Ivermectin is effective for COVID-19: meta analysis of 28 studies

2020年11月26日　第10版、2021年1月1日

• 現在までに行われた28件の研究の100%が肯定的な効果を報告している。早期治療の方が効果が高く、ランダム効果メタアナリシスを用いて測定された効果は87%減少したと推定され、RR 0.13 [0.04-0.40]であった。予防的な使用も高い効果を示している。
• 10件の無作為化比較試験（RCT）の100%が正の効果を報告しており、推定減少率は74%、RR 0.26[0.12-0.56]。
• 効果のない治療法が、これまでの28の研究と同じように陽性の結果をもたらす確率は、2億6800万分の1と推定される（p=0.00000037）。

• 早期治療	87％の改善	RR 0.13 [0.04-0.40]
  後期治療	48％の改善	RR 0.52 [0.36-0.74]
  暴露前予防	91％の改善	RR 0.09 [0.03-0.26]
  曝露後予防	90％の改善	RR 0.10 [0.06-0.17]

  合計	28の研究	195人の著者	12,560人の患者
  RCT	10件の研究	82人の著者	1,759人の患者

図1

A. 後期治療を除いたランダム効果メタアナリシス

 

B. 早期治療研究および全研究で報告された効果の分布を示す散布図

 

CおよびD. すべての報告された効果の時系列的な履歴で、肯定的な結果の観察された頻度が、効果のない治療からのランダムな偶然のために発生した確率

C

 

 

D

序論

COVID-19に対するイベルメクチンの使用に関するすべての有意な研究を分析する。検索方法、包含基準、効果抽出基準（より深刻なアウトカムが優先される)PRISMAの回答、統計的方法、および個々の研究結果は、付録1に詳細に記載されている。我々は、すべての研究について、各治療段階内の研究について、死亡率の結果のみについて、ランダム化対照試験（RCT）の結果のみについて、ランダム効果メタアナリシスの結果を提示する。
また、研究効果の分布の単純分析も行う。治療が有効でなかった場合、観察された効果はランダムに分布している（または、治療が有害な場合は負の可能性が高い）。観察された陽性結果のパーセンテージ（またはそれ以上）が、効果のない治療で偶然に起こりうる確率を計算することができる（n回のコイントスで>>k個のヘッドの確率、または片側符号検定/二項検定）。公表バイアスの分析は重要であり、陽性結果の公表に偏りがある場合は調整が必要になるかもしれない。

図2は、COVID-19に対する治療の可能性のある段階を示している。感染前予防（PrEP）とは、感染を予防または最小化するために、感染前に定期的に薬を服用することを指す。曝露後予防（PEP）とは、曝露後であっても症状が現れる前に薬を服用することである。早期治療とは、症状が現れてからすぐにまたはすぐに治療を行うことを指し、後期治療とは、より遅れて治療を行うことを指す。

図2 治療の段階

 

結果

図3,4,5は治療段階別の結果を示している。図6および7は、プール効果を有するすべての研究と死亡率の結果のみを報告する研究のランダム効果メタアナリシスのフォレストプロットを示している。表1に結果を要約する。

表1 治療段階別の結果

図3 治療ステージ別の結果

図4 観察された陽性結果の頻度が、効果のない治療からのランダムな偶然によって発生した確率で、早期および後期の治療結果の時系列的な履歴

 

 

図5　予防処置の結果の履歴

 

 

図6　ランダム効果メタアナリシス

 

図7　死亡率の結果のみを対象としたランダム効果メタアナリシス

ランダム化対照試験（RCT）

ランダム化対照試験（RCT）に限定した結果を、図8,9,10,および表2に示す。RCTの結果は、非RCTの結果と類似している。エビデンスは、非RCT試験でも信頼できる結果が得られることを示している。Concato]は、よく計画された観察研究は、RCTと比較して治療効果の大きさを系統的に過大評価しないことを発見している。Anglemyer]はRCTと観察研究を比較したレビューをまとめ、効果推定値に有意差があることを示す証拠はほとんどないことを示している。Lee]は、アメリカ感染症学会のガイドラインのうち、RCTに基づいていたのはわずか14%であったことを示している。研究の評価は、研究の理解と潜在的なバイアスに依存している。例えば、過剰な投与量、過剰な治療遅延、インターネット調査のバイアスが結果に大きな影響を与える可能性がある。また、倫理的な問題により、有効な治療法が知られている場合には、RCTの実施が妨げられることもある。RCTの問題点については、[Deaton, Nichol]

図8 ランダム化対照試験。RCTの結果の分布は、他のすべての研究の分布に似ている

 

図9 ランダム化比較試験のみのランダム効果メタアナリシス

図10。晩期治療を除いたRCT

 

表2 RCT結果のまとめ

考察

出版物はしばしば陽性結果に偏っており、陽性結果の割合を分析する際にはそれを調整する必要がある。イベルメクチンについては、現在のところ、出版バイアスを高い信頼性で評価するのに十分なデータがない。バイアスを評価する一つの方法は、プロスペクティブ研究とレトロスペクティブ研究を比較することである。プロスペクティブ研究は結果に関係なく発表される可能性が高いが、レトロスペクティブ研究はバイアスを示す可能性が高い。例えば、研究者は最小限の労力で予備分析を行い、その結果が研究を継続するかどうかの判断に影響を与えることがある。また、レトロスペクティブ研究では、データの抽出や調整の詳細が結果に影響を与える機会が多くなる。いくつかの効果は単独で検討した場合には統計的に有意ではないが、現在のところすべてのイベルメクチン研究では正の効果が報告されている。28件の研究のうち16件はプロスペクティブ研究である。

典型的なメタ分析では、主観的な選択基準、効果抽出規則、研究のバイアス評価が含まれており、特定の結果に結果を偏らせるために使用されることがある。バイアスを避けるために、私たちはすべての研究を網羅し、すべての研究から結果を抽出するためにあらかじめ指定された方法を使用している。イベルメクチンの承認が遅れると毎日何千人もの死亡者が出ているため、利用可能なすべてのデータを考慮することが重要だ。今日までの肯定的な結果は非常に一貫性があり、潜在的な選択基準、効果抽出ルール、および/またはバイアス評価の影響を比較的受けにくいことに注意が必要である。

研究は、治療の遅れ、治療レジメン、患者の特徴、および（プール効果分析の場合の）アウトカムの点で大きく異なっており、高度の不均一性に反映されている。しかしながら、結果は一貫して治療の正の効果を示しており、いくつかの治療後期の研究を除いて、効果の大きさは大きい。

Soto-Becerra]は、ICD-10 COVID-19コードを持つすべての人を対象としたデータベース解析であり、無症候性PCR+患者を含む。したがって、対照群の多くの患者はSARS-CoV-2に関しては無症状であるが、別の理由で入院している可能性が高い。症状のあるCOVID-19を有する患者については、適応症による有意な交絡があると考えられる。いくつかの要因がこれと一致している-すべての治療法は対照群よりも悪く、KM曲線は30日目の総過剰死亡率以上が1日目に発生したことを示し、最新の追跡調査ではすべての治療法は対照群よりも死亡率が低いことを示している。この研究は付録2の分析では除外されている。Vallejos]は予防処置の結果を報告しているが、現在のところニュースレポートではごくわずかな詳細しか報告されていない。我々は、他の試験で観察された有効性の追加確認のためにこれらの結果を含めているが、この研究は付録2の解析には除外されている。Hellwig]は、寄生虫感染症のためにイベルメクチンの広範な予防的使用が使用されているかどうかの関数として、アフリカ諸国とCOVID-19症例の分析を提供している。これは典型的な試験とは異なる種類の研究であるため、付録2では除外されている。Krolewiecki]はイベルメクチンの濃度依存性抗ウイルス活性を示しており、160ng/mL以上のイベルメクチンを投与された患者のウイルス崩壊率は0.64 log10 copies/reaction/dayであったのに対し、対照群では0.13であった。しかし、治療群全体と対照群の結果は得られていない。

結論

イベルメクチンは COVID-19 の有効な治療法である。効果のない治療法でも、これまでの28件の研究と同様の結果が得られる確率は、2億6,800万人に1人と推定される（p=0.00000037）。効果的な治療法として期待されるように、早期治療はより効果的であり、ランダム効果メタアナリシスを用いて測定された効果は87%減少したと推定され、RR 0.13 [0.04-0.40]であった。

改訂内容

この論文はデータ駆動型であり、すべてのグラフと数値は動的に生成されている。新しい研究が発表された場合や修正があった場合には、この論文を更新する。

12/2: [Ahmed]を追加した。
12/7: [Chaccour]を追加した。
12/11: 12/11: [Soto-Becerra]を追加した。
12/16: [Afsar]を追加した。
12/17：[アラム]を追加。
12/26：[カルバーロ(C), バジェホス]を追加した。
12/27: 著者数と患者数の合計を追加した。
12/29：晩期治療を除くメタ解析を追加した。
12/31: 付録に研究の詳細を追加した。

付録1. 方法と研究結果

PubMed、medRxiv、ClinicalTrials.gov、The Cochrane Library、Google Scholar、Collabovid、Research Square、ScienceDirect、Oxford University Press、他の研究やメタアナリシスのリファレンスリスト、および出版時に定期的に研究の投稿を受け付けるサイトc19ivermectin.comへの投稿を継続的に検索した。検索用語は、イベルメクチンとCOVID-19またはSARS-CoV-2,または単にイベルメクチンでした。自動検索は1時間ごとに行われ、新しい検索結果が通知される。COVID-19に対するイベルメクチンの使用に関するすべての研究で、対照群と比較して効果があったと報告されているものは、主解析に含まれている。これは生きた分析であり、定期的に更新される。

すべての研究から効果の大きさとを抽出した。研究で複数の種類の効果が報告されている場合は、その研究の計算に最も深刻な結果が使用される。例えば、死亡率と症例の両方の効果が報告されている場合、死亡率の効果が使用されるが、これは研究が焦点を当てた効果とは異なる場合がある。症状の結果が複数回報告されている場合は、最新の時刻を使用し、例えば、死亡率の結果が14日目と28日目に報告されている場合は、28日目の結果を使用している。複合アウトカムよりも死亡率単独の方が好ましい。両群でイベントがゼロのアウトカムは使用しなかった。臨床転帰はPCR検査の状態よりも重要と考えられる。複数回に分けて報告されたPCR結果については、患者の大多数が両群で回復している場合には、回復途中の結果が優先される（ほとんどまたはすべての患者が回復した後では、有効な治療法がより効果を発揮する余地がない）。結果がオッズ比を示す場合は、可能な場合は相対リスクを計算するか、[Zhang]に従って相対リスクに変換した。報告された信頼区間およびp値は、入手可能な場合は調整値を使用し、提供された場合は調整値を使用した。プロペンシティ・スコア・マッチング（PSM）を含む複数のタイプの調整が報告されている場合は、PSMの結果が使用される。必要に応じて、報告されたp値と信頼区間との間の変換は[Altman, Altman (B)]に従い、イベントデータのp値を計算するためにフィッシャーの厳密検定を使用した。ゼロ値の連続性補正が必要な場合は、補正係数の和が1に等しい反対側の腕の逆数を使用する[Sweeting]。結果はすべて、有効性を示唆するRR < 1.0で表される。ほとんどの結果は、否定的なものの相対リスクである。研究が相対時間を報告している場合、結果はイベルメクチン群の時間と対照群の時間の比として表される。計算はPython (3.9.1)で、scipy (1.5.4)、pythonmeta (1.11)、numpy (1.19.4)、statsmodels (0.12.1)、plotly (4.14.1)を用いて行われる。フォレストプロットはPythonMeta [Deng]を用いて、DerSimonianとLairdのランダム効果モデルを用いて計算している（この場合、固定効果の仮定はもっともらしいものではない）。我々は資金援助を受けておらず、この研究は我々の余暇に行われている。製薬会社や政党との提携はしていない。

治療時点でほとんどの患者が重症化していない場合は早期治療と分類し、症状発現後5日以内に治療を開始したが、それより短い方が望ましい場合もある。抗ウイルス薬は通常、より短い時間枠、例えばオセルタミビルの場合は0-36時間または0-48時間で使用された場合にのみ有効であると考えられており、より長い遅延は有効ではない[McLean, Treanor]。
研究結果の要約は以下の通りである。様々な理由から特定の論文を除外することを提案することは容易である。評価にバイアスがかかる可能性を避けるために、現在はすべての研究を対象としている。主要な問題のある研究を除外した分析は付録 2 に記載されている。
更新や修正は、このページの下部にあるフォームを使って提出してほしい。

早期治療

効果の抽出は、上記で詳述したように、事前に指定されたルールに従い、より深刻な結果を優先して抽出する。計算には最初の（最も深刻な）アウトカムのみを用いるが、これは論文が注目する効果とは異なる可能性がある。

[ Afsar ] 2020年12月15日、回顧、パキスタン、南アジア、プレプリント、6本の著者。 修正または更新を送信する。	14日目の発熱のリスク、RR 0.08,p = 0.04、治療0/37（0.0%)対照7/53（13.2%）。
[ Ahmed ] 2020年12月2日、南アジア、バングラデシュのランダム化比較試験、査読済み、15人の著者、イベルメクチン+ドキシサイクリングループは、イベルメクチングループで使用されるイベルメクチン投与量の5分の1しか使用していない。 修正または更新を送信する。	未解決の症状のリスク、RR 0.15,p = 0.09、治療0/17（0.0%)対照3/19（15.8%)7日目の発熱イベルメクチン。
	未解決の症状のリスク、RR 0.37,p = 0.35,治療1/17（5.9%)対照3/19（15.8%)7日目の発熱イベルメクチン+ドキシサイクリン。
	ウイルス学的治癒がないリスク、RR 0.58,p = 0.01,治療11/22（50.0%)対照20/23（87.0%)7日目のイベルメクチン。
	ウイルス学的治癒がないリスク、RR 0.80,p = 0.28,治療16/23（69.6%)対照20/23（87.0%)7日目イベルメクチン+ドキシサイクリン。
	ウイルス学的治癒がないリスク、RR 0.37,p = 0.02,治療5/22（22.7%)対照14/23（60.9%)14日目イベルメクチン。
	ウイルス学的治癒がないリスク、RR 0.64,p = 0.24,治療9/23（39.1%)対照14/23（60.9%)14日目イベルメクチン+ドキシサイクリン。
	ウイルスまでの時間、相対時間0.76,p = 0.02,イベルメクチン。
	ウイルスまでの時間-、相対時間0.91,p = 0.27,イベルメクチン+ドキシサイクリン。
[ Cadegiani ] 2020年11月4日、将来、ブラジル、南アメリカ、プレプリント、4人の著者。 修正または更新を送信する。	死亡リスク、RR 0.22,p = 0.50、治療0/110（0.0%)対照2/137（1.5%)対照群1。
	換気のリスク、RR 0.06,p = 0.005,治療0/110（0.0%)対照9/137（6.6%)対照群1。
	入院のリスク、RR 0.02,p <0.001,治療0/110（0.0%)対照27/137（19.7%)対照群1。
[ Carvalloの] 2020年9月15日、将来、アルゼンチン、南アメリカ、プレプリント、3人の作家。 修正または更新を送信する。	研究中の入院症例と研究中でない同じ病院の症例の死亡リスク、RR 0.12,p = 0.05、治療1/33（3.0%)対照3/12（25.0%)唯一の治療死亡は治療前にすでにICUにいる患者。
[ Chaccour ] 2020年12月7日、ランダム化比較試験、スペイン、ヨーロッパ、プレプリント、23人の著者。 修正または更新を送信する。	未解決の症状のリスク、RR 0.44,p <0.05、治療12,対照12,28日目の症状の確率。
	ウイルス量、相対負荷0.05,治療12,対照12,7日目の回復中期。
[ Espitia -Hernandez ] 2020年8月15日、回顧展、メキシコ、北アメリカ、査読済み、5人の著者。 修正または更新を送信する。	10日目のウイルス+のリスク、RR 0.03,p <0.001、治療0/28（0.0%)対照7/7（100.0%）。

晩期の治療

効果の抽出は、上記で詳述したように、事前に指定されたルールに従い、より深刻な結果を優先して抽出する。計算には最初の（最も深刻な）アウトカムのみが使用され、論文が注目する効果とは異なる場合がある。

[ Budhiraja ] 2020年11月18日、回顧展、インド、南アジア、プレプリント、12人の著者。 修正または更新を送信する。	死亡リスク、RR 0.009,p = 0.04、治療0/34（0.0%)対照103/942（10.9%）。
[ Camprubí ] 2020年11月11日、回顧展、スペイン、ヨーロッパ、査読済み、9人の著者。 修正または更新を送信する。	ICU入室のリスク、RR 0.67,p = 1.00、治療2/13（15.4%)対照3/13（23.1%)8日目のICU。
	8日目に改善が見られないリスク、RR 1.33,p = 1.00,治療4/13（30.8%)対照3/13（23.1%）。
[ Chachar ] 2020年9月30日、ランダム化比較試験、インド、南アジア、査読済み、6人の著者。 修正または更新を送信する。	7日目に回復しないリスク、RR 0.90,p = 0.50、治療9/25（36.0%)対照10/25（40.0%）。
[ Elgazzar ] 2020年11月13日、ランダム化比較試験、エジプト、アフリカ、プレプリント、6人の著者。 修正または更新を送信する。	死亡リスク、RR 0.08,p <0.001、治療2/200（1.0%)対照24/200（12.0%）。
	死亡リスク、RR 0.11,p = 0.12,治療0 of 100（0.0%)対照4 of 100（4.0%)軽度/中等度のCOVID-19。
	死亡リスク、RR 0.10,p <0.001,治療2 of 100（2.0%)対照20 of 100（20.0%)重度のCOVID-19。
[ Gorial ] 2020年7月8日、回顧展、イラク、中東、プレプリント、9人の著者。 修正または更新を送信する。	死亡リスク、RR 0.29,p = 1.00、治療0/16（0.0%)対照2/71（2.8%）。
	入院時間、相対時間0.58,p <0.001,治療16,対照71。
[ハシム] 2020年10月26日、ランダム化比較試験、イラク、中東、プレプリント、6人の著者。 修正または更新を送信する。	死亡リスク、RR 0.33,p = 0.27、治療2/70（2.9%)対照6/70（8.6%)すべての患者。
	死亡リスク、RR 0.08,p = 0.03,治療0/59（0.0%)対照6/70（8.6%)重要な患者を除く。
[カーン] 2020年9月24日、回顧展、バングラデシュ、南アジア、プレプリント、年齢中央値35.0,8人の著者。 修正または更新を送信する。	死亡リスク、RR 0.13,p <0.05、治療1/115（0.9%)対照9/133（6.8%）。
	ウイルスまでの時間、相対時間0.27,p <0.001。
[ Mahmud ] 2020年10月9日、ランダム化比較試験、バングラデシュ、南アジア、プレプリント、1人の著者。 修正または更新を送信する。	死亡リスク、RR 0.14,p = 0.12、治療0/183（0.0%)対照3/180（1.7%）。
	回復しないリスク、RR 0.51,p <0.004,治療42/183（23.0%)対照67/180（37.2%)研究ごとに調整。
	疾患進行のリスク、RR 0.45,p <0.01,治療16/183（8.7%)対照32/180（17.8%)研究ごとに調整。
	ウイルス学的治癒がないリスク、RR 0.58,p <0.001,治療14/183（7.7%)対照36/180（20.0%)研究ごとに調整。
[ Niaee ] 2020年11月24日、ランダム化比較試験、イラン、中東、プレプリント、平均年齢56.0,14人の著者。 修正または更新を送信する。	死亡リスク、RR 0.18,p = 0.001、治療4/120（3.3%)対照11/60（18.3%)すべてIVM対すべて対照。
	死亡リスク、RR 0.06,p = 0.01,治療0/30（0.0%)対照11/60（18.3%)IVM単回投与200mcg / kg対すべての対照。
	死亡リスク、RR 0.55,p = 0.37,治療3/30（10.0%)対照11/60（18.3%)IVM3回投与200mcg / kg対すべての対照。
	死亡リスク、RR 0.06,p = 0.01,治療0/30（0.0%)対照11/60（18.3%)IVM単回投与400mcg / kg対すべての対照。
	死亡リスク、RR 0.18,p = 0.06,治療1/30（3.3%)対照11/60（18.3%)IVM3回投与400/200 / 200mcg / kg対すべての対照。
[ Podder ] 2020年9月3日、ランダム化比較試験、バングラデシュ、南アジア、査読済み、4人の著者。 修正または更新を送信する。	登録からの回復時間、相対時間0.84,p = 0.34、治療32,対照30。
[ Rajter ] 2020年10月13日、回顧展、米国、北米、査読済み、6人の著者。 修正または更新を送信する。	死亡リスク、RR 0.54,p = 0.04、治療13/98（13.3%)対照24/98（24.5%)研究ごとに調整、オッズ比を相対リスクに変換、PSM。
	死亡リスク、RR 0.33,p = 0.03,治療26/173（15.0%)対照27/107（25.2%)研究ごとに調整、オッズ比を相対リスクに変換、多変量。
[ Soto-Becerra ] 2020年10月8日、回顧、データベース分析、ペルー、南アメリカ、プレプリント、年齢中央値59.4,4人の著者、事前に指定されたルールに従って、利用可能な最終日の死亡率の結果が優先される。 修正または更新を送信する。	死亡リスク、RR 0.83,p = 0.01,203例中92例（45.3%)2630例中1438例（54.7%)43日目（利用可能な最終日）の加重KM。
	死亡リスク、RR 1.39,p = 0.16,治療47/203（23.2%)対照401/2630（15.2%)研究ごとに調整、30日目。
[ Spoorthi ] 2020年11月14日、将来、インド、南アジア、査読済み、2人の著者。 修正または更新を送信する。	回復時間、相対時間0.79,p = 0.03、治療50,対照50。
	入院時間、相対時間0.84,p = 0.01,治療50,対照50。

暴露前の予防

効果の抽出は、上記で詳述したように、事前に指定されたルールに従い、より深刻な結果を優先して抽出する。計算には最初の（最も深刻な）アウトカムのみが使用され、論文が注目する効果とは異なる場合がある。

[アラム] 2020年12月15日、将来、バングラデシュ、南アジア、査読済み、13人の著者。 修正または更新を送信する。	COVID-19症例のリスク、RR 0.09,p <0.001、治療4/58（6.9%)対照44/60（73.3%）。
[ Behera ] 2020年11月3日、回顧、インド、南アジア、プレプリント、12人の作家。 修正または更新を送信する。	COVID-19症例のリスク、RR 0.50,p <0.001、治療38/115（33.0%)対照148/257（57.6%)研究ごとに調整、オッズ比を相対リスクに変換、マッチドペア分析。
	COVID-19症例のリスク、RR 0.47,p <0.001,治療38/115 （33.0%)対照148/257（57.6%)研究ごとに調整、オッズ比を相対リスクに変換、モデル22+用量aOR。
[ Bernigaud ] 2020年11月28日、回顧展、フランス、ヨーロッパ、査読済み、12人の著者。 修正または更新を送信する。	死亡リスク、RR 0.006,p = 0.08、治療0/69（0.0%)対照150/3062（4.9%）。
	COVID-19症例のリスク、RR 0.45,p = 0.01,治療7/69 （10.1%)対照692/3062（22.6%）。
[ Carvallo（B） ] 2020年11月17日、将来、アルゼンチン、南アメリカ、査読済み、4人の著者。 修正または更新を送信する。	COVID-19症例のリスク、RR 0.001,p <0.001、治療0/788（0.0%)対照237/407（58.2%）。
[ Carvallo （C） ] 2020年10月19日、将来、アルゼンチン、南アメリカ、プレプリント、1人の著者。 修正または更新を送信する。	COVID-19症例のリスク、RR 0.04,p <0.001、治療0/131（0.0%)対照11/98（11.2%）。
[ Hellwig ] 2020年11月28日、回顧展、複数の国、アフリカ、査読済み、2人の著者。 修正または更新を送信する。	COVID-19症例のリスク、RR 0.22,p <0.02、アフリカ諸国。
	COVID-19症例のリスク、RR 0.20,p <0.001,全世界。
[ Vallejos ] 2020年12月20日、回顧展、アルゼンチン、ヨーロッパ、プレプリント、1人の著者。 修正または更新を送信する。	COVID-19症例のリスク、RR 0.21,p <0.001、治療6/371（1.6%)対照38/502（7.6%）。

曝露後の予防

効果の抽出は、上記で詳述したように、事前に指定されたルールに従い、より深刻な結果を優先して抽出する。計算には最初の（最も深刻な）アウトカムのみが使用され、これは論文が注目する効果とは異なる場合がある。

付録2. 除外を伴う分析

研究の選択におけるバイアスを避けるために、主要分析にはすべての研究を含める。ここでは、結果を変える可能性のある重大なバイアスを持つ研究、標準的でない研究、および詳細情報が非常に少ない研究を除外した後の結果を示している。ここでの目的は、技術的な問題についての研究を除外することではなく、明らかに結果を大きく変える可能性のある重大な問題を有する研究を除外することである。除外した研究は以下の通りであり、その結果のフォレスト

プロットを図11に示す。

[Carvallo]、研究に参加していない同じ病院の症例から形成された対照群。

[Hellwig]、典型的な試験ではなく、寄生虫感染症のためにイベルメクチン予防薬を使用した、または使用しなかったアフリカ諸国の分析。

[Soto-Becerra]、適応による実質的な未調整交絡、COVID-19のために無症状であるかもしれないが、他の理由で入院しているPCR+患者を含む。

[Vallejos], 詳細が少なすぎる。

図11　重要な問題のある研究を除いたランダム効果メタアナリシス