 併用療法で治療 のうち,2 つの単一群主要試験 10,11 では,米国国立神経疾 した脳卒中患者 559 例が含まれていた。試験期間は 10カ月 10 患・脳卒中研究所のアルテプラーゼを投与した同じ特定 ~8年 の範囲であった。表 1 に示すように,様々なブ の歴史的患者群が用いられていた。複合解析では,IV/IA リッジング療法のプロトコルが用いられていた。8 試験は 療法患者と IV 療法患者との間に好ましい転帰の有意な粗 直接的プロトコルであったのに対し,7 試験は救済療法を 差が(OR = 2.26,95% CI:1.16 ~ 4.40,図 A) ,主に対 用いていた。1 試験を除き,すべての試験が 0.6 または 0.9 照群の定義の違いに起因する試験間の高い不均一性(I2 = mg/kg の用量で IV アルテプラーゼ療法を用いていた。11 74%) とともに認められた。IV レスポンダーを対照群とし 試験は第 1 選択の補助療法として IA 血栓溶解療法(様々 て用いている 2 試験 12,14 を除外後も,全体の OR は変わら な薬物と用量) を用いており,うち 5 試験では補助的に機 なかった (2.20,95% CI:1.12 ~ 4.33,図 1A) 。死亡また 械的再開通術が用いられていた。残り 4 試験中 2 試験では, は sICH の転帰に差は認められなかった (図 1B,1C) 。 18 IA 療法の選択は血管内治療専門医の判断に委ねられてい た 5,15。表 1 に示すように,患者のベースライン特性には 試験間でばらつきが認められた。IV 治療までの平均時間 は 110 分 16 ~ 165 分 5 の範囲であった。 考 察 このメタ解析では,ブリッジング療法に関連した統合 血栓の位置に関するデータが得られた 13 試験では,標 推定値は再開通率が 69.6%。好ましい転帰が 48.9%,死 的血管として最も多かったのは MCA(症例の 63%)であ 亡が 17.9%,sICH が 8.6%であった。有効性および安全 り,その比率は 43 ~ 100%の範囲であった。各試験の 性に関するこのような好ましい結果はブリッジング療法 転帰を表 2 に示す。試験を統合した場合,再開通率(部 を支持するものであるが,試験の対象となった患者群の 分または完全)の統合推定値は 69.6%(95% CI:63.9 ~ 不均一性および IA 技術の多様性が,確定的な結論の妨げ 75.0%,表 3 )であった。完全再開通率のみを考慮した場 となっている。不均一性は,血管内療法前の IV 組換え 合( 13 試験) ,この値は 35.1%(95% CI:23.0 ~ 48.2%) 型組織プラスミノゲン活性化因子の用量に良く示されて に低下した。臨床転帰に関するメタ解析の結果を表 3 に いる。このことは,IV および IA 併用の血栓溶解療法に 示す。再開通,好ましい転帰,および死亡の転帰につい 最適の組換え型組織プラスミノゲン活性化因子レジメン ては,試験間に大きな不均一性が認められた。IMS III 試 (すなわち 0.9 mg/kg または 0.6 mg/kg ) を決定するために 験 と同じ臨床転帰の定義を用いた試験に限定した感度解 極めて重要である。過去のメタ解析では,IA 血栓溶解療 6 14 A Stroke 日本語版 Vol. 7, No. 2 IV/IA 療法を受けた IV 療法を受けた 試験 Rubiera 2011 Bonvin 2011 Kim 2009 Mazighi 2009 Burns 2008 Sugiura 2008 IMS I,II 患者,n/N 患者,n/N 18/42 13/30 12/18 27/50 11/33 10/16 46/117 14/84 22/41 11/57 47/107 4/30 2/13 71/182 合計( =0.02) 137/306 不均一性:I2=74.1%( <0.001) OR OR 95%CI 95%CI 3.75[1.62∼8.67] 0.66[0.26∼1.70] 8.36[2.57∼27.23] 1.50[0.76∼2.94] 3.25[0.91∼11.66] 9.17[1.49∼56.30] 1.01[0.63∼1.63] 171/514 2.26[1.16∼4.40] 感度解析( =0.02) 2.20[1.12∼4.33] 0.1 0.2 0.5 1 2 5 10 対数スケール B 試験 IV/IA 療法を受けた IV 療法を受けた 患者,n/N 患者,n/N Rubiera 2011 Bonvin 2011 Kim 2009 Mazighi 2009 Burns 2008 Sugiura 2008 IMS I,II 19/42 0/30 1/18 9/50 4/33 1/16 24/143 58/332 合計( =0.02) 不均一性:I2=74.1%( <0.001) OR 95%CI OR 95%CI 30/84 1/41 11/57 18/107 12/30 0/13 39/182 1.49[0.70∼3.16] 0.44[0.02∼11.24] 0.25[0.03∼2.05] 1.09[0.45∼2.62] 0.21[0.06∼0.74] 2.61[0.10∼69.63] 0.74[0.42∼1.30] 111/514 0.77[0.45∼1.33] 感度解析( =0.02) 0.84[0.46∼1.53] 0.1 0.2 0.5 1 2 5 10 対数スケール C 試験 IV/IA 療法を受けた IV 療法を受けた 患者,n/N 患者,n/N Rubiera 2011 Bonvin 2011 Kim 2009 Mazighi 2009 Burns 2008 Sugiura 2008 IMS I,II 5/42 1/30 1/18 5/50 4/33 0/16 13/161 合計( =0.02) 29/350 不均一性:I2=74.1%( <0.001) OR 95%CI OR 95%CI 5/84 1/41 4/57 12/107 1/30 1/13 12/182 2.14[0.58∼7.83] 1.38[0.08∼22.97] 0.78[0.08∼7.46] 0.88[0.29∼2.65] 4.00[0.42∼37.99] 0.25[0.01∼6.74] 1.24[0.55∼2.81] 36/514 1.26[0.74∼2.14] 1.29[0.75∼2.22] 感度解析( =0.02) 0.1 0.2 0.5 1 2 5 10 対数スケール 図 各試験および組み合わせた試験にお いて(A )好ましい転帰, ( B)死亡,お よ び( C )sICH の 転 帰 を IV/IA 療 法 と IV 療法を受けた患者の間で比較し た 粗 オ ッ ズ 比。*IV レ ス ポ ン ダ ー が 含まれた対照群を用いた試験 12,14 を 除 外。 † IMS 試 験 に お け る IA 療 法を受けていない,ブリッジング療 法に適格の患者を含む。CI:信頼区 間,IA:動脈内血栓溶解療法,IMS: Interventional Management of Storke 試験,IV:静脈内血栓溶解療 法,sICH:症候性頭蓋内出血,OR: オッズ比。 法前の 0.9 mg/kg の IV 組換え型組織プラスミノゲン活性 IV アルテプラーゼの試験での報告のように 27,IV 治療 化因子は安全であり,また再開通率が高く,3 カ月時点 までの時間は再開通率および死亡率に有意な影響を及ぼし での機能的転帰が良好である可能性が示唆されている 。 た。IV 治療までの時間が短いほど,再開通率(10 分短縮 今回のメタ解析では,再開通率,機能的転帰,死亡また あたりの OR = 1.24, 95% CI:1.02 ~ 1.51) および死亡率 (10 は sICH に関しては, 2 用量 (すなわち 0.9 mg/kg または 0.6 分短縮あたりの OR = 0.75,95% CI:0.60 ~ 0.94) の両方 mg/kg )間に差が認められなかった(いずれも p > 0.50) 。 が改善された。これらは,IV アルテプラーゼ療法までの sICH 発生率は PROACT-II での発生率( 10%)と同程 時間のばらつきに関して極めて重要な知見である。メタ解 度であったが,sICH 発生率が報告された IV 試験または 析に含めた試験では,IV アルテプラーゼ投与までの時間 登録研究[例えば Neurological Disorders Stroke 試験 25 に 110 ~ 165 分のばらつきがあり,治療開始までの時間 ( 6%)または SITS-ISTR 登録研究 (2.5%)]よりも高 について,正確な目標を確立する必要性が示されている。 23 24 26 かった。ブリッジング療法を受けた患者集団には大動脈 再開通は可及的早期に達成されなければならないが 1, の閉塞が報告された患者が含まれていたが,Neurological IV 療法後の血管内療法開始のタイミングはまだ検討され Disorders Stroke 試験 25 または SITS-ISTR 登録研究 26 ていない。血栓溶解は時間を要するプロセスであり,時 の患者ではなかった。また,ベースラインの NIHSS スコ 期尚早に患者へ IA 治療を実施すると,IV 単独での再開 アの中央値に示されているように,脳卒中の重症度は様々 通のための十分な時間がなく,患者を過度の危険にさら であり,Neurological Disorders Stroke 試験 25 のスコア中 す可能性がある。 央値は 9,SITS-ISTR 登録研究 は 17 であった。 26 が 11,このメタ解析で 急性虚血性脳卒中患者における血栓除去術に関する最 近のメタ解析 4 では,MCA 単独閉塞をきたし,血栓溶解 急性虚血性脳卒中におけるブリッジング療法 療法を受けた患者は再開通率が高く,臨床転帰が極めて 良好であることが示された。今回のメタ解析では,MCA 単独閉塞の治療を受けた患者の割合の上昇に伴って,好 ましい転帰の割合が上昇した = interpreted with caution and (10%上昇あたりの should be replicatedOR using individual data. the post hoc IV meta-analysis of 1.29, 95% CI :1.10Similarly, ~ 1.51) 。このことは, アルテプラー comparisons of efficacy and safety of bridging therapy with ゼのノンレスポンダーのみならず,MCA 単独閉塞患者も IV alteplase alone should also be interpreted with caution. ブリッジング療法の良い候補となりうることを示唆して The major limitations of this analysis were the use of 5 いる 。ブリッジング療法に起こることが予測された高い comparative case reports, the lack of adjustment on baseline 5 case-control differences, and the limited statistical power. 合併症発生率と死亡率は ,今回のメタ解析では確認され Finally, beyond time to recanalization, other factorsIVmay なかった。実際,ブリッジング療法を受けた患者と ア influence clinical prognosis, such as ASPECTS score and ルテプラーゼ療法を受けた患者との間には,死亡または collateral flow. The lack of data on the latter parameters in the sICH に差が認められなかった。さらに,IV majority of the analyzed studies is certainly アルテプラー a limit in the evaluation process of combined IV/IA thrombolysis. ゼを対照群とした 8 試験のみの解析では,ブリッジング 療法を施した患者の臨床転帰がより良好であった( OR = Conclusions 2.26,95% CI:1.16 ~ 4.40) 。 Pending the results of ongoing randomized trials, such as 我々の研究には, いくつかの欠点が考えられる。第 1 に, Interventional Management of Stroke III, the results from this 文献検索を英語で発表された論文に限定したため,いく meta-analysis support bridging therapy as a therapeutic approach in patients with documented arterial occlusion. Paつかの適切な試験が考慮されなかった可能性がある。さ tients with isolated MCA occlusions are probably the best らに,我々は様々な小規模観察研究を解析したが,その candidates, but the present findings reinforce the need to データの品質が不均一であったことは問題であるかも知 shorten the time to treatment and, in this context, the れない。集積されたデータのメタ回帰分析には限界があ additional IA approach probably should be started as soon as possible28and considered only as a rescue strategy. るため ,IVnot 治療までの時間および閉塞部位が転帰に及 ぼす影響は慎重に解釈しなければならず,また個々のデー Downloaded from http://stroke.ahajournals.org/ タを用いて再検討すべきである。同様に,ブリッジング 療法と IV アルテプラーゼ療法のみとで安全性と有効性を 比較した事後メタ解析も,慎重に解釈しなければならな い。この解析の重大な欠点は,比較症例報告を使用した こと,ベースラインにおける症例対照の差について補正 しなかったこと,および統計検出力が弱かったことであ る。最後に,再開通までの時間以外の,ASPECT スコア や側副血流といった他の要因が,臨床予後に影響を及ぼ す可能性がある。解析した試験のほとんどで後者のパラ メータについてのデータがないことは,明らかに IV/IA 併用血栓溶解療法の評価プロセスの欠点である。 結 論 IMS III など,現在進行中の無作為試験の結果は審理中 であるが,本メタ解析で得られた結果は,ブリッジング 療法が動脈閉塞の確認された患者の治療法となることを 支持している。MCA 単独閉塞の患者が最も良い候補であ ると考えられるが,今回の解析の結果は治療までの時間 を短縮する必要性を強く示しており,その意味では補足 的な IA 療法は可及的早期に開始すべきであり,また救済 療法に限定して考えるべきではない。 15 謝 辞 本稿の最終版について,編集補助をしていただいた Sophie Rushton-Smith, PhD に感謝の意を表する。 Acknowledgments Sophie Rushton-Smith, PhD, provided editorial assistance on the 研究費財源 final version of this manuscript. 本研究は,SOS-ATTAQUE CEREBRALE 協会からの Sources of Funding 助成金の支援を受けて実施した。 This study was supported by a grant from the SOS-ATTAQUE CEREBRALE association. 情報開示 なし。 Disclosures None. 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Time to treatment with intravenous alteplase and outcome in stroke: an updated pooled analysis of ECASS, ATLANTIS, NINDS, and EPITHET trials. Lancet. 2010;375:1695–1703. 28. Thompson SG, Higgins JP. How should meta-regression analyses be undertaken and interpreted? Stat Med. 2002;21:1559 –1573. boembolism. JAMA. 1999;282:2003–2011. Sequential combination of intravenous recombinant tissue plasminogen 25. Tissue plasminogen activator for acute ischemic stroke. TheAJNR National activator and intra-arterial urokinase in acute ischemic stroke. Am J Institute of Neurological Disorders Neuroradiol. 2004;25:1470 –1475.and Stroke rt-PA Stroke Study Group. Engl JJI,Med. 1995;333:1581–1587. 21. NSuarez Zaidat OO, Sunshine JL, Tarr R, Selman WR, Landis DM. 26. Wahlgren N, Ahmed N, Davalos A,intravenous Hacke W, Millan M,ofMuir K, et al. Endovascular administration after infusion thrombolytic Thrombolysis alteplase 4.5 h after stroke agents for thewith treatment of 3– patients with acute ischaemic ischemic strokes. (SITS-ISTR): observational study. Lancet. 259 2008;372:1303–1309. Neurosurgery.an2002;50:251–259, discussion –260. 27. KR, Bluhmki von Kummer R, Brott TG,Broderick Toni D, Grotta al. 22. Lees Lewandowski CA,E,Frankel M, Tomsick TA, J, FreyJC, J, et Clark Time with intravenous and outcome in stroke: an W, ettoal.treatment Combined intravenous andalteplase intra-arterial r-TPA versus intra-arupdated pooled analysis ECASS, ATLANTIS, NINDS,Management and EPITHETof terial therapy of acuteofischemic stroke: Emergency trials. StrokeLancet. (EMS)2010;375:1695–1703. Bridging Trial. Stroke. 1999;30:2598 –2605. 28. JP. How meta-regression analyses be 23. Thompson GeorgiadisSG, AL, Higgins Memon MZ, Shah should QA, Vazquez G, Suri MF, Lakshmiundertaken interpreted? StatofMed. 2002;21:1559 narayan K,and et al. Comparison partial (.6 mg/kg) –1573. versus full-dose (.9 mg/kg) intravenous recombinant tissue plasminogen activator followed by endovascular treatment for acute ischemic stroke: a meta-analysis. J Neuroimaging. 2011;21:113–120. 24. Furlan A, Higashida R, Wechsler L, Gent M, Rowley H, Kase C, et al. Intra-arterial prourokinase for acute ischemic stroke. The PROACT II study: a randomized controlled trial. Prolyse in Acute Cerebral Thromboembolism. JAMA. 1999;282:2003–2011. 25. Tissue plasminogen activator for acute ischemic stroke. The National Institute of Neurological Disorders and Stroke rt-PA Stroke Study Group. N Engl J Med. 1995;333:1581–1587. 26. Wahlgren N, Ahmed N, Davalos A, Hacke W, Millan M, Muir K, et al. Thrombolysis with alteplase 3– 4.5 h after acute ischaemic stroke (SITS-ISTR): an observational study. Lancet. 2008;372:1303–1309. 27. Lees KR, Bluhmki E, von Kummer R, Brott TG, Toni D, Grotta JC, et al. Time to treatment with intravenous alteplase and outcome in stroke: an updated pooled analysis of ECASS, ATLANTIS, NINDS, and EPITHET trials. Lancet. 2010;375:1695–1703. 28. Thompson SG, Higgins JP. How should meta-regression analyses be undertaken and interpreted? Stat Med. 2002;21:1559 –1573. by MICHAEL BRUNKE on July 25, 2012 Stroke Webinar Series Stroke Webinar は AHA/ASA と Stroke 誌が主催する教育を目的とした webinar であり,2011 年 7 月から隔月(奇数月)で開催されています。脳血管障害の分野で特に重要なトピックスについて, 各回演者がスライドを用いた講演と参加者を交えた質疑応答を行います。 Downloaded from http://stroke.ahajournals.org/ by MICHAEL BRUNKE on July 25, 2012 次回 Stroke Webinar は 2012 年 11 月 13 日の開催を予定しています。 日 時:2012 年 11 月 13 日 午後 10 時(日本時間) [午前 8 時(米国 EST)] 演 者:Turgut Tatlisumak, M. D. 演 題:Ischemic Stroke in the Young 興味のある方は以下のアドレスを通して登録してください。 http://stroke.ahajournals.org/site/misc/Stroke_Webinars.xhtml ※ Stroke 日本語版 Vol.7 No.1 でお知らせいたしました,Prof. Werner Hacke による Webinar 7: Acute Stroke Therapy は直前に日程が変更 され,読者の皆様にご迷惑をおかけしましたことをお詫び致します。今後も主催者または演者の都合により,急遽日程などが変更されるこ とがあるかもしれませんので,Stroke Webinar の開催日程などの詳細につきましては,上記ウェブサイトにてご確認くださいますようお 願い致します。 troke.ahajournals.org/ by MICHAEL BRUNKE on July 25, 2012 29 Abstract 9 급성 허혈뇌졸중의 연결치료 체계적 검토와 메타분석 Bridging Therapy in Acute Ischemic Stroke A Systematic Review and Meta-Analysis Mikael Mazighi, MD, PhD; Elena Meseguer, MD; Julien Labreuche, BS; Pierre Amarenco, MD (Stroke. 2012;43:1302-1308.) Key Words: acute stroke ■ alteplase ■ combined thrombolysis ■ bridging therapy ■ endovascular therapy ■ meta-analysis ■ recombinant tissue plasminogen activator 방법 우리는 1966년 1월부터 2011년 5월 사이에 출간된 연결치료를 이용한 모든 연구를 체계적으로 검토하였다. 42.9~54.9%), 사망률은 17.9% (95% CI, 12.7~23.7%), 증상 성두개내출혈은 8.6% (95% CI, 6.8~10.6%)의 추정값을 보였 다. 메타회귀분석에서 정맥내 치료까지 걸린 시간이 짧을수록 재개통률이 높았고(10분 감소당: OR, 1.24; 95% CI, 1.02~1.51) 사망률이 낮았다(10분 감소당: OR, 0.75; 95% CI, 0.60~0.94). 정맥내 Alteplase로 치료한 8개 연구의 환자 들을 대조군을 비교하였을 때 연결치료는 양호한 결과와 관련 이 있었고(OR, 2.26; 95% CI, 1.16~4.40), 사망률이나 증상 성 두개내출혈은 차이가 없었다. 결과 문헌검색으로 15개의 연구가 확인되었다. 재개통률의 통합 추 정값은 69.6% (95% CI, 63.9~75.0%)이었다. 임상적 결과에 대한 메타분석에서 양호한 결과는 48.9% (95% CI, 결론 연결치료는 뇌졸중 환자에게 받아들일 만한 안전성과 효능을 보여준다. 정맥내 치료까지 걸리는 시간이 재개통률과 양호한 결과 높이는 데 있어 중요하다. 배경과 목적 무작위대조군비교시험의 결과가 나오기 전에는 연결치료(정맥 내와 동맥내혈전용해치료의 병용)의 이득과 안전은 아직 확실 하지 않다. 이 분석의 목적은 연결치료의 효능과 안전에 대해 신뢰할 수 있는 추정을 제시하는 것이다. 30 Stroke 한국어판 Vol. 5, No. 3