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Fármacos antihelmínticos para el tratamiento de parásitos intestinales transmitidos por el contacto con el suelo en niños: efectos sobre el crecimiento y el rendimiento escolar

Taylor-Robinson DC, Jones AP, Garner P
Fecha de la modificación significativa más reciente: 13 de agosto de 2007

Esta revisión debería citarse como: Taylor-Robinson DC, Jones AP, Garner P. Fármacos antihelmínticos para el tratamiento de parásitos intestinales transmitidos por el contacto con el suelo en niños: efectos sobre el crecimiento y el rendimiento escolar (Revisión Cochrane traducida). En: La Biblioteca Cochrane Plus, 2008 Número 4. Oxford: Update Software Ltd. Disponible en: http://www.update-software.com. (Traducida de The Cochrane Library, 2008 Issue 3. Chichester, UK: John Wiley & Sons, Ltd.).

RESUMEN
Antecedentes

En las áreas donde ocurren infecciones por parásitos intestinales, la Organización Mundial de la Salud recomienda el tratamiento de todos los niños en edad escolar a intervalos regulares con fármacos antihelmínticos para mejorar el crecimiento y el rendimiento escolar.Es necesario establecer la base de pruebas para esta política de modo que los países asignen los recursos para implementar estos programas.

Objetivos

Resumir los efectos de los fármacos antihelmínticos utilizados para tratar parásitos intestinales transmitidos por el contacto con el suelo (nematodos geohelmintos) sobre el crecimiento y el rendimiento escolar en niños.

Estrategia de búsqueda

En mayo 2007, se realizaron búsquedas en el Registro Especializado de Ensayos Controlados del Grupo Cochrane de Enfermedades Infecciosas (Cochrane Infectious Diseases Group), CENTRAL (The Cochrane Library 2007, número 2), MEDLINE, EMBASE, LILACS, mRCT y en las listas de referencias.

Criterios de selección

Ensayos controlados aleatorios (ECAs) y cuasialeatorios que comparaban fármacos antihelmínticos para nematodos geohelmintos con placebo o ningún tratamiento en niños de 16 años de edad o menos, y que informaban crecimiento, estado nutricional, rendimiento escolar, o pruebas de cognición.

Recopilación y análisis de datos

Dos autores examinaron de forma independiente los ensayos y evaluaron la calidad metodológica; un autor extrajo los datos, y otro verificó una muestra. Se analizaron los datos continuos mediante la diferencia de medias ponderada (DMP) con intervalos de confianza (IC) del 95%. Se utilizó el modelo de efectos aleatorios (modelo de EA) en presencia de heterogeneidad estadísticamente significativa.

Resultados principales

34 ECAs, que incluyeron seis ECAs en grupos, cumplieron con los criterios de inclusión. Cuatro ensayos presentaron una ocultación de la asignación adecuada, y tres ECAs en grupos no tuvieron en cuenta los efectos de diseño en sus análisis. Si bien el peso aumentó después de una dosis de un fármaco antihelmíntico (DMP 0,34 kg; IC del 95%: 0,05 a 0,64; modelo de EA; 2 448 niños, 9 ensayos);hubo una heterogeneidad considerable entre los ensayos que no fue explicada por los antecedentes de intensidad o infección por parásitos intestinales.Si bien un metanálisis de los ensayos de dosis múltiples que informaba los resultados al año de comenzado el tratamiento no demostró diferencias significativas en el aumento de peso (1 714 niños, 6 ensayos), un ECA en grupos mostró los efectos sobre el peso un año más tarde en un análisis de subgrupos.De los siete ensayos de dosis múltiples con seguimiento de más de 12 meses, sólo uno mostró un aumento significativo en el peso. Seis de los siete ensayos informaron datos claros sobre las pruebas cognitivas y el rendimiento escolar:cinco de ellos no informaron efectos significativos, y uno mostró algunas mejorías en tres de cada 10 pruebas cognitivas.

Conclusiones de los autores

Los fármacos antihelmínticos utilizados en programas comunitarios específicos pueden ser efectivos con relación al aumento de peso en algunas circunstancias, pero no en otras. No se ha demostrado ningún efecto sobre la cognición o el rendimiento escolar.

Esta revisión debería citarse como:
Taylor-Robinson DC, Jones AP, Garner P Fármacos antihelmínticos para el tratamiento de parásitos intestinales transmitidos por el contacto con el suelo en niños: efectos sobre el crecimiento y el rendimiento escolar (Revisión Cochrane traducida). En: La Biblioteca Cochrane Plus, 2008 Número 4. Oxford: Update Software Ltd. Disponible en: http://www.update-software.com. (Traducida de The Cochrane Library, 2008 Issue 3. Chichester, UK: John Wiley & Sons, Ltd.).


RESUMEN EN TÉRMINOS SENCILLOS

Fármacos antihelmínticos para el tratamiento de parásitos intestinales transmitidos por el contacto con el suelo en niños: efectos sobre el crecimiento y el rendimiento escolar

Alrededor de un cuarto de la población mundial está infectada por uno o más parásitos transmitidos por el contacto con el suelo.Los principales parásitos transmitidos por el contacto con el suelo son los nematodos, los helmintos anquilostómidos, y los tricocéfalos.Las infecciones se distribuyen ampliamente en zonas tropicales y subtropicales, y la mayoría de las personas infectadas presentan más de un tipo de parásito.La carga de la enfermedad recae desproporcionadamente sobre los pobres, donde existe saneamiento inadecuado, sobrepoblación, bajos niveles de educación, y falta de acceso a la asistencia sanitaria.Estas infecciones causan desnutrición y crecimiento deficiente en los niños, y algunos estudios han sugerido una asociación con el bajo rendimiento escolar. Es probable que una mejor higiene y saneamiento sean útiles. También existen tres estrategias básicas para el uso de fármacos en el tratamiento de estas infecciones:(1) tratamiento individual basado en un diagnóstico de la infección (tratamiento selectivo); (2) tratamiento de grupos en alto riesgo (tratamiento específico);y (3) tratamiento de comunidades enteras ya sea que las personas tengan la infección o no (tratamiento universal).Por lo general, se utiliza el tratamiento específico.Esta revisión de los ensayos consideró el tratamiento específico con diversos fármacos antihelmínticos para niños, centrándose particularmente en el crecimiento y el rendimiento escolar. Se identificaron 34 ensayos. Estos ensayos consideraron dosis únicas o múltiples, pero sólo algunos evaluaron el rendimiento escolar.Después de solo una dosis el peso de los niños mejoró, y más dosis no parecían producir más mejorías. Sólo uno de los siete ensayos que evaluaban el rendimiento escolar halló algún efecto positivo, de manera que parece improbable que aquí haya un beneficio.Dos ensayos consideraron los eventos adversos, pero los ensayos fueron pequeños. Se necesita investigación adicional.


ANTECEDENTES

El Banco Mundial coloca a los parásitos transmitidos por contacto con el suelo en el primer lugar en cuanto a la carga global de enfermedad en niños de entre cinco y 14 años de edad(World Bank 1993). Se estima que más de un cuarto de la población mundial está infectada por uno o más de los parásitos intestinales transmitidos por el contacto con el suelo más frecuentes (nematodos geohelmintos) (Chan 1997). Estos parásitos incluyen nematodos (Ascaris lumbricoides), helmintos anquilostómidos (Necator americanus y Ancylostoma duodenale), y tricocéfalos (Trichuris trichura). Las infecciones se distribuyen ampliamente en zonas tropicales y subtropicales, y la mayoría de las personas infectadas presentan múltiples especies(Montresor 2002; Cappello 2004). La carga de la enfermedad recae desproporcionadamente sobre los pobres, ya que el saneamiento inadecuado, la sobrepoblación, los bajos niveles de educación, y la falta de acceso a la asistencia sanitaria los hace particularmente susceptibles (de Silva 2003b)).

Los efectos crónicos de la infestación con parásitos son motivo de gran preocupación para los diseñadores de políticas debido a sus efectos potenciales sobre el niño en desarrollo.Las enfermedades por helmintos anquilostómidos y tricocéfalos están asociadas con la anemia ferropénica(Crompton 2000; de Silva 2003a). Una disminución en los niveles de hemoglobina sanguínea se ha asociado con una mayor intensidad de la infección(Crompton 2003). La anemia ferropénica inducida por helmintos anquilostómidos se ha asociado con una disminución de la actividad física y la productividad de los trabajadores(Crompton 2003)).

Los parásitos están asociados con la desnutrición y el deterioro en el crecimiento.Los nematodos obtienen su nutrición del contenido gastrointestinal.La asociación con la desnutrición puede estar mediada por el deterioro de la digestión de las grasas, la reducción en la absorción de vitaminas (especialmente la vitamina A), y la intolerancia transitoria a la lactosa(WHO 2002). La infección por tricocéfalos también se ha asociado con la desnutrición, aunque no se conoce con certeza el mecanismo preciso para esta asociación(Cappello 2004). Los mecanismos sugeridos para los efectos sobre el crecimiento incluyen la supresión del apetito, el incremento de la pérdida nutricional, y la disminución de la utilización y absorción de nutrientes(Stephenson 2000; de Silva 2003a). Todas las enfermedades por nematodos, helmintos anquilostómidos, y tricocéfalos se han asociado con un deterioro en el crecimiento físico en niños en edad escolar(de Silva 2003a)).

Los estudios observacionales informaron una asociación entre la infección por parásitos y las bajas puntuaciones en las pruebas de rendimiento escolar (Sakti 1999; Kvalsvig 2003). En un modelo de regresión múltiple basado en datos transversales,Sakti 1999 halló que la infección por helmintos anquilostómidos se asociaba con las peores puntuaciones en seis de cada 14 pruebas cognitivas en niños indonesios en edad escolar. La infección grave por tricocéfalos (síndrome de disentería Trichuris) se asoció con un cociente de inteligencia (CI) bajo, los logros escolares, y la función cognitiva después de un seguimiento de cuatro años de un grupo específico de niños jamaiquinos con infección grave (Callender 1998)).

Mientras estas asociaciones indicarían un beneficio potencial de la eliminación de parásitos, la pobreza podría confundir las asociaciones demostradas.Aun con el ajuste para los factores de confusión conocidos, los factores de confusión residuales podrían ser un problema. En consecuencia, los ensayos controlados aleatorios son importantes para determinar si estas políticas son efectivas.

Políticas
Las intervenciones de salud pública para enfrentar la infección por parásitos son las que mejoran el saneamiento y la higiene, o están relacionadas con la administración del tratamiento farmacológico a toda la población.Por lo general, estas intervenciones se unieron a la educación sanitaria.El trabajo de la Rockefeller Sanitary Commission a comienzos del siglo XX llevó al reconocimiento de que se necesitaba la reforma sanitaria además de los enfoques quimioterapéuticos para tener un efecto sobre la prevalencia de parásitos(Horton 2003). En Japón, los parásitos prácticamente desaparecieron durante un período de 20 años después de la Segunda Guerra Mundial;este hecho se ha atribuido a un programa integrado de reforma sanitaria en combinación con la detección y tratamiento de los casos positivos (Savioli 2002; Horton 2003). Una experiencia similar ocurrió en Corea (Savioli 2002). Es difícil evaluar la repercusión del elemento quimioterapéutico. En los países en los que se encontró una mejoría en el saneamiento y la higiene como un componente de crecimiento económico, también se halló una disminución paralela en la prevalencia de geohelmintos: por ejemplo, en Italia, entre 1965 y 1980, la prevalencia de tricuriasis se redujo del 65% a menos del 5% sin actividad de control(Savioli 2002)).

En 2002, la política de la Organización Mundial de la Salud (OMS) esbozó tres categorías de tratamiento farmacológico(WHO 2002):

  • Selectivo: eliminación de parásitos individual basada en un diagnóstico de la infección.
  • Específico: eliminación de parásitos grupal en donde un grupo (de riesgo) se trata sin diagnóstico previo.
  • Universal: eliminación de parásitos poblacional en la que se trata a toda la comunidad, independientemente del estado de infección.
Se promueve el tratamiento específico en lugar de los enfoques universales. No se recomienda el método de detección individual, ya que el coste es de cuatro a 10 veces el del tratamiento mismo. El objetivo de la política parece ser el de controlar la morbilidad al reducir la intensidad de la infección en las poblaciones más vulnerables. La estrategia es dirigir el tratamiento farmacológico a grupos de: niños en edad preescolar; niños en edad escolar (entre seis y 15 años); y mujeres en edad fértil.La estrategia requiere una encuesta poblacional sobre la prevalencia e intensidad de la infección para determinar el tratamiento comunitario apropiado.Este "diagnóstico comunitario" determina la frecuencia del tratamiento recomendado (Tabla 01).

La política promueve el uso de escuelas, clínicas de salud materno-infantil, y campañas de vacunación como un medio para llegar a los grupos en riesgo. Los programas escolares se recomiendan debido a los canales de administración establecidos y a la utilización de personal no médico, con costes calculados que varían de US$ 0,05 a 0,65 por niño por año para la dosificación anual(Savioli 2002; WHO 2002)).

En áreas con una alta prevalencia o intensidad, la política actual recomienda tratamiento de dos a tres veces por año.Esta recomendación se basa en los modelos y estudios de prevalencia de reinfección:las poblaciones de parásitos después del tratamiento farmacológico tienden a regresar rápidamente a los niveles previos al tratamiento, en menos de un año para nematodos y tricocéfalos(Anderson 1991). Anderson 1991sugiere que para controlar la morbilidad en áreas de infección endémica, el tratamiento específico debe repetirse cada tres a cuatro meses para nematodos y tricocéfalos, con intervalos más largos aceptables para especies que viven por más tiempo como los helmintos anquilostómidos.

La OMS recomienda vigilar tanto la prevalencia como la intensidad.El programa de control está destinado a reducir la carga de parásitos en el 10% al 15% de los niños que están más altamente infectados en una población particular, y a mantenerla baja mediante tratamientos repetidos.El objetivo es reducir la morbilidad y mejorar el crecimiento y el aprendizaje.

Tendencias de política recientes
Las políticas actuales promovidas por laWHO (WHO 2002), World Bank (World Bank 2003), y otros dependen de la creencia de que el tratamiento masivo es efectivo. En efecto, recientemente algunos diseñadores de políticas recomendaron tratar el "poliparasitismo" a través del tratamiento de los parásitos que causan ascariasis, tricuriasis, helmintos anquilostómidos, filariasis linfática, oncocercosis, esquistosomiasis, y tracoma con ivermectina, albendazol, azitromicina, y praziquantel. Estos cuatro fármacos son donados por compañías farmacéuticas, y la "especificidad superpuesta" indica que se especificarían múltiples agentes patógenos(Hotez 2006b). Existe cierta combinación de las pruebas alrededor de estas intervenciones. Por ejemplo, la OMS declara que la eliminación de esquistosomas y helmintos transmitidos por el contacto con el suelo ayuda a (1) erradicar la pobreza extrema y el hambre; (2) lograr la educación primaria universal;(3) promover la igualdad de género y potenciar a las mujeres;(4) reducir la mortalidad infantil y mejorar la salud materna; y (5) reducir el VIH/SIDA, el paludismo, y otras enfermedades(WHO 2005)). Parece que evaluar la efectividad de estas declaraciones depende de la identificación de que cada principio activo tiene un efecto sobre los resultados mencionados en presencia de una enfermedad particular en una comunidad.Esta revisión examina el uso de fármacos antihelmínticos para helmintos transmitidos por el contacto con el suelo en relación al crecimiento, nutrición, escolaridad, y cognición.

Fundamentos de esta revisión
La versión anterior de esta revisión Cochrane halló pruebas limitadas para apoyar las políticas de salud pública sobre la eliminación de parásitos, con un efecto pequeño pero inconsistente sobre el aumento de peso, y ningún dato para apoyar un efecto sobre la función cognitiva(Dickson 2000a). La incertidumbre planteada por esta revisión provocó un debate en el que los defensores de la política cuestionaban los hallazgos de la revisión (Savioli 2000). Dado que en la actualidad la eliminación de parásitos se promueve como una manera efectiva y económica de mejorar la salud de los niños en países pobres, es importante establecer la base de pruebas para esta intervención potencialmente poderosa.Recientemente se han publicado nuevos ensayos, y se han proporcionado otros estudios no publicados.En esta actualización de revisión, se han aplicado los criterios de inclusión por segunda vez, se ha repetido la extracción de datos, se han agregado nuevos ensayos, y se han incluido análisis adicionales según lo recomendado por especialistas en política.Esta revisión Cochrane no incluye la eliminación de parásitos y el embarazo, que es el tema de otra revisión Cochrane (Haider 2005)).


OBJETIVOS

Resumir los efectos de los fármacos antihelmínticos utilizados para tratar parásitos intestinales transmitidos por el contacto con el suelo (nematodos geohelmintos) sobre el crecimiento y el rendimiento escolar en niños.


CRITERIOS PARA LA VALORACIÓN DE LOS ESTUDIOS DE ESTA REVISIÓN
Tipos de estudios

Ensayos controlados aleatorios (ECAs) y cuasialeatorios que fueron asignados al azar por individuos o grupos.Se excluyeron los ECAs en grupos con sólo dos unidades de asignación.

Tipos de participantes

Niños de 16 años de edad o menos.

Tipos de intervención

Intervención
Fármacos antihelmínticos para nematodos geohelmintos, administrados en cualquier lugar (p.ej., establecimientos sanitarios, escuelas, y comunidades).

Los fármacos antihelmínticos para nematodos geohelmintos que se enumeran en la Lista Modelo de Medicinas Esenciales de la OMS (WHO Model List of Essential Medicines) (WHO 2006) son albendazol, levamisol, mebendazol, pirantel, e ivermectina.Otros fármacos utilizados son la nitazoxanida, la piperazina, el tetracloretileno, y el tiabendazol.

Control
Placebo o ningún tratamiento.

Sólo se incluyeron los ensayos con tratamiento simultáneo de la esquistosomiasis si los brazos de intervención y de control recibían el mismo régimen antiesquistosomiásico.

Tipos de medidas de resultado

Medidas de resultado primarias

  • Crecimiento: cambios en el peso y la altura.
  • Estado nutricional: peso, altura, índice de masa corporal, circunferencia de la región media del brazo y grosor del pliegue cutáneo.
  • Rendimiento escolar: días de absentismo, número de niños que abandonaron, rendimiento en los exámenes.
Medidas de resultado secundarias
  • Cualquier prueba de cognición (p.ej., pruebas de memoria, concentración, desarrollo del lenguaje, y formación conceptual).
En los ensayos que informan al menos una de las medidas de resultado primarias o secundarias, también se extraerán, si están disponibles, datos sobre:(1) medidas de la actividad o el estado físico; (2) medidas de apetito;(3) valores de hemoglobina.

Eventos adversos

  • Eventos adversos graves (muerte, eventos potencialmente mortales, eventos que llevan a la hospitalización o producen trastornos significativos).
  • Eventos adversos que llevan a la interrupción del tratamiento.
  • Otros eventos adversos.


ESTRATEGIA DE BÚSQUEDA PARA LA IDENTIFICACIÓN DE LOS ESTUDIOS
Ver: estrategia de búsqueda Cochrane Infectious Diseases Group

Los autores junto con el Especialista en Información del Grupo Cochrane de Enfermedades Infecciosas (Cochrane Infectious Diseases Group Information Specialist) intentaron identificar todos los ensayos relevantes independientemente del idioma o del estado de publicación (publicado, no publicado, en proceso de publicación, y en curso).

El Especialista en Información realizó búsquedas en las siguientes bases de datos mediante los términos y la estrategia de búsqueda descritos en laTabla 02: Registro Especializado de Ensayos Controlados del Grupo Cochrane de Enfermedades Infecciosas (Cochrane Infectious Diseases Group) (mayo de 2007). Registro Cochrane Central de Ensayos Controlados (Cochrane Central Register of Controlled Trials, CENTRAL), publicado en The Cochrane Library (2007, número 2); MEDLINE (2000 hasta mayo 2007); EMBASE (2000 hasta mayo 2007); y LILACS (2000 hasta mayo 2007). También se hicieron búsquedas en el metaRegister of Controlled Trials (mRCT) mediante 'helminth* OR anthelminth*'(mayo 2007).

Los autores también se basaron en las revisiones existentes sobre el tema y verificaron las citas de todos los ensayos identificados por los métodos descritos anteriormente.También se volvieron a evaluar los estudios identificados en la versión anterior de esta revisión(Dickson 2000a)).


MÉTODOS DE LA REVISIÓN

Selección de los ensayos
David Taylor-Robinson (DTR) verificó los resultados de la búsqueda para identificar ensayos potencialmente relevantes y recuperó artículos completos cuando fue necesario. DTR y Paul Garner (PG) evaluaron de forma independiente la elegibilidad de los ensayos mediante un formulario de elegibilidad basado en los criterios de inclusión;en caso de incertidumbre, los tres autores participaron en la decisión acerca de su inclusión. Se verificó que los ensayos con publicaciones múltiples fueran tratados como un estudio.

Evaluación de la calidad metodológica
DTR y PG evaluaron de forma independiente la calidad metodológica y presentaron los resultados en una tabla. Las diferencias fueron resueltas mediante discusión. Se calificó la generación de la secuencia de asignación y la ocultación de la asignación como adecuada, inadecuada, o incierta(Juni 2001)). El cegamiento se evaluó como abierto (todos conocen el tratamiento), simple ciego (el participante o el prestador de la asistencia sanitaria o el evaluador conoce el tratamiento), o doble ciego (el participante y el profesional de la asistencia sanitaria conocen el tratamiento).Se clasificó la inclusión de todos los participantes asignados al azar (es decir, número de pacientes evaluables/número de pacientes asignados al azar) como adecuada si era mayor al 90% e inadecuada si era igual o menor al 90%.Se utilizaron análisis de sensibilidad que excluían los ensayos con ocultación inadecuada de la asignación.

Extracción de los datos
DTR extrajo los datos mediante formularios de extracción de datos.PG extrajo los datos y los controló de forma cruzada a partir de una selección de los artículos. DTR también solicitó a PG que extraiga los datos por duplicado de los artículos particularmente complicados. Cualquier diferencia se resolvió mediante discusión. Cuando los métodos, datos, o análisis faltaban o eran poco claros, se estableció contacto con los autores para obtener detalles adicionales.

Si había discrepancia en el número asignado al azar y los números analizados, esto se calculó e informó. En el análisis, se utilizó el número de participantes informados.Para los ensayos con asignación al azar de individuos, se registró el número de participantes con cada resultado y el número total en cada grupo para los resultados dicotómicos. Para las medidas de resultado continuas, el objetivo fue registrar las medias aritméticas y las desviaciones estándar para los datos distribuidos normalmente, y las medianas y los rangos para los datos con una distribución que no es normal.

Para los ensayos asignados al azar por grupos, se registró el número de grupos en el ensayo, el tamaño promedio de los grupos, y la unidad de asignación al azar (p.ej. vivienda o institución). Cuando fue posible, se documentaron los métodos estadísticos utilizados para analizar el ensayo junto con los detalles que describían si estos métodos se ajustaron para el agrupamiento u otras covariables.En los casos en que se informaron, se registraron las estimaciones del coeficiente de correlación intragrupo (CCI) para cada medida de resultado.Cuando los resultados se habían ajustado para el agrupamiento, se intentó extraer la estimación puntual y el intervalo de confianza (IC) del 95%.

Análisis de los datos
Los datos se analizaron con el programa informáticoReview Manager 4.2. Se evaluaron las diferencias entre los grupos de intervención y de control mediante un nivel de significación del 5%.El análisis se estratificó por dosis (única y múltiple).Los ensayos de dosis múltiples se subdividen entre los que informaron los resultados al año y los que informaron los resultados después de un año del inicio del tratamiento.Se examinaron los cambios con respecto al valor inicial en todos los resultados y luego los valores absolutos al final del seguimiento.Para los ensayos que no proporcionaron datos en este formulario, se extrajeron las medianas y los rangos, que luego se presentaron en una tabla.Para los ensayos con asignación al azar de individuos, los datos dicotómicos se compararon mediante los riesgos relativos (RR) y los datos continuos se compararon mediante la diferencia de medias ponderada (DMP).Los resultados ajustados por grupo se combinaron en el metanálisis mediante el método de la varianza inversa genérica.Los resultados no ajustados se presentaron en tablas.

Heterogeneidad
Para detectar heterogeneidad, se inspeccionaron los diagramas de bosque (forest plot) y se utilizó la prueba de ji cuadrado con un nivel del 10% de significación estadística.El grado de heterogeneidad se cuantificó aún más con referencia a la estadística I2 (Higgins 2003). En presencia de heterogeneidad significativa, se utilizó el modelo de efectos aleatorios (modelo de EA) para los análisis y se analizaron las siguientes fuentes potenciales en los análisis de subgrupos: prevalencia en la población e intensidad de la infección (según laTabla 01); naturaleza del programa de tratamiento (masivo selectivo o específico basado en los individuos revisados); grupo etario (< cinco años versus = cinco años);tipo de fármaco y fabricante;contexto del tratamiento (comunidad, escuela, establecimiento sanitario, hospital);y si los niños estaban desnutridos o no.Estos datos se especificaron antes del análisis.En este caso, no se pudo examinar en un análisis secundario estratificado por la categoría de comunidad en la población estudiada.Se dividieron los ensayos en tres categorías de comunidad en base al nivel de intensidad o prevalencia de la infección por geohelmintos en las poblaciones de estudio que se identificaron a partir de los datos de prevalencia e intensidad iniciales proporcionados en los artículos(WHO 2002; Tabla 01)). Este hecho se basa en la información sobre la prevalencia y la intensidad de la infección.En los ensayos en los que no se proporcionaba información sobre la intensidad, se calculó la categoría de comunidad sobre la base de la prevalencia mencionada;es posible que la categoría de comunidad se haya subestimado en estos ensayos.

También se realizaron análisis de sensibilidad que excluían los ensayos en los que se revisaba a los niños en busca de infecciones y los ensayos con ocultación inadecuada.


DESCRIPCIÓN DE LOS ESTUDIOS

34 ensayos informados en 43 artículos cumplieron los criterios de inclusión (ver "Características de los estudios incluidos"); uno no fue publicado pero los autores lo proporcionaron gentilmente(Hall 2006)). Se excluyeron 18 ensayos (ver "Características de los estudios excluidos") y tres están en curso (ver "Características de los estudios en curso").

Lugar
Los ensayos incluidos se realizaron en 20 países diferentes: Kenia (cuatro ensayos); India (cuatro ensayos); Bangladesh (tres ensayos); Haití, Etiopía, Indonesia, Sudáfrica, Jamaica, y Zanzíbar (dos ensayos en cada uno); Guatemala, Zaire, Benin, Camerún, Sierra Leona, Botswana, Malasia, Uganda, Vietnam, Indonesia, y Tanzania (un ensayo en cada uno).

Población
Los niños se reclutaron de poblaciones escolares en 16 ensayos, de comunidades en 13 ensayos, y de establecimientos sanitarios o por profesionales de la salud en cinco ensayos. Uno de estos ensayos reclutó niños al momento del alta hospitalaria(Donnen 1998)).

18 ensayos se realizaron en poblaciones en las que los parásitos eran de alta prevalencia o intensidad (categoría de comunidad 1), ocho en poblaciones con prevalencia moderada y baja intensidad (categoría 2), y siete en poblaciones con baja prevalencia y baja intensidad (categoría 3). No fue posible la clasificación en un ensayo(Freij 1979i)).

27 ensayos se basaron en el tratamiento específico masivo de una población no revisada.Siete ensayos estudiaban niños que se revisaron y seleccionaron sobre la base de si tenían altas cargas de parásitos(Freij 1979i; Freij 1979ii; Kvalsvig 1991i; Nokes 1992; Adams 1994; Simeon 1995; Sarkar 2002), y la finalidad de tres de estos ensayos era evaluar las medidas de resultado cognitivas (Kvalsvig 1991i; Nokes 1992; Simeon 1995). Stephenson 1993también estudió un subgrupo infectado de la población de estudio no revisada más grande para las medidas de resultado cognitivas.

Intervención y controles
26 ensayos compararon fármacos antihelmínticos con placebo o ningún tratamiento:

  • Albendazol: 19 ensayos; siete utilizaron una dosis única y 12 utilizaron dosis múltiples (un ensayo utilizó albendazol más ivermectina en un brazo(Beach 1999))).
  • Mebendazol: ocho ensayos; tres utilizaron una dosis única y cinco utilizaron dosis múltiples (dos ensayos utilizaron mebendazol más pirantel en los brazos del ensayo(Rousham 1994; Lai 1995))).
  • Pamoato de pirantel: cinco ensayos; dos utilizaron una dosis única y tres utilizaron dosis múltiples (un ensayo utilizó pirantel en un subgrupo;dos ensayos utilizaron pirantel más mebendazol).
  • Piperazina: tres ensayos (dosis única).
  • Levamisol: un ensayo (dosis múltiples).
  • Tetracloretileno: un ensayo (dosis única).
  • Ivermectina:un ensayo (dosis única)también utilizó ivermectina más albendazol en un brazo;Beach 1999).
En ocho ensayos, ambos brazos recibieron suplementos nutricionales y vitamínicos, con el brazo de control que sólo recibía suplementos nutricionales o vitaminas(Awasthi 1995; Palupi 1997; Kruger 1996; Awasthi 2001; Dossa 2001; Sur 2005; Alderman 2006; Hall 2006).

Diseño
Seis ensayos se asignaron al azar en grupos (Tabla 03) y los otros ensayos utilizaron al individuo como unidad de análisis.

Tres de los seis ECAs en grupos analizaron los datos mediante un método apropiado para tener en cuenta el agrupamiento.Stoltzfus 1997 realizó ajustes para las correlaciones dentro de la escuela mediante el enfoque de ecuaciones de estimaciones generalizadas; y dos ensayos utilizaron al grupo como unidad de análisis y presentaron las medidas de resumen (media de los valores y desviaciones estándar asociadas) dentro de un grupo entero (Awasthi 1995; Awasthi 2001; Tabla 03).

Los tres ECAs en grupos restantes no tuvieron en cuenta el agrupamiento.Rousham 1994 tenía 13 unidades de la asignación al azar (pueblos) pero analizó los datos como si se hubiesen asignado al azar 1 476 niños.Alderman 2006 tenía 50 unidades de la asignación al azar (parroquias) pero analizó los datos como si 27 955 personas se hubiesen asignado al azar de forma individual para la medida de resultado principal (tabla 2 de su artículo; Alderman, comunicación personal). El ensayo no publicado,Hall 2006, que tenía 80 unidades de la asignación al azar (escuelas), analizó las 56 444 personas como si se hubiesen asignado al azar de forma individual, aunque en este caso el análisis no demostró una cifra significativa (Hall, comunicación personal).

Dos ensayos tuvieron un diseño factorial.Kruger 1996 asignó al azar a los participantes individuales al albendazol o al placebo y, además, tres de las cinco escuelas en el ensayo recibieron sopa fortificada con vitaminas y hierro, y dos recibieron sopa no fortificada.Stoltzfus 2001asignó al azar a los niños para que reciban hierro diario y fármacos antihelmínticos;y los datos discriminados para cada grupo de asignación del tratamiento no se proporcionaron para cada medida de resultado.

Los períodos de seguimiento para los ensayos que utilizaban una dosis única variaron de uno a 11 meses, mientras que los períodos de seguimiento para los ensayos que utilizaban dosis múltiples variaron de seis meses a 2,5 años.

Medidas de resultado

Medidas de resultado nutricionales y de crecimiento
Estos resultados se midieron en 33 ensayos (no se midieron en Nokes 1992). Algunos ensayos informaron valores absolutos o cambios en los valores absolutos del peso y la altura (u otras medidas antropométricas).Muchos ensayos presentaron datos antropométricos en términos de porcentajes de peso para la edad, peso para la altura, y altura para la edad, y compararon los resultados de los ensayos con una referencia externa. A veces estos datos se transformaron en puntuaciones z. Generalmente, la norma externa se citó como la norma del National Centre for Health Statistics (NCHS), pero se mencionaron diversas referencias (p.ej. normas del país o paquetes informáticos antropométricos).Estos datos no se han utilizado en los metanálisis debido a que los resultados ya se incorporaron en los valores para el peso y la altura.

Los datos de resultados estaban incompletos en algunos ensayos y no pudieron ser utilizados en el metanálisis. Un grupo no informó datos de medidas de resultado generales para cada brazo del ensayo, y los resultados se informaron en cuanto a los resultados del modelo de regresión o los análisis de subgrupos.Los resultados de estos ensayos se resumen en laTabla 04.

Apetito y actividad
Cinco ensayos evaluaron el apetito al medir la cantidad de alimentos consumidos en un refrigerio o por medio de un informe subjetivo, y dos ensayos evaluaron los niveles de actividad.

Rendimiento escolar o medidas de resultado cognitivas
Estos datos se midieron en siete ensayos, de los cuales cinco utilizaron albendazol y dos mebendazol.Cinco de estos ensayos tuvieron lugar en comunidades con infecciones de alta prevalencia/intensidad.

Eventos adversos
Dos ensayos proporcionaron información sobre eventos adversos. (Michaelsen 1985; Fox 2005). Estos eventos adversos se buscaron activamente enFox 2005.


CALIDAD METODOLÓGICA

VerTabla 05 para la evaluación de la calidad metodológica y las "Características de los estudios incluidos" para obtener detalles de los métodos utilizados en cada ensayo.

De los 28 ensayos con asignación al azar de individuos, la generación de la secuencia de asignación fue adecuada en seis(Willett 1979; Simeon 1995; Beach 1999; Garg 2002; Fox 2005; Sur 2005), inadecuada en cuatro (Freij 1979i; Freij 1979ii; Lai 1995; Awasthi 2000), e incierta en los otros ensayos.La ocultación de la asignación fue adecuada en cuatro ensayos(Stoltzfus 2001; Garg 2002; Fox 2005; Sur 2005), inadecuada en uno(Awasthi 2000), e incierta en los otros ensayos. De los seis ECAs en grupos, la generación de la secuencia de asignación fue adecuada en uno(Alderman 2006) e incierta en cinco, y el método utilizado para ocultar la asignación estuvo poco claro en los seis.

Dos ensayos proporcionaron pruebas de que los participantes, el profesional de la atención sanitaria, y el evaluador estaban cegados(Beach 1999; Sur 2005). Dos ensayos no utilizaron cegamiento (Awasthi 2001; Alderman 2006)). Los detalles del cegamiento fueron poco claros en siete ensayos.En los restantes ensayos se cegó a uno o dos de los participantes, profesionales y evaluadores.13 ensayos describieron el ensayo como "doble ciego", con información incompleta sobre quién estaba cegado.

Se calculó el porcentaje de participantes asignados al azar que fueron evaluables. En general, este porcentaje varió de 34% a 100%, con 12 ensayos que incluían el 90% o más del punto de corte (adecuado) de los participantes asignados al azar. No hubo datos disponibles para un ensayo(Kvalsvig 1991i), y los datos fueron inciertos para dos(Kloetzel 1982; Hall 2006). El porcentaje fue particularmente bajo en dos de los ensayos que evaluaban las medidas de resultado cognitivas y de rendimiento escolar: 73% in Nokes 1992; y 52% en Stoltzfus 2001.


RESULTADOS

Los resultados se dividen en tres secciones: (1) medidas de resultado nutricionales después de una dosis única;(2) medids de resultado nutricionales después de las dosis múltiples (que se subdividen en los que se obtienen dentro y después de un año de tratamiento);y (3) rendimiento escolar y pruebas cognitivas.Las secciones de medidas de resultado nutricionales tienen tres partes: análisis del cambio en los resultados nutricionales;análisis de los valores finales de los resultados nutricionales al completar el seguimiento;e informes narrativos de los ensayos potencialmente relevantes que no pudieron evaluarse de forma independiente porque tenían conjuntos de datos incompletos (p.ej. número de participantes, varianza, o valores no proporcionados indicaban la imposibilidad de analizar los datos).

1. Medidas de resultado nutricionales después de una dosis única
Nueve ensayos informaron los cambios (cuatro de ellos eran valores iniciales de ensayos de dosis múltiples), 11 ensayos informaron los valores finales, y siete ensayos incluyeron los datos pertinentes a esta comparación pero no pudieron evaluarse de forma independiente.

1.1. Cambio

Peso
Nueve ensayos incluyeron datos sobre la media del cambio de peso.Ningún patrón consistente fue evidente:algunos ensayos mostraron valores altos (más de 700 g en tres ensayos), y otros no mostraron diferencias significativas.El metanálisis mostró un aumento general de 0,34 kg (IC del 95%: 0,05 a 0,64; modelo de EA;2 448 niños, 9 ensayos, Análisis 01.01), con heterogeneidad visible y estadística.

La exclusión de los dos ensayos que revisaban a los niños en busca de infecciones(Adams 1994; Sarkar 2002)inclinó el metanálisis a perder significación (2 312 niños, 7 ensayos, modelo de EA, Análisis de subgrupos 08.01.01).En el análisis de subgrupos por intensidad y prevalencia de parásitos en la comunidad(Tabla 01), seis ensayos se incluyeron en áreas de alta prevalencia/intensidad, uno se incluyó en un área de prevalencia moderada/baja intensidad, y dos en áreas de baja prevalencia/intensidad (Análisis 07.01). Este hecho no pudo explicar la heterogeneidad, que fue significativa en los cinco ensayos en áreas de alta prevalencia/intensidad.Un análisis de sensibilidad de los ensayos con ocultación de la asignación adecuada o incierta significó que sólo se excluyó un ensayo(Awasthi 2000), lo que generó pequeñas diferencias para el cálculo (Análisis 08.01.02). Sólo hubo un ensayo que ocultó la asignación,Garg 2002, y este hecho no alcanzó significación estadística (Análisis 08.01.02).

Altura
La dosis única no mostró ningún efecto estadísticamente significativo sobre el cambio en la altura con respecto a los valores iniciales en el metanálisis (2 449 niños, 9 ensayos, modelo de EA, Análisis 01.02).La heterogeneidad fue significativa y no se explicó por la intensidad/prevalencia de la comunidad (Análisis 07.02).Un análisis de subgrupos de los ensayos que no realizaron la verificación en busca de infecciones no produjo diferencias en este hallazgo (2 313 niños, 7 ensayos, Análisis 08.01.03). Un análisis de sensibilidad de los ensayos con ocultación de la asignación adecuada o incierta no modificó este hallazgo (1 462 niños, 8 ensayos, Análisis 08.01.04).

Pruebas de la circunferencia de la región media del brazo y del pliegue cutáneo
En un patrón similar a los resultados del aumento de peso, tres de los cinco ensayos informaron un efecto considerable y una heterogeneidad significativa entre los ensayos.En términos generales, no se observaron diferencias estadísticamente significativas en la circunferencia de la región media del brazo (5 ensayos, 823 niños, modelo de EA, Análisis 01.03).Los mismos tres ensayos que informaban efectos significativos sobre el aumento de peso mostraron efectos significativos simultáneos con cambios en los valores del pliegue cutáneo tricipital (DMP 1,27 mm; IC del 95%: 0,74 a 1,80; modelo de EA; 394 participantes; Análisis 01.04) y el pliegue cutáneo subescapular (DMP 1,18 mm; IC del 95%: 0,90 a 1,46; modelo de EA; 394 participantes; Análisis 01.05). La exclusión del único ensayo que incluía la verificación de los niños,Adams 1994, no modificó las conclusiones para estas tres medidas (modelo de EA, Análisis de subgrupos 08.01.05, .06 y .07).

Hemoglobina
Los niveles de hemoglobina no cambiaron significativamente con respecto a los valores iniciales después de una dosis única de mebendazol o albendazol en los dos ensayos que medían este dato (Garg 2002; Palupi 1997; 538 niños, Análisis 01.06).

Apetito
Dos ensayos informaron un mejoría en las medidas de apetito después del tratamiento (Adams 1994; Hadju 1996), pero las medidas de resultado no eran comparables.

1.2. Valores al final del seguimiento

Peso y altura
Una dosis única no presentó ningún efecto estadísticamente significativo sobre el peso (2 980 niños, 11 ensayos, Análisis 02.01) o la altura (2 222 niños, 8 ensayos, Análisis 02.02).Estas conclusiones no cambiaron cuando los ensayos se agruparon por intensidad o prevalencia de parásitos en la comunidad (Análisis 07.05 y .06), o cuando se eliminaron los ensayos que revisaron niños en busca de infecciones(Freij 1979i; Adams 1994; Sarkar 2002; Análisis 08.02.01 y .02) o un ensayo con ocultación inadecuada de la asignación(Awasthi 2000; Análisis 08.02.03 y .04).

Valores de la circunferencia de la región media del brazo y del pliegue cutáneo
Una dosis única no presentó ningún efecto estadísticamente significativo sobre la circunferencia de la región media del brazo (864 niños, 7 ensayos, Análisis 02.03), el espesor del pliegue cutáneo tricipital (407 niños, 4 ensayos, modelo de EA, Análisis 02.04), o el índice de masa corporal (407 niños, un ensayo, Análisis 02.06).Los resultados de la circunferencia y el pliegue cutáneo no cambiaron cuando se excluyeron los ensayos que revisaban a los niños en busca de infecciones(Freij 1979i; Freij 1979ii; Adams 1994; Análisis 08.02.05 y .06). Sin embargo, se observó un mejoría estadísticamente significativa en el espesor del pliegue cutáneo subescapular (DMP 0,73 mm; IC del 95%: 0,02 a 1,44; modelo de EA; 394 niños; 3 ensayos; Análisis 02.05).Este resultado ya no fue significativo una vez que se excluyó aAdams 1994, que incluía niños revisados en busca de infecciones (modelo de EA, Análisis 08.02.07).

Hemoglobina
Una dosis única no presentó ningún efecto estadísticamente significativo sobre los niveles de hemoglobina (646 niños, 4 ensayos, Análisis 02.07).La exclusión del único ensayo que revisaba a los niños en busca de infecciones, Adams 1994no alteró este resultado (Análisis 08.02.08).

Estado físico
Una dosis única mejoró significativamente el estado físico, según la Harvard Step Test (DMP 6,00; IC del 95%: 4,31 a 7,69;86 niños, 2 ensayos, Análisis 02.08).

Eventos adversos
Sólo dos ensayos proporcionaron esta información(Michaelsen 1985; Fox 2005). Fox 2005 no halló eventos adversos graves (albendazol 0/46 versus placebo 0/43). La mialgia y la tos se informaron significativamente con mayor frecuencia en el grupo de placebo que en el grupo de albendazol. Michaelsen 1985, qué utilizaba tetracloretileno, informó que el 17% (19/119: resultados no proporcionados para los distintos brazos del ensayo) de los niños sufrió efectos adversos (náuseas y ataxia) que comenzaron una hora y media después del tratamiento. Todos los síntomas desaparecieron dentro de un período de cuatro horas. En la actualidad, este fármaco no es utilizado como antihelmíntico.

1.3. Ensayos potencialmente relevantes con conjuntos de datos incompletos
Se proporcionaron resúmenes narrativos de las conclusiones de los autores de los ensayos a partir de siete ensayos incluidos que informaban conjuntos de datos relevantes pero incompletos (Tabla 04), que no se pudieron evaluar completamente o utilizar en los metanálisis.

Beach 1999no detectó ningún beneficio nutricional del tratamiento para toda la población estudiada después de cuatro meses (no se proporcionaron cifras).La estratificación por infección demostró efectos positivos pequeños en el grupo de tratamiento para algunas medidas de resultado antropométricas.

Fox 2005no proporcionó resultados para toda la población de estudio.Los resultados para la altura y el peso se presentaron en la descripción de los subgrupos infectados por helmintos anquilostómidos y Ascaris, y no se detectaron cambios antropométricos significativos (no se citaron cifras). En los subgrupos infectados por Trichuris, el aumento de peso fue mayor en el grupo de albendazol.

Greenberg 1981no halló diferencias significativas con respecto a todas las variables antropométricas medidas para todo el grupo y para los subgrupos definidos por la gravedad de la infección (no se proporcionaron cifras).

Kloetzel 1982informó la proporción de los grupos de tratamiento o de control que mejoraba, empeoraba, o no experimentaba ningún cambio. No está claro qué medidas antropológicas se utilizaron en este proceso de clasificación. La proporción en cada categoría no fue significativamente diferente entre los brazos del ensayo.

Koroma 1996halló aumentos significativos en las puntuaciones z del peso para la altura, el peso para la edad, y la altura para la edad registradas en los grupos de tratamiento rurales y urbanos a los seis meses.

Michaelsen 1985no halló diferencias significativas en el cambio en la media para la hemoglobina o el peso para la altura a los cinco meses.

Nokes 1992no informó medidas de resultado de crecimiento.

2. Medidas de resultado nutricionales después de las dosis múltiples
18 ensayos investigaron los efectos de las dosis múltiples de fármacos antihelmínticos comparadas con placebo o ningún tratamiento, y siete siguieron a los niños durante más de un año. El intervalo de dosis varió de uno a seis meses. Los ensayos se dividen entre los que informaron las medidas de resultados al año (11 ensayos) y los que informaron las medidas de resultado al cabo de un año o más (8 ensayos).

2.1. Resultados al año de comenzado el tratamiento
De los 11 ensayos que informaban los resultados al año (Willett 1979; Stephenson 1993; Simeon 1995; Kruger 1996; Watkins 1996; Hadju 1997; Stoltzfus 1997; Donnen 1998; Dossa 2001; Stoltzfus 2001; Sur 2005), seis ensayos informaron los cambios, cinco ensayos informaron los valores finales, y cinco ensayos incluyeron los datos que no pudieron ser evaluados de forma independiente.

2.1.1. Cambio

Peso y altura
Las dosis múltiples de los fármacos antihelmínticos no presentaron efectos estadísticamente significativos sobre el peso (1 714 niños, 6 ensayos, modelo de EA, Análisis 03.01) o la altura (1 715 niños, 6 ensayos, Análisis 03.02).Los resultados no cambiaron de modo significativo cuando se realizó un análisis de sensibilidad y se excluyóAwasthi 2000, el único ensayo con ocultación inadecuada de la asignación (Análisis 08.03.01 y .02), o cuando se analizaron los ensayos en los subgrupos en base a la categoría de comunidad estimada(Tabla 01), que tiene en cuenta la prevalencia e intensidad de la infección (Análisis 07.03 [modelo de EA] y .04).

Valores de la circunferencia de la región media del brazo y del pliegue cutáneo
No se observaron cambios estadísticamente significativos en la circunferencia de la región media del brazo (658 niños, 4 ensayos, modelo de EA, Análisis 03.03).Dos ensayos midieron el espesor del pliegue cutáneo tricipital, y se observó que la media del valor disminuía con el albendazol en un ensayo y aumentaba con el placebo en el otro (254 participantes, Análisis 03.04).El único ensayo que medía el espesor subescapular informó un aumento de los valores (DMP 1,50 mm; IC del 95%: 1,23 a 1,77; 188 participantes; Análisis 03.05);este era el mismo ensayo que experimentó un aumento con valores tricipitales.

Hemoglobina
No se demostró ningún efecto significativo para el cambio medio de la hemoglobina (144 niños, 2 ensayos, Análisis 03.06).

2.1.2. Valores al final del seguimiento
No se demostró ningún efecto estadísticamente significativo para el peso (5 ensayos, 2 311 niños, Análisis 04.01), la altura (4 ensayos, 1 630 niños, Análisis 04.02), o la circunferencia de la región media del brazo (3 ensayos, 581 niños, Análisis 04.03).El agrupamiento de los ensayos por categoría de comunidad (Tabla 01) o la exclusión de los ensayos con ocultación inadecuada de la asignación no alteró los resultados para el peso (Análisis 07.07 y 08.04.01) o la altura (Análisis 07.08 y 08.04.02). Un ensayo con 188 niños mostró una mejoría significativa en la media del pliegue cutáneo tricipital (DMP 1,90 mm; IC del 95%: 1,03 a 2,77; 188 participantes; Análisis 04.04) y del espesor subescapular (DMP 1,70 mm; IC del 95%: 1,09 a 2,31; 188 participantes; Análisis 04.05). Dossa 2001midió la ingesta de alimentos en una muestra de cada brazo del ensayo, pero no presentó resultados que compararan los grupos.

2.1.3. Ensayos potencialmente relevantes con datos incompletos
Cinco ensayos incluyeron datos relevantes para esta comparación pero proporcionaron datos insuficientes para evaluar de forma independiente los resultados estadísticos (sin varianza, sin número de participantes, o los valores proporcionados provenían del análisis de regresión) (Tabla 04). Aunque estos ensayos cumplen los criterios de inclusión, no fue posible evaluar los datos completos o utilizarlos en los metanálisis y las conclusiones de los autores de los ensayos se resumen a continuación.

Hadju 1997no halló diferencias significativas en los cambios de las puntuaciones z del peso para la edad, la altura para la edad, el peso para la altura, o la circunferencia de la región media del brazo detectadas entre los grupos de tratamiento sobre la base de los análisis multivariados.

Simeon 1995no halló diferencias significativas entre los grupos de tratamiento con respecto a la puntuación z de la altura para la edad o al índice de masa corporal.

Stoltzfus 1997era un ECA en grupos en tres distritos con tres brazos (placebo, mebendazol dos veces al año, mebendazol tres veces al año) con cuatro escuelas en cada brazo.Los cambios de peso y de altura luego se evaluaron al año, mediante la regresión lineal múltiple para ajustar las características que difirieron al valor inicial.En un subgrupo de niños de menos de diez años de edad, el grupo tratado dos veces al año experimentó un aumento de peso significativamente mayor (kg) comparado con el grupo de control.La diferencia no fue significativa en el grupo de tratamiento de tres dosis anuales.El grupo tratado tres veces al año también experimentó un aumento en la altura significativamente mayor (cm) comparado con el grupo de control, pero la diferencia no fue significativa en el grupo tratado dos veces al año.No se hallaron diferencias significativas en el subgrupo de niños de más de 10 años de edad.La eliminación de parásitos no presentó ningún efecto significativo sobre el cambio en la hemoglobina en un análisis ajustado presentado para todo el grupo de estudio.

Stoltzfus 2001halló que el tratamiento reducía significativamente la prevalencia de emaciación leve en un subgrupo de niños con menos de 30 meses de edad.Se informó que el tratamiento reduce significativamente la prevalencia de la falta de apetito en todo el grupo.

Willett 1979no halló diferencias estadísticas en las tasas de crecimiento en cuanto a la altura y el peso entre los dos grupos.

2.2. Resultados después de un año o más de comenzado el tratamiento
De los siete ensayos de dosis múltiples que informaban los resultados al cabo de un año o más(Rousham 1994; Awasthi 1995; Lai 1995; Awasthi 2000; Awasthi 2001; Alderman 2006; Hall 2006), tres informaron los cambios, dos informaron los valores finales, y cuatro incluyeron los datos pertinentes a esta comparación, pero no pudieron ser evaluados de manera independiente.

2.2.1. Cambio
De los tres ensayos, uno asignó al azar a individuos (Awasthi 2000) y dos asignaron al azar a grupos(Awasthi 1995; Awasthi 2001)).

Peso y altura
Para el peso, dos ensayos no demostraron ninguna diferencia o tendencia hacia una diferencia, mientras que un ensayo experimentó un aumento marcado del peso con albendazol (1 219 participantes, modelo de EA, Análisis 05.01).El metanálisis se inclina hacia un beneficio con el albendazol, pero este resultado no es significativo, y la heterogeneidad es evidente visual y estadísticamente. Ninguno de los tres ensayos mostró un efecto sobre la altura (1 219 participantes, Análisis 05.02). Los análisis de sensibilidad, que excluyeron el único ensayo con ocultación inadecuada de la asignación(Awasthi 2000), mostró nuevamente que la estimación puntual era consistente con los beneficios para el albendazol, pero esto no fue significativo (Analysis 08.05).

2.2.2. Valores al final del seguimiento

Peso y altura
Dos ensayos informaron los valores finales para el peso (modelo de EA, Análisis 06.01) y la altura (Análisis 06.02).Si bien uno de estos ensayos, Awasthi 2001, mostró una diferencia de significación marginal a favor del albendazol (Analysis 06.01),este ensayo no había mostrado una diferencia en el aumento de peso (modelo de EA, Análisis 05.01).La exclusión de Awasthi 2000dejó sólo un ensayo en el análisis(Awasthi 2001, Análisis 08.06).

Valores de la circunferencia de la región media del brazo y del pliegue cutáneo
Rousham 1994 no informó mejorías significativas en las puntuaciones z para la circunferencia de la región media del brazo después del tratamiento con mebendazol (Tabla 06).

Hemoglobina
No se demostró ningún efecto significativo sobre la media de los niveles de hemoglobina (1 045 niños, un ensayo, Análisis 06.03).

2.2.3. Estudios potencialmente relevantes con conjuntos de datos incompletos
Cuatro ensayos incluyeron datos que eran relevantes para esta comparación pero insuficientes para evaluar de forma independiente los resultados estadísticos (sin varianza, sin número de participantes, sin ajustes para la asignación al azar en grupos, o los valores proporcionados provenían del análisis de regresión).Aunque estos ensayos cumplieron con los criterios de inclusión, estos datos son más difíciles de evaluar y no pueden ser utilizados en los metanálisis. En cambio, se resumieron las conclusiones de los autores de los ensayos (verTabla 04).

Lai 1995no halló diferencias con respecto a la altura o el peso entre los grupos de tratamiento y de control al final de dos años de seguimiento.

Alderman 2006informó el aumento de peso en 27 995 niños que viven en 48 parroquias asignadas al azar al albendazol o nada por medio de una moneda al aire.En un punto no especificado del seguimiento se halló un aumento de peso de 2,413 kg en las parroquias de tratamiento y de 2,474 kg en las parroquias de control. Si bien la diferencia de 154 g se informó como estadísticamente significativa en el artículo, los autores de los ensayos suponían que los niños se habían asignado al azar de forma individual.Se estableció contacto con los autores de los ensayos que confirmaron que este resultado no fue ajustado;desde entonces, los autores han presentado una corrección a la revista, que muestra que no se detectó ninguna diferencia significativa en la diferencia para el aumento de peso entre los grupos de intervención y de control (diferencia de 154 g; IC del 95%: -19,7 a 330 g). El análisis de Alderman en el artículo también proporciona modelos de regresión que consideran el aumento de peso como una función de si los niños asistieron los días de salud infantil (lo que no tiene en cuenta la asignación al azar).Estos días se corrigen para el muestreo por grupos pero no son una comparación aleatoria.

Hall 2006informó sobre 80 escuelas en Vietnam que se asignaron al azar para recibir albendazol o vitamina A. Los autores informaron el aumento de peso y altura en los niños en los grupos de intervención y de control después de dos años. No se demostró ningún efecto significativo. El análisis suponía asignación al azar individual.Un análisis de regresión que controlaba la edad, el sexo, el nivel socioeconómico y los días de absentismo escolar no demostró ningún efecto estadísticamente significativo sobre el peso, la altura, o las pruebas educacionales.

Rousham 1994asignó al azar a 13 pueblos en los que los niños recibieron mebendazol, pirantel, o placebo, y se les midió la altura y el peso.El artículo sólo presenta análisis de la varianza (ANOVA) para cambios en las puntuaciones z de la altura para la edad, del peso para la edad, y del peso para la altura, con un período de seguimiento de aproximadamente 18 meses.No se detectaron mejorías significativas en el grupo de tratamiento.

3. Rendimiento escolar y pruebas cognitivas
Los resultados de los siete ensayos que informaban el aprendizaje y el rendimiento escolar se resumen en laTabla 06. Los ensayos utilizaron albendazol (5 ensayos:una dosis única y cuatro dosis múltiples) o mebendazol (2 ensayos:una dosis única y una dosis múltiple).Estos ensayos examinaron una variedad de medidas de resultado, que incluían las medidas de rendimiento escolar (tasas de asistencia y de abandonos escolares) en dos ensayos, el estado de desarrollo en dos ensayos y las pruebas de cognición medidas en cuatro ensayos.En términos generales, cinco de los ensayos no demostraron ningún efecto del tratamiento (Simeon 1995; Watkins 1996; Awasthi 2000; Stoltzfus 2001; Hall 2006), un ensayo observó un mejoría en tres de cada 10 pruebas cognitivas utilizadas(Nokes 1992), y un ensayo no informó los resultados con claridad(Kvalsvig 1991i)).


DISCUSIÓN

Calidad de los ensayos
Sólo tres ensayos recientes proporcionaron información para asegurar una buena calidad metodológica en términos de secuencia y ocultación de la asignación, cegamiento, e inclusión de los participantes asignados al azar en el análisis(Garg 2002; Fox 2005; Sur 2005). Sólo un ensayo utilizó un método adecuado para ocultar la asignación(Stoltzfus 2001). Cerca de dos tercios de los ensayos (22/34) no incluyeron a más del 90% de los participantes asignados al azar en el análisis.Este porcentaje fue bajo en algunos ensayos, incluidos los ensayos realizados recientemente (p.ej., 52% enStoltzfus 2001).

De los seis ECAs en grupos, sólo tres consideraron la asignación al azar en grupos de forma adecuada(Awasthi 1995; Awasthi 2001; Stoltzfus 1997). Este hecho tiene un impacto significativo sobre la interpretación de los ensayos. Por ejemplo, la diferencia significativa entre los grupos de intervención y de control mencionada en la portada de BMJ para Alderman 2006 suponía que los 27 995 niños se habían asignado al azar de forma individual.Cuando se aclaró este hecho con los autores, ellos proporcionaron el BMJ con una corrección, que indicaba que no se habían detectado diferencias significativas en el aumento de peso entre los grupos de intervención y de control;esta corrección aún no se ha incluido en el BMJ (verificado en julio de 2007).

Se excluyó un estudio grande, Miguel 2004, un análisis económico de un estudio en el que algunas de las comparaciones podrían haber sido potencialmente comparaciones de grupos cuasialeatorios. Incluía 75 escuelas con un total de 30 000 alumnos matriculados. La intervención se escalonó con el transcurso del tiempo y hubo dos comparaciones, una en 1998 y otra en 1999 si el análisis es comparativo en cada año individual. Todos los grupos en el grupo de tratamiento se asignaron al albendazol sobre la base de una prevalencia mayor al 50%.El ensayo asignó las escuelas para recibir praziquantel con prevalencia de esquistosomiasis mayor al 30%. Sobre esta base, seis de 25 escuelas de tratamiento cumplieron con el punto de corte en 1998, y 16 cumplieron con el punto de corte en 1999.El tratamiento con albendazol/praziquantel se escalonó durante varios años, y por lo tanto el grupo de control y el grupo de intervención cambiaron de tamaño durante el transcurso del ensayo.En 1998, había 25 escuelas de intervención (grupo 1) y 25 escuelas de control (grupo 2).En 1999, había 50 escuelas de intervención (grupos 1 y 2) y 25 escuelas de control (grupo 3).Se presentaron los resultados de la comparación de 1998. Es posible obtener cierta información en el metanálisis al excluir aquellas escuelas en las que se administró el praziquantel, pero este hecho es problemático ya que causará grandes exclusiones posteriores a la asignación al azar.Como suele suceder, el estudio no detectó ninguna diferencia significativa con un nivel de confianza del 95% en el grupo de tratamiento para la puntuación z de la altura para la edad (0,09; EE 0,05; P > 0,05), la puntuación z del peso para la edad (-0,00; EE 0,04), o la concentración de hemoglobina (1,6 g/L; EE 1,4). Los datos sobre la participación escolar fueron facilitados por los subgrupos, y algunos mostraron beneficios en las escuelas asignadas al albendazol, pero no está claro si las pruebas de significación tuvieron en cuenta el agrupamiento.

Medidas de resultado de crecimiento y del estado nutricional
Los ensayos incluidos informaron diversas medidas de resultado de crecimiento y del estado nutricional.Se utilizaron valores numéricos para los valores absolutos y de cambio, pero no se utilizaron los datos de crecimiento expresados como porcentaje de normas. Ya que estos datos se derivaron de los valores absolutos, se utilizaron estos valores para las pruebas de beneficio. Se conocía que los datos nutricionales se manifestarían en los valores absolutos y se intentó reducir la información selectiva mediante la obtención de variables múltiples a partir de los artículos que son derivados de los mismos resultados básicos evaluados en el ensayo. Se observó que en algunos ensayos había una discrepancia entre lo que se midió y lo que se informó; por ejemplo, Nokes 1992registró pero no informó datos antropométricos.Este hecho es motivo de preocupación, ya que podría indicar información selectiva.Sin embargo, dada la calidad relativamente deficiente de los métodos en estos artículos, este hecho no se analizó sistemáticamente.

La revisión mostró una diferencia significativa en el cambio de peso después de una dosis única de un fármaco antihelmíntico.Había heterogeneidad significativa y un número relativamente pequeño de ensayos en este análisis, de manera que no está claro si este hecho refleja una diferencia en el tamaño de un efecto o si la intervención es efectiva en algunas circunstancias pero no en otras.Sin embargo, el tamaño potencial del efecto es cuantitativamente importante, con aumentos de 0,38 kg durante el período de seguimiento de uno a 11 meses (rango).

Los resultados en los ensayos de dosis múltiples con menos de un año de seguimiento que eran evaluables mediante el metanálisis no demostraron ningún efecto.Otros cinco ensayos proporcionaron datos que no pudieron ser evaluados por completo. Tres de estos ensayos no mostraron ningún efecto significativo. Dos ensayos, uno de los cuales era aleatorio en grupos, demostraron mejorías en las medidas de resultado de crecimiento en los análisis de subgrupos (Stoltzfus 1997; Stoltzfus 2001)).

Para el seguimiento de más de un año, los resultados en los ensayos de dosis múltiples evaluables en el metanálisis no demostraron efectos estadísticamente significativos sobre el peso o la altura.En el análisis hubo heterogeneidad para el cambio de peso, con un ECA en grupos que mostró beneficios: la interpretación no es fácil, pero los datos tienden a indicar que la intervención puede ser efectiva en algunas circunstancias, pero no en otras.Otros cuatro ensayos proporcionaron datos que no pudieron ser evaluados por completo. Tres ensayos no mostraron ningún efecto;uno era un ECA en grupos, no publicado, grande, de Vietnam.El cuarto ensayo era un ECA en grupos publicado en el BMJ donde informó un efecto significativo, pero posteriormente se halló que esto se debía a un análisis incorrecto (Alderman 2006)).

Esta revisión incluyó ensayos que informaban el crecimiento, el estado nutricional, el rendimiento escolar, y las medidas de cognición.No evalúa integralmente los efectos de los fármacos antihelmínticos sobre los valores de hemoglobina. Gulani y colegas lo hicieron recientemente e informaron un aumento marginal en la media de los valores que podría traducirse en una pequeña reducción (se calcula de 5% a 10%) de la anemia en una población con alta prevalencia de helmintos intestinales(Gulani 2007)).

La versión anterior de esta revisión,Dickson 2000a, generó la retroalimentación de parte de los autores que declararon que el impacto del tratamiento debe ser considerado en el contexto de la intensidad de la infección(Cooper 2000; Savioli 2000). Como respuesta, se estratificaron los ensayos en términos de la categoría de comunidad estimada mediante los métodos de la OMS(Tabla 01). Este hecho refleja el nivel de intensidad o prevalencia de la infección por parásitos en las poblaciones de estudio. Se halló que una dosis única de un fármaco antihelmíntico tiene un efecto significativo sobre la media del cambio de peso en los niños con una alta intensidad o prevalencia inicial de parásitos en comparación con ningún efecto en el grupo con baja intensidad o prevalencia de parásitos.Este hecho coincide con la política de la OMS(WHO 2002), que se basa en la premisa de que es probable que estos grupos se beneficien más con el tratamiento(Anderson 1991; Montresor 2002; WHO 2005)).

Otras personas respondieron a laDickson 2000a versión de esta revisión Cochrane al sugerir que los estudios del tratamiento a corto plazo no pueden evaluar los beneficios a largo plazo del tratamiento regular(Bundy 2000). Sin embargo, en esta actualización, las mejorías a corto plazo observadas en el aumento de peso generalmente no se reprodujeron en los ensayos de dosis múltiples con seguimiento más largo. Este hecho es difícil de explicar.Se ha sugerido que la resistencia a los fármacos antihelmínticos puede ser un factor que limita la efectividad de la eliminación periódica de parásitos(Hotez 2006b). Algunas personas también han cuestionado si el albendazol puede afectar negativamente el crecimiento (Hotez 2006b)).

Algunos diseñadores de políticas afirman que este análisis es irrelevante ya que la finalidad de administrar fármacos antihelmínticos a todos los niños en edad escolar es beneficiar a un pequeño subgrupo con graves infecciones por parásitos;ellos sostienen que en estas circunstancias, la demostración de un efecto en la población es irrelevante.La respuesta a este argumento es que los investigadores impulsan sus estudios para detectar estas diferencias en estos subgrupos y luego analizar sus resultados por la carga de parásitos para evaluar si su hipótesis es correcta.En esta revisión sistemática, el análisis estratificado por los ensayos con relación a la endemicidad de los parásitos indica un efecto en áreas de alta endemicidad para una dosis única, pero no para dosis múltiples.

La esquistosomiasis y la filariasis son infecciones por helmintos que también causan enfermedades. En la práctica, los individuos y las comunidades suelen estar infectados con más de una infección por helmintos y existen en la actualidad movimientos de política internacional para integrar el control de estas infecciones mediante la administración masiva de varios fármacos antihelmínticos de una sola vez(Molyneux 2005)). Sin embargo, es necesario demostrar que un fármaco es efectivo en un parásito particular y sus efectos sobre los seres humanos antes de combinar todos los fármacos en un tratamiento de cestas para todas las infecciones por helmintos, y suponer que son todos efectivos.

Medidas de resultado cognitivas y de rendimiento escolar
Sólo tres ensayos investigaron las medidas de rendimiento escolar(Simeon 1995; Watkins 1996; Hall 2006). Estos tres ensayos hallaron que los fármacos antihelmínticos no utilizaban diferencias estadísticas en comparación con la intervención de control. Ninguno de los ensayos que informaban medidas de resultado cognitivas, a excepción de Nokes 1992, logró demostrar efecto alguno. Los ensayos emplearon diversas pruebas cognitivas, lo que parece reflejar la dificultad inherente a la elección de pruebas de rendimiento cognitivo apropiadas, ya que no existe un conjunto de pruebas que pueda aplicarse en diferentes culturas y contextos y, como señalaMiguel 2004 , se desconocen los mecanismos para cualquier supuesto efecto.Tres de los ensayos estudiaron niños seleccionados sobre la base de altas cargas de parásitos (Kvalsvig 1991i; Nokes 1992; Simeon 1995). Simeon 1995)sugirió que el tratamiento puede ser más beneficioso en niños altamente infectados.

Resumen

  • Un metanálisis de los ensayos indicó que los niños ganaron más peso con una dosis única de un fármaco antihelmíntico, en comparación con los que no recibieron un fármaco antihelmíntico.Sin embargo, se observaron variaciones entre los ensayos, ya que algunos demostraron efectos significativos y otros no detectaron ninguna diferencia. Los antecedentes de intensidad o prevalencia de la infección por helmintos no explicaron las diferencias entre los ensayos.
  • En los ensayos que evaluaban dosis múltiples, 11 midieron los resultados en un año.No se detectaron diferencias significativas en un metanálisis de seis ensayos que examinaban el cambio de peso y de altura.En un ECA en grupos, se hallaron resultados significativos para el peso y la altura en los subgrupos, a favor de la intervención.
  • En los ensayos que evaluaban dosis múltiples, siete ensayos presentaron resultados al cabo de un año o más.Un ECA en grupos mostró un efecto estadísticamente significativo sobre el aumento de peso, pero otros ensayos no mostraron tales efectos, incluidos dos grandes y recientes ECA en grupos.
  • No se ha demostrado ningún efecto sobre el rendimiento escolar o la función cognitiva.


CONCLUSIONES DE LOS AUTORES
Implicaciones para la práctica

  • Los fármacos antihelmínticos utilizados en programas comunitarios específicos pueden ser efectivos con relación al aumento de peso en algunas circunstancias, pero no en otras. Además, no existen pruebas directas de los ensayos para indicar que este hecho dependa de los antecedentes de intensidad o prevalencia de helmintos. Se desconoce si tienen algún efecto sobre el rendimiento escolar o la cognición.
  • Se sugiere que los defensores de la política pongan de manifiesto que las pruebas de investigación han demostrado beneficios en algunas ocasiones y en otras no.Debe permitirse a los promotores de las guías y a los diseñadores de políticas a nivel local, nacional, y mundial que consideren con cautela las pruebas antes comprometerse a invertir los recursos existentes a la prestación de estos programas.

Implicaciones para la investigación

  • Esta intervención es potencialmente importante.El ECA grande, en grupos, y que está actualmente en curso en Lucknow, India (en curso en Lucknow) puede ayudar a identificar si esta intervención vale la pena.
  • Se requieren investigaciones adicionales para determinar los factores que les permitan a los diseñadores de políticas predecir si vale la pena implementar la intervención en una comunidad.
  • Se requieren investigaciones adicionales antes de que los diseñadores de políticas puedan aclarar si la intervención es de beneficio o no en el rendimiento escolar y el crecimiento a largo plazo de los niños.
  • Se recomienda a los autores de los ensayos que presenten los datos de los mismos de acuerdo con las guías CONSORT(Moher 2001)).
  • Los autores de los ECAs en grupos deben informar sus datos al ajustar los efectos de diseño.Se recomiendan ensayos que utilicen las normas actuales de diseño y que se planifiquen juntos para permitir que un metanálisis con datos de pacientes individuales corrija el agrupamiento y ayude a explorar los efectos de acuerdo al subgrupo.


AGRADECIMIENTOS

Los autores desean agradecer a todas aquellas personas que proporcionaron su tiempo y experiencia para realizar comentarios sobre esta revisión. También se agradece a los autores de la versión anterior de esta revisión Cochrane(Dickson 2000a)).

Este documento es resultado de un proyecto que financió el UK Department for International Development (DFID) para beneficio de países en vías de desarrollo. Las opiniones expresadas no son necesariamente las del DFID.


POTENCIAL CONFLICTO DE INTERÉS

Ninguno conocido.


TABLAS

Characteristics of included studies

StudyAdams 1994 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: paired by worm burden
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants only; provider and assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 98% (55/56)
Length of follow up: 2.25 months (9 weeks) 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 55
Inclusion criteria: children in nursery and standard 1 classes of Mvindeni Primary School in Kwale, Kenya; > 500 eggs/g hookworm or > 1000 eggs/g Trichuris or Ascaris; pre-pubertal; > 5 years old
Exclusion criteria: severe anaemia (haemoglobin < 75 g/L) 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Albendazole: 3 x 400 mg doses on 3 consecutive days
2. Identical placebo

Treatment strategy: screened children then randomized and treated infected children 
Outcomes1. Mean weight post-treatment
2. Mean change in weight post-treatment
3. Mean height post-treatment
4. Mean change in height post-treatment
5. Mean mid-upper arm circumference
6. Mean change in mid-upper arm circumference
7. Mean triceps skinfold thickness
8. Mean change in triceps skinfold thickness
9. Mean subscapular skinfold thickness
10. Mean change in subscapular skinfold thickness
11. Mean haemoglobin post-treatment
12. Activity levels (a measure of gross motor activity of legs)
13. Self rating of appetite

Not included in review: helminth prevalence and intensity (arithmetic and geometric mean eggs/g); baseline and post-intervention values for arm muscle area and arm fat area; Z-scores for weight, height, weight-for-height, mid-upper-arm circumference, triceps skinfold, subscapular, arm muscle, and arm fat area 
NotesLocation: Kenya
Community category: 1 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyAlderman 2006 
MethodsCluster-randomized controlled trial
Generation of allocation sequence: coin toss
Allocation concealment: unclear
Blinding: none
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 75% 27,995/37,165
Length of follow up: 3 years 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 27,995 in 48 clusters
Age range: 1 to 7 years
Inclusion criteria: children aged 1 to 7 in 50 parishes in Uganda selected by the government on the basis that around 60% of children aged 5 to 10 years in these parishes were infected with intestinal nematodes
Exclusion criteria: sick children 
InterventionsMultiple dose versus no treatment
1. Albendazole: 400 mg tablet (Zentel, GSK) every 6 months, although in the event a year elapsed between the first and second treatment round; given in conjunction with a child health package including vaccinations, vitamin A, and health promotion
2. Child health package including vaccinations, vitamin A, and health promotion

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean change in weight post-treatment 
NotesLocation: Uganda
Community category: 2

Weight gain does not take into account the effects of cluster randomization (correspondence with author) 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyAwasthi 1995 
MethodsCluster-randomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 87% (3514/3999)
Length of follow up: 2.5 years 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 3514
Age range: 1 to 4 years
Inclusion criteria: children aged 1 to 4 from 50 randomly selected urban slums in Lucknow
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Albendazole plus placebo: 400 mg albendazole plus 2 mL vitamin A every 6 months
2. Placebo: 2 mL vitamin A every 6 months

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean change in weight post-treatment
2. Mean change in height post-treatment
3. Death 
NotesLocation: India
Community category: 3

Means of cluster means used in analysis; details of correspondence from previous review suggest that trial ongoing; data for 3-year follow up are provided from R Dickson's correspondence with the author for the Dickson 2000 Cochrane Review, but the loss to follow up is very high: only 24% analysed 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyAwasthi 2000 
MethodsQuasi-randomized controlled trial
Generation of allocation sequence: 32 clusters randomly selected, and then children allocated to a serial number; those with odd or non-zero ending numbers were assigned to placebo
Allocation concealment: not concealed
Blinding: participants only; provider not blinded; assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 98% (1045/1061)
Follow up: 2 years 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 1045
Age range: 1.5 to 3.5 years
Inclusion criteria: children living in 32 randomly selected urban slums; registered with an Anganwadi worker (health worker); between 1.5 to 3.5 years of age
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Albendazole powder: 600 mg every 6 months for 2 years
2. Placebo: calcium powder

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean weight post-treatment
2. Mean change in weight post-treatment
3. Mean height post-treatment
4. Mean change in height post-treatment
5. Developmental status (Denver Questionnaire): reported as proportion with normal development

Not included in review: prevalence of underweight and stunting over 2 years as defined by Z-scores, haemoglobin (visual colour estimation), stool examination (non-concentration method), incidence of illness, and death 
NotesLocation: India
Community category: 3 
Allocation concealmentC - Inadequate 
StudyAwasthi 2001 
MethodsCluster-randomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: none
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 83% (1672/2010)
Length of follow up: 1.5 years 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 124 slums randomized containing 1672 children
Inclusion criteria: clusters selected if they have functional community workers in slum areas of Lucknow; within each cluster, children recruited if aged between 0.5 and 1 year, on basis of survey register held by each worker of their particular area
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Albendazole plus placebo: albendazole suspension (concentration not stated) (Zentel, SZB) every 6 months and 100,000 units of vitamin A every 6 months
2. Placebo: 100,000 units of vitamin A every 6 months

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean weight post-treatment
2. Mean change in weight post-treatment
3. Mean height post-treatment
4. Mean change in height post-treatment (not used due to question over quoted standard error)

Not included in review: stool smear for Ascaris prevalence on a subsample of the group; death rates 
NotesLocation: India
Community category: 3

Means of cluster means used in analysis. The results (weight gain) in the abstract differ from the text 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyBeach 1999 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: random-numbers table
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants, provider, and assessors
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 88.4% (853/965)
Length of follow up: 4 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 853
Inclusion criteria: all children attending 5 schools (grades 1 to 4)
Exclusion criteria: haematocrit < 22% 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Albendazole: 400 mg (SmithKlineBeecham, Philadelphia or generic BeltaPharm, Milan)
2. Ivermectin: 200 to 400 µg/kg (mean 282.7 µg/kg) (Merck, West Point, PA)
3. Albendazole plus ivermectin
4. Placebo: 250 mg vitamin C

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Height
2. Weight
3. Stool examination for helminth prevalence and intensity (geometric mean)
4. Haematocrit 
NotesLocation: Haiti
Community category: 3

Results presented in a stratified analysis as per individual infection: disaggregated results not presented; measures of error not given in tables 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyDonnen 1998 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 86% (311/358)
Length of follow up: 1 year 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 222
Inclusion criteria: children aged 0 to 72 months eligible on discharge from hospital where primary cause for admission is malnutrition
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsMultiple doses versus placebo and no treatment
1. Mebendazole: 500 mg at start and every 3 months
2. Placebo: 60 mg vitamin A at start and 3 months
3. No treatment

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean weight post-treatment
2. Mean change in weight post-treatment
3. Mean height post-treatment
4. Mean change in height post-treatment
5. Mean mid-upper arm circumference
6. Mean change in mid-upper arm circumference

Not included in review: vitamin A levels; Z-scores for height-for-age, weight-for-age, weight-for-height (NCHS reference); egg counts (eggs/g: Kato Katz method) 
NotesLocation: Zaire
Community category: 1

Unadjusted data not provided in original paper; results of multiple-regression models presented on basis of stratifications into vitamin A status and sex; results in meta-analysis from R Dickson's correspondence with author when preparing the Dickson 2000 Cochrane Review 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyDossa 2001 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: unclear for participants, provider, and assessor, but described as "double-blind"
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 79% (140/177)
Length of follow up: 10 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 65
Inclusion criteria: children aged 3 to 5 years; not acutely unwell
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Albendazole plus iron: 200 mg albendazole per day for 3 consecutive days repeated 1 month later plus iron placebo
2. Placebo: iron
3. Albendazole: 200 mg per day for 3 consecutive days repeated 1 month later plus iron placebo
4. Placebo plus placebo

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean change in weight post-treatment
2. Mean change in height post-treatment
3. Mean change in mid-upper arm circumference
4. Mean change in triceps skinfold thickness
5. Mean haemoglobin post-treatment

Not included in review: weight-for-height Z-score and height-for-age Z-score at 3 and 10 months (both after 2 doses)
Not included in review

Measured but not reported: Z-scores for weight-for-height, height for age using NCHS reference data; egg count (arithmetic and geometric mean); prevalence, intensity; food intake over 3 days in subset at end of trial (not at baseline) 
NotesLocation: Benin
Community category: 2 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyFox 2005 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: random-number table
Allocation concealment: centrally coded allocation system broken after baseline measures taken
Blinding: described as double blind; provider unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 97% (626/646)
Length of follow up: 6 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 626
Inclusion criteria: children aged 5 to 11 years attending any of 12 primary schools in Haiti where no other deworming activity was taking place
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsSingle dose versus placebo:
1. Albendazole 400 mg
2. Placebo (250 mg vitamin C tablet)
3. Albendazole 400 mg plus single dose of 6 mg/kg diethylcarbamazine (DEC)
4. Placebo plus placebo (2 x 250 mg vitamin C tablets)

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Weight: final and change in weight
2. Height: final and change in height
3. Adverse effects

Not included in review: worm intensity and prevalence; microfilarial density 
NotesLocation: Haiti
Community category: 2

Weight and height outcomes are only presented for a subgroup of children infected with Trichuris 
Allocation concealmentA - Adequate 
StudyFreij 1979i 
MethodsQuasi-randomized controlled trial: boys matched into pairs of equal age and nutritional status
Generation of allocation sequence: not described
Allocation concealment: unclear
Blinding: described as double blind
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 100% (13/13)
Length of follow up: 28 days 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 13
Inclusion criteria: boys attending mother and child clinic with Ascaris on stool smear; aged 1.5 to 5 years with no history of diarrhoea for preceding 2 weeks; no fever; no respiratory symptoms; no signs of severe disease
Exclusion criteria: children diagnosed with other parasites; excluded girls to eliminate the contamination of samples with urine 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Piperazine: 3 g single dose
2. Placebo syrup: single dose

Treatment strategy: screened children then randomized and treated infected children 
Outcomes1. Weight
2. Mid-upper arm circumference
3. Triceps skinfold thickness

Not included in review: Ascaris worm count 
NotesLocation: Ethiopia
Community category: unclear

The authors mention that boys were matched in pairs so that if there were drop outs they could be replaced. They do not indicate if there were any drop outs. Standard deviations calculated from individual data

Freij 1979i and Freij 1979ii were reported in the same article 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyFreij 1979ii 
MethodsQuasi-randomized controlled trial: children divided into groups similar for age and nutritional status
Generation of allocation sequence: not described
Allocation concealment: unclear
Blinding: described as double blind
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 100% (44/44)
Length of follow up: 34 days 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 44
Inclusion criteria: 92 children 1 to 5 years from a community morbidity study 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Piperazine: 3 g/day for 2 days
2. Placebo: for 2 days

Treatment strategy: screened children then randomized and treated infected children 
Outcomes1. Mid-upper arm circumference
2. Morbidity

Not included in review: weight in % of Harvard standard; authors had intended to measure bicep and tricep skinfolds, but staff were unable to take these measurements 
NotesLocation: Ethiopia
Community category: 3

Freij 1979i and Freij 1979ii were reported in the same article 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyGarg 2002 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: computer-generated list of random numbers
Allocation concealment: drugs kept in envelope until after baseline assessment
Blinding: assessor; participants unclear; provider not blinded
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 93% (347/370)
Length of follow up: 6 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 347
Inclusion criteria: sick children 2 to 4 years old presenting to 3 government health centres in Bungamo district, without palmar pallor
Exclusion criteria: children with palmar pallor 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Mebendazole: 500 mg (Vermox, Janssen, Belgium)
2. Placebo: sucrose starch capsule

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean weight post-treatment
2. Mean change in weight post-treatment
3. Mean height post-treatment
4. Mean change in height post-treatment
5. Mean haemoglobin post-treatment
6. Mean change in haemoglobin post-treatment

Not included in review: Z-scores for weight-for-age, height-for-age, and weight-for-height; egg count (formol-ethyl acetate concentration method) in categories of intensity 
NotesLocation: Kenya
Community category: 3 
Allocation concealmentA - Adequate 
StudyGreenberg 1981 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants; described as double blind; provider and assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 82% (152/185)
Length of follow up: 11 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 152 aged 1.5 to 8 years
Inclusion criteria: children aged 1.5 to 8 years living in Nandipara, Bangladesh; 50% entered into study; only those who provided stool sample and had anthropometric measurements taken at first visit entered
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Piperazine citrate: 80 mg/kg added to flavoured syrup; 2 doses in 2-week period
2. Placebo: syrup only

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Cure rates
2. Reinfection rates
3. Weight-for-height
4. Height-for-age (NCHS reference)
5. Weight-for-age (graphically)
6. Other measured parameters not reported: weight; height; triceps skinfold thickness; mid-upper arm circumference; chest circumference; abdominal girth; egg counts (Dunn's method); prevalence; triceps skinfold for age; mid-upper arm circumference for age (Tanner reference charts) 
NotesLocation: Bangladesh
Community category: 1

Groups stratified by intensity of Ascaris infection 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyHadju 1996 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: "by descending A. lubricoides egg count"
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants; described as double blind; provider and assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 85% (64/75)
Length of follow up: 1.75 months (7 weeks) 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 64
Inclusion criteria: boys aged 6 to 10 years attending second grade at 3 primary schools; completed assessment and provided a stool sample; randomized by descending hookworm count (all treated)
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Pyrantel palmoate: 10 mg/kg
2. Placebo

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean weight post-treatment
2. Appetite: consumption test (mL porridge) and self assessment

Not included in review: egg counts arithmetic and geometric means (Kato-Katz); weight-for-age (NCHS reference) 
NotesLocation: Indonesia
Community category: 1

Large drops in geometric mean egg counts in placebo noted 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyHadju 1997 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: "by sex and egg count"
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants and provider; assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 65% (330/507)
Length of follow up: 12 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 330; mean age 8.3 years
Inclusion criteria: all primary school children in grades 1, 2, and 3 in 2 schools in slum areas in Indonesia; randomized according to Ascaris egg count and age
Exclusion criteria: children > 11; signs of puberty; signs of severe protein energy malnutrition 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Pyrantel pamoate: 10 mg/kg
2. Pyrantel pamoate: 10 mg/kg repeated at 6 months
3. Albendazole: 400 mg
4. Albendazole: 400 mg repeated at 6 months
5. Placebo

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Stool (Kato-Katz) prevalence and intensity
2. Weight
3. Height
4. Mid-upper arm circumference
5. Z-scores: weight-for-age, height for age, weight-for-height, and mid-upper arm circumference

Results of multivariate analysis using Z-scores presented and could not be used in meta-analysis; unadjusted results not reported 
NotesLocation: Indonesia
Community category: 1

Placebo group showed an unexplained drop in egg counts at the 3-month exam 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyHall 2006 
MethodsCluster-randomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): unclear; 80 schools containing 56,444 pupils randomized, and those from class 3 used in study
Length of follow up: 2 years 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 80 schools randomized containing 2659 children in class 3
Mean age: 104.5 months
Inclusion criteria: children from class 3 and born in 1990 of 80/81 schools in the Red River delta of north Vietnam 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Albendazole (GlaxoSmithKline): 400 mg every 6 months and 200,000 IU retinol after first 6 months only
2. Retinol: 200,000 IU after first 6 months followed by inert placebo every 6 months

Treatment strategy: randomized and treated all children 
OutcomesMeasured:
1. Hookworm, Trichuris, and Ascaris prevalence
2. Eggs/g faeces
3. Weight and height 
NotesLocation: Vietnam
Community category: 1

It is unclear what is meant by "randomization was adjusted so that there were equal numbers of schools in each district of the study group". It is also appears as if the analysis has not taken into account the effects of cluster randomization 
Allocation concealmentD - Not used 
StudyKloetzel 1982 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants only; provider and assessor unclear (described as double blind)
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): unclear (337 analysed)
Length of follow up: 10 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 337; unclear how many randomized; aged 1 to 8 years old
Inclusion criteria: enlisted from 9 rural communities in Pariquera-Acu state of S. Paulo
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Mebendazole: 100 mg twice per day for 3 days
2. Placebo

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Weight
2. Height
3. Head, chest, and mid-arm circumference
4. Triceps skinfold
5. Stool egg counts (Kato-Katz) 
NotesLocation: Cameroon
Community category: 1

Results reported as changes in nutritional status grouped into 3 categories: improved, deteriorated, no change (unclear on basis of which parameter), and proportions compared 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyKoroma 1996 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 76% (187/247)
Length of follow up: 6 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 187
Inclusion criteria: selected (unclear how) urban and rural school primary children aged 6 to 10 years
Exclusion criteria: not stated 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Albendazole: 400 mg
2. Placebo

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Prevalence and intensity (arithmetic mean eggs/g)
2. Z-scores (no reference category stated): weight-for-height, weight-for-age, and height-for-age 
NotesLocation: Sierra Leone
Community category: 2 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyKruger 1996 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 72% (179/247)
Length of follow up: 11 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 74 aged 6 to 8 years
Inclusion criteria: 65 pupils in first year of school randomly selected from each of 5 primary schools; schools included in a feeding scheme
Exclusion criteria: age > 9 years; current use of iron supplements; inclusion in an iron fortification trial; infection (raised white cell count) 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Albendazole: 2 x 200 mg repeated at 4 months, daily unfortified soup
2. Placebo: daily unfortified soup
Also: whole population
3/5 schools also allocated soup fortified with 20 mg elemental iron per day, and 100 mg vitamin C for 6 months; unclear whether this intervention was cluster randomized. All schools taking part in feeding programme providing bread, soup, and peanut butter to all pupils

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean change in weight post-treatment
2. Mean change in height post-treatment
3. Mean change in haemoglobin post-treatment

Not included in review: other iron indices; stool egg counts (Visser filter method); Z-scores for weight-for-age, height for age, and weight-for-height 
NotesLocation: South Africa
Community category: 3

In the Dickson 2000 Cochrane Review, the data were combined irrespective of the possible confounding effects of iron allocation; data extracted for albendazole-iron placebo versus placebo-placebo groups only for this review
Data stratified by baseline iron stores into 2 groups that were combined for meta-analysis 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyKvalsvig 1991i 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): unclear
Length of follow up: 1 month 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: unclear; age range unclear
Inclusion criteria: most severely infected 100 children in a primary school
Exclusion criteria: children with schistosomiasis 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Mebendazole: 500 mg
2. Placebo

Treatment strategy: screened children then randomized and treated infected children 
Outcomes1. Cognition tests: card sorting task (coloured cards; cancellation task - striking out of letter 's' in text, number done in a period)

Not included in review: height; weight at baseline; standardized using NCHS standards; stool examination (intensity index designed for this trial); no growth outcomes reported that can be used in the review 
NotesLocation: South Africa
Community category: 1

No data used in meta-analysis since standard deviations not provided 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyLai 1995 
MethodsQuasi-randomized controlled trial
Generation of allocation sequence: block assignment design by school, then by sex, then by presence of worms as none, light, or moderate/heavy, and then by rank order of body weight in the group; used odd and even numbers; in urban area the odd numbered children were assigned to treatment; in the peri-urban area the even numbered children were assigned to the treatment group
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants only
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 89% (314/353)
Length of follow up: 2 years 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 314
Inclusion criteria: school children aged 8 who provided a stool sample
Exclusion criteria: concurrent illness; anthelminth treatment in previous 3 months 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Mebendazole plus pyrantel: 100 mg mebendazole and 200 mg pyrantel every 3 months for 2 years
2. Placebo: every 3 months for 2 years

Treatment strategy: randomized and treated all children 
OutcomesMeasured:
1. Hookworm, Trichuris, and Ascaris prevalence
2. Eggs/g faeces
3. Weight and height 
NotesLocation: Malaysia
Community category: 1

No data used in meta-analysis since standard deviations not provided 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyMichaelsen 1985 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 53% (121/228)
Length of follow up: 5 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 121 for growth outcomes; age range 5 to 14 years
Inclusion criteria: children from a school identified as having high prevalence of hookworm on the basis of a previous survey
Exclusion criteria: children with height above 137 cm girls and 145 cm for boys since these were the upper limits in the reference ranges 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Tetrachloroethylene: 0.1 mL/kg (max 5 mL dose)
2. Placebo: children's cough medicine

Treatment strategy: randomized and treated all children 
OutcomesMeasured:
1. Stool: prevalence in subgroup
2. Haemoglobin
3. Weight
4. Height
5. Weight-for-height (WHO reference median 1983)

Reported:
1. Stool prevalence (graph) with 95% confidence intervals
2. Haemoglobin mean and difference (no SD)
3. Weight-for-height %, mean and difference (no SD) 
NotesLocation: Botswana
Community category: 1 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyNokes 1992 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants; described as double blind; provider and assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 73% (103/140)
Length of follow up: 2.25 months (9 weeks) 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 103; age range 9 to 12 years
Inclusion criteria: children from 3 schools in Mandeville; Trichuris egg counts > 1900, but low hookworm counts on 2 occasions before the trial separated by 3 months
Exclusion criteria: twins; severe illness; physical handicaps; neurological disorders 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Albendazole: 400 mg daily for 3 days (SmithKlineBeecham)
2. Placebo: identical

Treatment strategy: screened children then randomized and treated infected children 
Outcomes1. School attendance
2. Cognitive tests: digit span forwards/backwards; arithmetic and coding from Wechsler Intelligence Scale for Children; fluency and listening comprehension from the Clinical Evaluation of Language functions; and matching familiar figures test

Not included in review: stool egg counts at baseline and 10 days (prevalence and arithmetic mean); height and weight (expressed as % NCHS standard) iron status; school attendance; IQ; socioeconomic status; educational opportunity measures at baseline

Outcomes not reported: growth outcomes at 9 weeks cited as too short a follow-up period to demonstrate a change 
NotesLocation: Jamaica
Community category: 1

There was an infected placebo group and an "uninfected control group" 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyPalupi 1997 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants; described as double blind; provider and assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 97% (289/299)
Length of follow up: 9 weeks (2.25 months) 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 191
Inclusion criteria: children ages 2 to 5 years registered at village health centres
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Albendazole: 400 mg plus 30 mg elemental iron weekly
2. Elemental iron: 30 mg weekly

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean change in weight post-treatment
2. Mean change in height post-treatment
3. Mean change in haemoglobin post-treatment
4. Mean haemoglobin post-treatment

Not included in review: Z-scores for height-for-age, weight-for-age, and weight-for-height (NCHS reference) 
NotesLocation: Java, Indonesia
Community category: 2 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyRousham 1994 
MethodsCluster-randomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants described as double blind; provider and assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 94% (1402/1476)
Length of follow up: 18 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 1402
Inclusion criteria: children ages 2 to 6 years from 13 villages surrounding a mother and child health centre; subgroup living in 8 villages within waking distance of health centre analysed for additional outcomes
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Mebendazole: 500 mg (Janssen) every 2 months
2. Placebo
3. Pyrantel pamoate and mebendazole: initial dose of 10 mg/kg pyrantel pamoate (Combantrin, Pfizer, UK) then mebendazole 500 mg bimonthly for 8 months (4 doses)

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. ANOVAs for change in Z-scores for Z-scores for height-for-age, weight-for-age, and weight-for-height (NCHS reference)
2. Change in mid-upper arm circumference at 6, 12, and 18 months (no SD)
3. Other outcomes measured but not reported: height; weight; stool examination for prevalence and intensity in subgroup (eggs/g: modified sedimentation technique); subgroup also analysed for intestinal permeability, albumin, alpha-1-antichymotrypsin, total protein every 2 months 
NotesLocation: Bangladesh
Community category: 1

No adjustment made for cluster randomization 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudySarkar 2002 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: unclear
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants described as double blind; provider and assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 94% (81/85)
Length of follow up: 4 months (16 weeks) 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 81
Inclusion criteria: children ages 2 to 12 living in Mirpur slum infected with Ascaris
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Pyrantel pamoate: 11 mg/kg (Combantrin, Pfizer, Bangladesh)
2. Placebo

Treatment strategy: screened children then randomized and treated infected children 
Outcomes1. Mean change in weight post-treatment
2. Mean weight post-treatment
3. Mean change in height post-treatment
4. Mean height post-treatment

Not included in review: median % weight-for-age, weight-for-height, and height-for-age 
NotesLocation: Bangladesh
Community category: 1 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudySimeon 1995 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: random-numbers table
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants described as double blind; provider and assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 96% (392/407)
Length of follow up: 6.5 months (26 weeks) 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 392; age range 6 to 12 years
Inclusion criteria: children in grades 2 to 5 of 14 schools in Jamaica with intensities of Trichura > 1200 eggs/g
Exclusion criteria: children with mental handicaps identified by their teachers 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Albendazole: 800 mg (400 mg in each of 2 days), repeated at 3 months and 6 months
2. Identical placebo

Treatment strategy: screened children then randomized and treated infected children 
Outcomes1. Main study (264 children)
Wide range achievement test: reading, arithmetic, and spelling subtests; school attendance from children with class registers pre- and post-intervention, height-for-age Z-score, body mass index pre- and post-intervention
2. Subgroup 1 (189 infected children from original population)
Digit span; verbal fluency test; visual search; number choice; French vocabulary learning
3. Subgroup 2 (97 children from grade 5)
French learning; digit spans (forward and backward); Corsi block span; verbal fluency; picture search; silly sentences

Other outcomes measured but not reported: stool at baseline and at 8 weeks after second treatment round (Kato): prevalence and intensity, weight, height, Z-scores (NCHS standard) 
NotesLocation: Jamaica
Community category: 1 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyStephenson 1989 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: "at random within sex"
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants and assessor only; provider unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 88% (150/171)
Length of follow up: 6 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 150
Inclusion criteria: all available children in lower grades (standards 1 and 2) in Mvindeni Primary School, Kwale district (unscreened); subgroup of 36 boys chosen; haemoglobin > 8; willing to co-operate in physical tests; pre-pubertal
Exclusion criteria: haemoglobin < 8 
InterventionsSingle dose versus placebo
1. Albendazole: 2 x 200 mg (SmithKline and French)
2. Placebo: identical

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean weight post-treatment
2. Mean change in weight post-treatment
3. Mean height post-treatment
4. Mean change in height post-treatment
5. Mean mid-upper arm circumference
6. Mean change in mid-upper arm circumference
7. Mean triceps skinfold thickness
8. Mean change in triceps skinfold thickness
9. Mean subscapular skinfold thickness
10. Mean change in subscapular skinfold thickness

Not included in review: all above converted to % median for sex and age; prevalence and mean egg counts (arithmetic and geometric means); Harvard Step Test heart rates and score for subgroup 
NotesLocation: Kenya
Community category: 1 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyStephenson 1993 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: "at random within sex by descending hookworm egg count"
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants and assessor only; provider unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 86% (284/328)
Length of follow up: 3.6 months (subgroup) and 8.2 months (main study) 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 284
Inclusion criteria: all school children (unscreened) in grades 1 to 5 in Mvindeni Primary School
Subgroup (53 analysed) of 60 boys chosen because haemoglobin > 80 g/L, willing to cooperate in physical tests and appetite tests, pre-pubertal, infected with at least 1 of helminths (screened), hookworm < 20,000 eggs/g; hookworm or Trichuris count > 1000 eggs/g or Ascaris > 4000 eggs/g
Exclusion criteria: Severe anaemia (haemoglobin < 75 g/L) 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Albendazole (single dose) plus placebo: 600 mg (3 x 200 mg) SmithKline Beecham at outset, identical placebo at 3.6 months
2. Albendazole (multiple doses): single dose 600 mg repeated at 3.6 months
3. Placebo: identical placebo

Treatment strategy: randomized and treated all children (but infected children for appetite/activity outcomes) 
Outcomes1. Mean weight post-treatment
2. Mean change in weight post-treatment
3. Mean height post-treatment
4. Mean change in height post-treatment
5. Mean mid-upper arm circumference
6. Mean change in mid-upper arm circumference
7. Mean triceps skinfold thickness
8. Mean change in triceps skinfold thickness
9. Mean subscapular skinfold thickness
10. Mean change in subscapular skinfold thickness
11. Mean haemoglobin post-treatment
12. Mean change in haemoglobin post treatment

Not included in review: prevalence, eggs/g: geometric and arithmetic mean; converted to percentage of median for age and sex using NCHS references; % weight-for-age, % height for age; % weight-for-height; % arm circumference for age; % triceps for age; % subscapular for age; Harvard Step Test; appetite (self-rating and snack consumed intake in kilojoules); haemoglobin 
NotesLocation: Kwale, Kenya
Community category: 1 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyStoltzfus 1997 
MethodsCluster-randomized controlled trial
Generation of allocation sequence: from each of the 4 districts, 3 schools randomly selected and then allocated
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants only; provider and assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 84% (3063/3605)
Length of follow up: 12 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 3063; mean age 10.5 years
Inclusion criteria: children in grades 1 to 5 from 12 randomly selected schools on Pemba island; only grades 1 to 4 included in evaluation of nutritional effect
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Mebendazole: 500 mg twice yearly
2. Mebendazole: 500 mg 3 times a year
3. Placebo

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Weight gain
2. Height gain
3. Change in haemoglobin at 12 months
Estimates are provided from multiple regression models taking into account various baseline differences for 2 subgroups above and below 10 years old. Unadjusted outcomes not presented. (These 2 groups were combined in the Dickson 2000 Cochrane Review.)

Other outcomes measured but not reported: micronutrient status (blood) for protoporphyrin and serum ferritin; stool egg count (Kato-Katz); Z-scores for height-for-age and weight-for-height; body mass index 
NotesLocation: Zanzibar, Tanzania
Community category: 1

Appropriate adjustment made for cluster randomization using general estimating equation 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyStoltzfus 2001 
MethodsRandomized control trial (factorial design)
Generation of allocation sequence: "blocks of 4"
Allocation concealment: pills in bottles with unique treatment codes, assigned by 1 investigator, codes kept in sealed envelopes
Blinding: participants and provider; assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 52% (359/684 = 52%)
Length of follow up: 12 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 359 in mebendazole arm aged 6 to 59 months
Inclusion criteria: all children in Kengeja village, with age reported as 3 to 56 months by parents; 3 months before planned start of trial (pre-school children)
Exclusion criteria: severe anaemia (< 70 g/L) 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Mebendazole: 500 mg given every 3 months at home visits
2. Placebo: identical

Treatment strategy: randomized and treated all children

Both groups also received: 0.5 mL ferrous sulfate (20 mg/mL); 10 mg iron daily for 1 year or placebo as per factorial design 
Outcomes1. Cognitive outcomes: motor and language development by parents reporting gross motor and language milestones using scoring system developed specifically for the trial
2. Anthropometric measures presented in a stratified manner: (< 30 months, > 30 months), and presented as proportion of children with small arm circumference, mild wasting, and stunting
3. Proportion of children with poor appetite, and proportion with severe anaemia are presented for the whole group
4. Iron indices (not disaggregated, independent of the iron randomization)

Not included in review: prevalence and egg counts (no SD/SEM); motor and language scores (results of multiple regression and correlations; raw data not reported)

Others measured but not reported: stool (Kato-Katz); weight; height; haemoglobin; malaria film; ferritin; appetite as reported by mothers 
NotesLocation: Zanzibar, Tanzania
Community category: 2

Factorial design, with households randomized to iron, random allocation of mebendazole by child, stratified by iron allocation and age grouped households. An iron with mebendazole treatment term was tested in all regression models, but it did not reach significance 
Allocation concealmentA - Adequate 
StudySur 2005 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: computer-generated random numbers sequence
Allocation concealment: identical coded bottles
Blinding: participants, provider, and assessor
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 97% (683/702)
Length of follow up: 12 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 683
Inclusion criteria: all children aged 2 to 5 in slum area of Tiljala identified and enrolled
Exclusion criteria: major illnesses; birth defects; and unwillingness to participate 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Albendazole: 400 mg in a vitamin B complex base liquid; repeated at 6 months
2. Placebo: vitamin B complex base

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean weight post-treatment (presented graphically)

Other outcomes measured but not reported: stool samples from random sample of 30% (formalin concentration technique) for prevalence of Ascaris; weight-for-age; diarrhoeal episodes 
NotesLocation: India
Community category: 2 
Allocation concealmentA - Adequate 
StudyWatkins 1996 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: "stratified by gender and age"
Allocation concealment: unclear
Blinding: participants and provider; assessor unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 90% (226/250)
Length of follow up: 6 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 226 for growth outcomes, reduced for cognitive outcomes; age 7 to 12 years
Inclusion criteria: children attending grades 1 to 4 in primary schools in the Guatemala highlands
Exclusion criteria: > 12 years; deworming medicine in last year 
InterventionsMultiple doses versus placebo
1. Albendazole: 2 x 200 mg at baseline and 12 weeks
2. Placebo: identical at baseline and 12 weeks

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Mean weight post-treatment
2. Mean change in weight post-treatment
3. Mean height post-treatment
4. Mean change in height post-treatment
5. School performance: attendance rates of children actively attending school, dropout rates
6. Mean mid-upper arm circumference
7. Mean change in mid-upper arm circumference
8. Cognitive tests: Interamerican vocabulary test, Interamerican reading test, Peabody picture vocabulary test

Not included in review: egg counts (Kato-Katz: arithmetic and geometric mean); Z-scores (NCHS-CDC-WHO reference) for weight-for-age, change in weight-for-age, height, change in height, height-for-age, change in height-for-age, weight-for-height, and change in height-for-age 
NotesLocation: Guatemala
Community category: 1 
Allocation concealmentB - Unclear 
StudyWillett 1979 
MethodsRandomized controlled trial
Generation of allocation sequence: random-numbers table; "stratified by sex and age"
Allocation concealment: unclear
Blinding: described as double blind; participants and assessor only; provider unclear
Inclusion of all randomized participants (number evaluable/number randomized): 78% (268/341)
Length of follow up: 12 months 
ParticipantsNumber analysed for primary outcome: 268; age range 6 to 91 months
Inclusion criteria: pre-school children from Ubiri village who attended clinic and produced a stool sample
Exclusion criteria: none stated 
InterventionsMultiple doses
1. Levamisole syrup: 2.5 mg/kg every 3 months
2. Flavoured sucrose syrup: every 3 months

Treatment strategy: randomized and treated all children 
Outcomes1. Growth rates in both groups, and subgroup of those infected; these have been corrected for various factors using analysis of covariance (unadjusted data are not reported and the growth rates are not presented with any measure of variance)

Measured but not reported: height; length; stool egg count in subgroup (Kato method); growth rates using least square method 
NotesLocation: Tanzania
Community category: 2 
Allocation concealmentB - Unclear 

CI: confidence interval; Community category: a measure of the prevalence and intensity of infection (see Table 02); NCHS: National Center for Health Statistics: SD: standard deviation; SEM: standard error of the mean



Characteristics of excluded studies

StudyReason for exclusion
Bhargava 2003 Treatment regimen comprised of albendazole for geohelminths and praziquantel against schistosomiasis versus placebo 
Boivin 1993 Factorial-designed randomized controlled trial with children allocated to deworming and iron supplementation, and in which the analysis compares the results for the levamisole and iron group against all the other groups combined. (Included in the Dickson 2000 Cochrane Review.) 
Cooper 2006 Study of allergy with no nutritional or cognitive outcomes 
Cowden 2000 Not a randomized controlled trial 
Diouf 2002 Intervention comprised mebendazole, vitamin A, and iron supplementation metronidazole as a combined intervention versus placebo 
Evans 1986 Treatments randomized, but some placebo groups accessed treatment. Analysis was by the treatment received, and randomization was ignored. (Included in the Dickson 2000 Cochrane Review.) 
Fernando 1983 2 villages allocated to treatment or no treatment on the basis of a coin toss. Essentially a cluster-randomized trial with 2 large clusters. (Included in the Dickson 2000 Cochrane Review, which reported that no conclusions could be drawn from the results due to selective reporting.) 
Friis 2003 Combined treatment regimen albendazole for geohelminths and praziquantel for Schistosoma mansoni versus placebo 
Gupta 1982 Children randomly divided into 4 groups, "taking care that age distribution was similar in each group". The 4 groups were then allocated 1 of 4 different single treatment regimens; no details given. We excluded trials in communities with only 2 units of allocation 
Hadidjaja 1998 Cluster-randomized controlled trial with 2 units of allocation to mebendazole and placebo. Authors stated that there were differences in environmental sanitary conditions in the clusters. (Included in the Dickson 2000 Cochrane Review, but it was noted that the groups were not comparable and there was high loss to follow up.) 
Jinabhai 2001a Treatment regimen comprised of albendazole for geohelminths and praziquantel against schistosomiasis versus placebo 
Jinabhai 2001b Treatment regimen comprised of albendazole for geohelminths and praziquantel against schistosomiasis versus placebo 
Kvalsvig 1991ii Incomplete data on the number of children in each arm of the trial. The researchers were unable to re-test children due to major floods in the area 
Miguel 2004 Treatment regimen comprised of albendazole for geohelminths and praziquantel against schistosomiasis versus placebo 
Pollitt 1991 Not described as randomized; conference proceedings 
Taylor 2001 Treatment regimen albendazole for geohelminths and praziquantel for Schistosoma haematobium versus placebo 
Thein-Hlaing 1991 3/11 intervention villages were not randomly allocated, and unclear how intervention and control villages were allocated as there is a large imbalance (8 intervention and 13 non-intervention villages) 
Yang 2003 Did not consider growth or cognitive outcome measures 

Characteristics of ongoing studies

StudyAlam 2006 
Trial name or title"Relative efficacy of two regimens of ante-helminthic treatment" 
ParticipantsTotal enrolment: 200
Inclusion criteria: age 2 to 5 years; not suffering from serious chronic illness; stool test positive for soil-transmitted helminths; not taken any anthelminthic drug in previous 6 months; parents/guardian agree their child's participation
Exclusion criteria: age < 2 years and > 5 years; stool test negative for any intestinal helminth; suffering from serious chronic illness; parents/guardian not willing to give consent for their child's participation; if he/she receives any anthelminthic drug after survey but before the study interventions 
Interventions1. Conventional treatment of 400 mg of albendazole in a single dose at 6-month interval
2. Intervention group: 400 mg of albendazole in a single-dose treatment at 3-month interval 
OutcomesPRIMARY
1. To determine the relative efficacy of de-worming at every 3 months versus every 6 month single dose of albendazole treatment

SECONDARY
2. To compare additional morbidity information such as diarrhoeal diseases, respiratory tract infections, nutritional status and E. histolytica associated morbidity between 2 groups 
Starting dateNot yet recruiting 
Contact informationMohammad M Alam MBBS, Principal Investigator, ICDDR,B: Centre for Health and Population Research, masud_icddrb@yahoo.com 
ClinicalTrials.gov identifier: NCT00367627

Sources of support: International Centre for Diarrhoeal Disease Research, Bangladesh (sponsor) 
StudyLucknow ongoing 
Trial name or titleCluster-randomized controlled trial in Lucknow, India 
ParticipantsDetails unavailable 
InterventionsDetails unavailable 
OutcomesDetails unavailable 
Starting dateDetails unavailable 
Contact informationDetails unavailable 
Details unavailable 
StudyStoltzfus 2004 
Trial name or title"Effects of intestinal helminth infections in early childhood on immune response, inflammation, anaemia and malnutrition" 
ParticipantsExpected enrolment: 2500
Inclusion criteria: 6 to 24 months of age; informed consent; residing in selected communities based on geographic catchment area
Exclusion criteria: haemoglobin < 70 g/L; refusal of informed consent 
Interventions1. Mebendazole
2. Identical-looking but inert placebo 
OutcomesPRIMARY
1. Haemoglobin < 70 g/L
2. Mid-upper arm circumference <-2 Z scores of international reference
3. Maternal report of anorexia

SECONDARY
4. Weight-for-height <-1 Z scores of international reference
5. Height-for-age <-2 Z scores on international reference
6. Inflammation 
Starting date1 January 2004

End of follow up date: 31 March 2006 
Contact informationMs Rebecca J Stoltzfus, Cornell University
Division of Nutritional Sciences, rjs62@cornell.edu 
ISRCTN: 83988447
Sources of support: Burroughs Wellcome Initiative; Wellcome Trust; Cornell University, USA (sponsor) 


TABLAS ADICIONALES

Table 01 Community diagnosis categories and recommended treatment strategies (WHO 2002)
Community categoryPrevalence^Proportion^^School intervention
1. High prevalence or high intensity > 70% > 10% Targeted treatment of school-age children 2 to 3 times per year 
2. Moderate prevalence and low intensity > 50% but < 70% < 10% Targeted treatment of school-age children once per year 
3. Low prevalence and low intensity < 50% < 10% Selective treatment 
^of any worm infection
^^of moderate to heavy infections 
   

Table 02 Detailed search strategies
Search setCIDG SR^CENTRALMEDLINE^^EMBASE^^LILACS^^
helmint* helmint* helmint* helmint$ helmint* 
Ancylostoma duodenale Ancylostoma duodenale Ancylostoma duodenale Ancylostoma duodenale Ancylostoma duodenale 
Necator americanus Necator americanus Necator americanus Necator americanus Necator americanus 
Ascaris Ascaris Ascaris Ascaris Ascaris 
Enterobius vermicularis Enterobius vermicularis Enterobius vermicularis Enterobius vermicularis Enterobius vermicularis 
trichuris trichuris trichuris trichuris trichuris 
Strongyloid* Strongyloid* Strongyloid* Strongyloid* Strongyloid* 
albendazole hookworm* hookworm* hookworm$ 1-7/OR 
mebendazole roundworm* roundworm* roundworm$ albendazole 
10 piperazine pinworm* pinworm* pinworm$ mebendazole 
11 levamisole whipworm* whipworm* whipworm$ piperazine 
12 pyrantel 1-11/OR 1-11/OR 1-11/OR levamisole 
13 tiabendazole albendazole albendazole albendazole pyrantel 
14 mebendazole mebendazole mebendazole tiabendazole 
15 piperazine piperazine piperazine 9-14/OR 
16 levamisole levamisole levamisole 8 and 15 
17 pyrantel pyrantel pyrantel Limit 16 to human 
18 tiabendazole tiabendazole tiabendazole 
19 13 or 14 or 15 or 16 or 17 or 18 13 or 14 or 15 or 16 or 17 or 18 13 or 14 or 15 or 16 or 17 or 18 
20 12 and 19 12 and 19 12 and 19 
21 Limit 20 to human Limit 20 to human 
 ^Cochrane Infectious Diseases
Group Specialized Register 
 ^^Search terms used in
combination with the search
strategy for retrieving trials
developed by The Cochrane
Collaboration (Higgins 2006);
upper case: MeSH or EMTREE heading; lower case: free text term 
  

Table 03 Cluster-randomized controlled trials
TrialClusterNo. clustersAdjustment^
Alderman 2006 Parishes 48 Not adjusted (correspondence with author) 
Awasthi 1995 Urban slums 50 Means of cluster means 
Awasthi 2001 Urban slums 124 Means of cluster means 
Hall 2006 Schools 80 Unclear 
Rousham 1994 Villages 13 No 
Stoltzfus 1997 Schools 12 General estimating equation 
^for cluster randomization    

Table 04 Trials with incomplete statistical data sets
Randomization typeDose scheduleTrialInterventionResults
Individual Single dose Beach 1999 Albendazole A nutritional benefit of treatment was not detectable after 4 months for the entire study population (853 participants, no figures provided). Stratification by infection demonstrated small positive effects in the treatment group for some anthropometric outcomes. In Ascaris-infected children (51), height gain was 0.62 cm greater than placebo in the combination treatment group (P = 0.01) at 4 months. In Trichuris-infected children (158), height gain was 0.56 kg greater than placebo in the combination treatment group (P = 0.01) at 4 months 
Individual Single dose Fox 2005 Albendazole No results provided for whole study population. Results for height and weight only presented in the narrative for subgroups infected with hookworm and Ascaris: no significant anthropometric changes detected (no figures quoted). In those infected with Trichuris, weight gain was greater in the albendazole group (difference compared to placebo 0.28 kg, P = 0.038) 
Individual Single dose Greenberg 1981 Piperazine citrate Treatment group tended to show worse growth than placebo. Comparison showed no significant difference for all measured anthropometric variables for the total group and for subgroups defined by severity of infection (no figures provided) 
Individual Single dose Kloetzel 1982 Mebendazole No significant difference was found between the groups. Results reported as the proportion of treatment or control group that improved, deteriorated, or experienced no change. Unclear which anthropological measures were used in this categorization process. Proportions in each category were not significantly different between trial arms (improved: 51% in mebendazole group vs 49% in control; deteriorated: 35% in mebendazole group vs 33% in control; no change: 14% in mebendazole group vs 18% in control; no significance test results quoted) 
Individual Single dose Koroma 1996 Albendazole Significant increases in weight-for-height, weight-for-age, and height-for-age Z-scores recorded in rural and urban treatment groups at 6 months

Mean increase in rural treatment group compared to placebo: weight-for-height Z-score 0.28 (SE 0.17) P < 0.05; weight-for-age Z-score 1.04 (SE 0.03) P < 0.05; and height-for-age Z-score 0.83 (SE 0.03) P < 0.001

Mean increase in urban treatment group compared to placebo: weight-for-height Z-score 1.04 (SE 0.07) P < 0.05; weight-for-age Z-score 1.02 (SE 0.09) P < 0.001; and height-for-age Z-score 1.01 (SE 0.02) P <0.05

Significant increases in weight-for-height, weight-for-age, and height-for-age Z-scores recorded in rural and urban treatment groups at 6 months (mean increase in rural treatment group compared to placebo): weight-for-height Z-score 0.28 (SE 0.17) P < 0.05; weight-for-age Z-score 1.04 (SE 0.03) P < 0.05; and height-for-age Z-score 0.83 (SE 0.03) P < 0.001

Mean increase in urban treatment group compared to placebo: weight-for-height Z-score 1.04 (SE 0.07) P < 0.05; weight-for-age Z-score 1.02 (SE 0.09) P < 0.001; and height-for-age Z-score 1.01 (SE 0.02) P < 0.05 
Individual Single dose Michaelsen 1985 Tetra-chlorethylene No significant difference in change in mean for haemoglobin (tetrachloroethylene 0.22 g/100 mL vs placebo 0.09 g/100 mL; quoted as nonsignificant) or weight for height at 5 months (tetrachloroethylene -1.3% of WHO reference mean vs placebo -0.4%; quoted as nonsignificant) 
Individual Single dose Nokes 1992 Albendazole Growth measured but not reported: 9 weeks cited as too short a follow-up period to demonstrate a change 
Individual Multiple dose trials > 1 year Lai 1995 Mebendazole plus pyrantel No difference in height or weight between treatment and control group at the end of 2-year follow up. Standard deviations not provided. Results stratified for males and females:
Females: change in height in treatment arm 12.2 cm vs change in height in placebo arm 12.4 cm; change in weight in treatment arm 5.6 kg vs change in weight in placebo arm 5.6 kg
Males: change in height in treatment arm 11.8 cm vs change in height in placebo arm 11.4cm; change in weight in treatment arm 5.7 kg vs change in weight in placebo arm 4.7 kg 
Individual Multiple dose trials < 1 year Hadju 1997 Pyrantel pamoate
Albendazole 
No significant differences detected between treatment groups on basis of multivariate analyses controlling for age, sex, and 'times':
Change in weight-for-age Z-score: placebo 0.02; pyrantel 1 x treatment 0.03; pyrantel 2 x treatments 0.08; albendazole 1 x treatment -0.10; albendazole 2 x treatments 0.01
Change in height-for-age Z-score: placebo 0.01; pyrantel 1 x treatment 0.00; pyrantel 2 x treatments 0.04; albendazole 1 x treatment -0.07; albendazole 2 x treatments 0.01
Change in weight-for-height Z-score: placebo 0.02; pyrantel 1 x treatment 0.08; pyrantel 2 x treatments 0.05; albendazole 1 x treatment -0.07; albendazole 2 x treatments 0.03
Change mid-arm circumference Z-score: placebo -0.09; pyrantel 1 x treatment -0.11; pyrantel 2 x treatments -0.11; albendazole 1 x treatment -0.07; albendazole 2 x treatments -0.01 
Individual Multiple dose trials < 1 year Simeon 1995 Albendazole No significant difference in any reported outcome for whole group:
Height-for-age Z-score at baseline in treatment group -0.48 (0.95) and in placebo group -0.39 (0.90). At follow up in treatment group -0.48 (0.97) and in placebo group -0.41 (0.89)
Body mass index (kg/m2) at baseline in treatment group 15.3 (1.3) and in placebo group 15.5 (1.3). At follow up in treatment group 15.6 (1.3) and in placebo group 15.8 (1.4) 
Individual Multiple dose trials < 1 year Stoltzfus 2001 Mebendazole Mebendazole is reported as significantly reducing the prevalence of mild wasting malnutrition in a subgroup of children aged < 30 months only (adjusted odds ratio for mebendazole 0.38 (95% CI 0.16 to 0.90) for weight-for-height Z-score < -1). Mebendazole is reported as significantly reducing the prevalence of poor appetite across the whole group (adjusted odds ratio for mebendazole 0.52 (95% CI 0.30 to 0.89) for weight-for-height Z-score < -1). Mebendazole had no impact on iron indices. Adjusted effect on motor scores had a tendency to favour mebendazole, but this was not significant 
Individual Multiple dose trials < 1 year Willett 1979 Levamisole No statistical difference in growth rates in terms of height and weight between the 2 groups. Growth rates presented are adjusted for a number of variables. Weight gain (kg/year) in levamisole group 2.08 vs 1.92 in placebo group (P = 0.06). Height gain (cm/year) in levamisole group 7.58 vs 7.73 in placebo group (no significance quoted) 
Cluster-randomized trial (12 schools) Multiple dose trials < 1 year Stoltzfus 1997 Mebendazole Weight gain: in a subgroup of under 10 year olds, the twice-yearly treated group experienced significantly greater weight gain (kg) compared to control (2.38 (SE 0.08) vs 2.11 (SE 0.08), P < 0.05). In the thrice yearly treatment group the difference was not significant (2.31 (SE 0.08) vs 2.11 (SE 0.08), no P value stated)
Height gain: in under 10 year olds the thrice-yearly treated group experienced significantly greater height gain (cm) compared to control (4.59 (SE 0.07) vs 4.29 (SE 0.07), P < 0.01). In the twice-yearly treatment group the difference in height gain was not significant (4.42 (SE 0.07) vs 4.29 (SE 0.07), no P value stated). There were no significant differences found in the subgroup of children aged over 10 years

Haemoglobin change: deworming had no effect on haemoglobin change in an adjusted analysis presented for the whole study group (g/L): control 11.3 (SE 1.7); twice-yearly treatment group 10.3 (SE 1.7); and thrice-yearly group 12.7 (SE 1.7) 
Cluster-randomized trial (50 parishes) Multiple dose trials > 1 year Alderman 2006 Albendazole Trial authors reported average weight gain over a period of up to 3 years for individual children within the 24 treatment parishes and the 24 control parishes. In the treatment parishes, the mean (SD) weight gain (g) 2413 (2536) and in the control parishes 2259 (2474) (Alderman 2006; Table 02). Trial authors confirmed that these results were not adjusted to take into account clustering. In table 3 of the same paper, a regression analysis is adjusted for sampling effects 
Cluster-randomized trial (80 schools) Multiple dose trials > 1 year Hall 2006 Albendazole Trial authors reported no difference in final and change in weight and height. Mid-upper arm circumference and subscapular skinfold thickness improved significantly in the control group compared to the albendazole group. These results do not appear to have been adjusted for cluster randomization. The results that show no effect, however, will not remain nonsignificant even after appropriate adjustment, though the confidence intervals may change 
Cluster-randomized trial (13 villages) Multiple dose trials > 1 year Rousham 1994 Mebendazole ANOVAS of the change in Z-scores revealed no significant improvement with treatment. Change in weight-for-age and weight-for-height Z-scores were significantly worse in the treatment group. Height-for-age Z-score (mebendazole 0.25 v 0.17 in placebo group, P 'nonsignificant'), weight-for-age Z-score (mebendazole 0.03 vs 0.12 in placebo group, P < 0.05), weight-for-height Z-score (mebendazole -0.25 vs -0.05 in placebo group, P < 0.001), and mid-upper arm circumference were presented (mebendazole 0.33 vs 0.23 in placebo group, P 'nonsignificant') 

Table 05 Methodological quality assessment
TrialDesignSequence^Concealment^BlindingInclusion^
Adams 1994 Individual Unclear Unclear Participants only; provider and assessor unclear Adequate 
Awasthi 2000 Individual Inadequate Inadequate Participants only; provider not blinded; assessor unclear Adequate 
Beach 1999 Individual Adequate Unclear Participants, provider, and assessors Inadequate 
Donnen 1998 Individual Unclear Unclear Unclear Inadequate 
Dossa 2001 Individual Unclear Unclear Participants, provider, and assessor unclear; described as double blind Inadequate 
Fox 2005 Individual Adequate Adequate Described as double blind; provider unclear Adequate 
Freij 1979i Individual Inadequate Unclear Described as double blind Adequate 
Freij 1979ii Individual Inadequate Unclear Described as double blind Adequate 
Garg 2002 Individual Adequate Adequate Assessor; participants unclear; provider not blinded Adequate 
Greenberg 1981 Individual Unclear Unclear Participants; described as double blind; provider and assessor unclear Inadequate 
Hadju 1996 Individual Unclear Unclear Participants; described as double blind; provider and assessor unclear Inadequate 
Hadju 1997 Individual Unclear Unclear Participants and provider; assessor unclear Inadequate 
Kloetzel 1982 Individual Unclear Unclear Participants; provider and assessor unclear; described as double blind Unclear 
Koroma 1996 Individual Unclear Unclear Unclear Inadequate 
Kruger 1996 Individual Unclear Unclear Unclear Inadequate 
Kvalsvig 1991i Individual Unclear Unclear Unclear Unclear 
Lai 1995 Individual Inadequate Unclear Participants only Inadequate 
Michaelsen 1985 Individual Unclear Unclear Unclear Inadequate 
Nokes 1992 Individual Unclear Unclear Participants described as double blind; provider and assessor unclear Inadequate 
Palupi 1997 Individual Unclear Unclear Described as double blind Adequate 
Sarkar 2002 Individual Unclear Unclear Described as double blind Adequate 
Simeon 1995 Individual Adequate Unclear Participants described as double blind; provider and assessor unclear Adequate 
Stephenson 1989 Individual Unclear Unclear Participants and assessor; provider unclear Inadequate 
Stephenson 1993 Individual Unclear Unclear Participants and assessor; provider unclear Inadequate 
Stoltzfus 2001 Individual Unclear Adequate Participants, provider, and assessor unclear Inadequate 
Sur 2005 Individual Adequate Adequate Participants, provider, and assessor Adequate 
Watkins 1996 Individual Unclear Unclear Participants and provider; assessor unclear Adequate 
Willett 1979 Individual Adequate Unclear Participants and assessor; provider unclear; described as double blind Inadequate 
Alderman 2006 Cluster Adequate Unclear None Inadequate 
Awasthi 1995 Cluster Unclear Unclear Unclear Inadequate 
Awasthi 2001 Cluster Unclear Unclear None Inadequate 
Hall 2006 Cluster Unclear Unclear Unclear Unclear 
Rousham 1994 Cluster Unclear Unclear Participants described as double blind; provider and assessor unclear Adequate 
Stoltzfus 1997 Cluster Unclear Unclear Participants; provider and assessor unclear Inadequate 
^Generation of allocation sequence, allocation concealment, and inclusion of all randomized participants      

Table 06 Trials evaluating school performance or cognition
TrialFollow upParticipantsInterventionOutcome measuresResults
Awasthi 2000 2 years Indian children aged 1.5 to 3.5 years living in urban slums
Number analysed: 1045/1061
Community category: 3 
Multiple doses of albendazole versus placebo Developmental status (Denver Questionnaire) No difference in development between treatment groups in terms of proportion with "normal" development 
Hall 2006 2 years Children from class 3 and born in 1990 of 80/81 schools in the Red River delta of north Vietnam
Community category: 1 
Multiple doses of albendazole versus placebo Mathematics test score, Vietnamese test score No statistically significant differences in test results at start or end of study. These results do not appear to have been adjusted for cluster randomization. They will remain nonsignificant, however, even after appropriate adjustment, though the confidence intervals may change 
Kvalsvig 1991i 1 month South African children with most severe worm infestations in a school Number analysed: 39/100
Community category: 1 
Single dose of mebendazole versus placebo Card sorting task; cancellation task (number of letter 's' in text deleted in a time period) Changes in cognitive scores are not clearly reported since "the dose of mebendazole was inadequate to free children from infection" 
Nokes 1992 2.25 months Jamaican children aged 9 to 12 years with Trichuris egg counts > 1900, but low hookworm counts on 2 occasions separated by 3 months before the trial
Number analysed: 103/140
Community category: 1 
Single dose of albendazole versus placebo Digit span (forward and backward); arithmetic and coding from Wechsler Intelligence Scale for Children; fluency; listening comprehension from the Clinical Evaluation of Language functions; matching familiar figures test Mean test scores pre- and post-intervention presented with confidence intervals
No comment made on significance of unadjusted data
Results of multiple regression suggest a greater improvement in treated children in 3/10 tests (fluency, digit span forwards, digit span backwards) 
Simeon 1995 6.5 months Jamaican children aged 6 to 12 in grades 2 to 5 with intensities of Trichura > 1200 eggs/g
Community category: 1 
Multiple doses of albendazole versus placebo 1. Main study (264 children)
Wide range achievement test: reading, arithmetic, and spelling subtests; school attendance from children with class registers pre- and post-intervention
2. Subgroup 1 (189 children 189 infected children from original population)
Digit span; verbal fluency test; visual search; number choice; French vocabulary learning
3. Subgroup 2 (97 children from grade 5)
French learning; digit spans (forward and backward); Corsi block span; verbal fluency; picture search; silly sentences 
1. Main study: no difference in any reported outcome measure
2. Subgroup 1: no significant effect on any of the outcome measures
3. Subgroup 2: no significant improvement with treatment in any of the tests was found in multiple regression modelling 
Stoltzfus 2001 1 year Zanzibari children reported as 3 to 56 months, 3 months before the trial start
Number analysed: 359/684
Community category: 2 
Multiple doses of mebendazole versus placebo Motor and language development by parents reporting gross motor and language milestones using scoring system developed specifically for the trial Unadjusted data not reported
Treatment had no significant effect on motor or language development 
Watkins 1996 6 months Guatemalan children aged 7 to 12 years attending grades 1 to 4 in primary schools
Number analysed: 226/250
Community category: 1 
Multiple doses of albendazole versus placebo Interamerican vocabulary test; Interamerican reading test; Peabody picture vocabulary test; attendance rates of children actively attending school; dropout rates All outcome measures reported as unadjusted scores
No difference in any of the tests found between treatment groups 
Community category: a measure of prevalence/intensity of infection (se Table 01)      


REFERENCIAS
Referencias de los estudios incluidos en esta revisión

Adams 1994{Solo datos publicados}
Adams EJ, Stephenson LS, Latham MC, Kinoti SN. Physical activity and growth of Kenyan school children with hookworm, Trichuris trichiura and Ascaris lumbricoides infections are improved after treatment with albendazole. Journal of Nutrition 1994;124(8):1199-206.

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Alderman H, Konde-Lule J, Sebuliba I, Bundy D, Hall A. Effect on weight gain of routinely giving albendazole to preschool children during child health days in Uganda: cluster randomised controlled trial. BMJ 2006;333(7559):122.

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Awasthi S, Peto R, Fletcher R, Glick H. Controlling parasitic infection in children under five years of age: giving albendazole in conjunction with an Indian government Vitamin A supplement program. Treating parasitic infestations in children [Monograph No. 3]. Philadelphia: International Clinical Epidemiology Network (INCLEN), 1995.

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Awasthi S, Pande VK, Fletcher RS. Effectiveness and cost-effectiveness of albendazole in improving nutritional status of pre-school children in urban slums. Indian Pediatrics 2000;37(1):19-29.

Awasthi 2001{Solo datos publicados}
Awasthi S, Pande VK. Six-monthly de-worming in infants to study effects on growth. Indian Journal of Pediatrics 2001;68(9):823-7.

Beach 1999{Solo datos publicados}
Beach MJ, Streit TG, Addiss DG, Prospere R, Roberts JM, Lammie PJ. Assessment of combined ivermectin and albendazole for treatment of intestinal helminth and Wuchereria bancrofti infections in Haitian schoolchildren. American Journal of Tropical Medicine and Hygiene 1999;60(3):479-86.

Donnen 1998{Solo datos publicados}
Donnen P, Brasseur D, Dramaix M, Vertongen F, Zihindula M, Muhamiriza M, et al. Vitamin A Supplemenation but not deworming improves growth of malnourished preschool children in eastern Zaire. Journal of Nutrition 1998;128(8):1320-7.

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Dossa RA, Ategbo EA, de Koning FL, van Raaij JM, Hautvast JG. Impact of iron supplementation and deworming on growth performance in preschool Beninese children. European Journal of Clinical Nutrition 2001;55(4):223-8.

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Fox LM, Furness BW, Haser JK, Desire D, Brissau JM, Milord MD, et al. Tolerance and efficacy of combined diethylcarbamazine and albendazole for treatment of Wuchereria bancrofti and intestinal helminth infections in Haitian children. American Journal of Tropical Medicine and Hygiene 2005;73(1):115-21.

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Freij L, Meeuwisse GW, Berg NO, Wall S, Gebre-Medhin M. Ascariasis and malnutrition. A study in urban Ethiopian children. American Journal of Clinical Nutrition 1979;32(7):1545-53.

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Greenberg BL, Gilman RH, Shapiro H, Gilman JB, Mondal G, Maksud M, et al. Single dose piperazine therapy for Ascaris lumbricoides: an unsuccessful method of promoting growth. American Journal of Clinical Nutrition 1981;34(11):2508-16.

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Hall A, Nguyen Bao Khanh L, Bundy D, Quan Dung N, Hong Son T, Lansdown R. A randomized trial of six monthly deworming on the growth and educational achievements of Vietnamese school children. Unpublished manuscript. .

Kloetzel 1982{Solo datos publicados}
Kloetzel K, Merluzzi Filho TJ, Kloetzel D. Ascaris and malnutrition in a group of Brazilian children - a follow-up study. Journal of Tropical Pediatrics 1982;28(1):41-3.

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Kruger M, Badenhorst CJ, Mansvelt EPG, Laubscher JA, Benade AJS. The effect of iron fortification in a school feeding scheme and anthelminthic therapy on the iron status and growth of 6-8 year old school children. Food and Nutrition Bulletin 1996;17(1):11-21.

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* El asterisco señala los documentos más importantes para este estudio



GRÁFICOS
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01 Dosis única: cambio en el valor
Medida de resultadoNº de estudiosNº de participantesMétodo estadísticoTamaño del efecto
01 Peso (kg)92448Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%0.34 [0.05, 0.64]
02 Altura (cm)92449Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%0.04 [-0.16, 0.23]
03 Circunferencia de la región media del brazo (cm)5823Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%0.23 [-0.03, 0.48]
04 Pliegue cutáneo tricipital (mm)    Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%Subtotales únicamente
05 Pliegue cutáneo subescapular (mm)    Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%Subtotales únicamente
06 Hemoglobina (g/dL)2538Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%0.09 [-0.12, 0.29]
02 Dosis única: valor final
Medida de resultadoNº de estudiosNº de participantesMétodo estadísticoTamaño del efecto
01 Peso (kg)112980Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%0.03 [-0.17, 0.23]
02 Altura (cm)82222Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%0.16 [-0.56, 0.89]
03 Circunferencia de la región media del brazo (cm)7864Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%0.08 [-0.11, 0.27]
04 Pliegue cutáneo tricipital (mm)4407Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%0.67 [-0.39, 1.72]
05 Pliegue cutáneo subescapular (mm)    Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%Subtotales únicamente
06 Índice de masa corporal    Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%Totales no seleccionados
07 Hemoglobina (g/L)4646Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%1.49 [-0.39, 3.36]
08 Harvard Step Test    Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%Subtotales únicamente
03 Dosis múltiples < 1 año:cambio en el valor
Medida de resultadoNº de estudiosNº de participantesMétodo estadísticoTamaño del efecto
01 Peso (kg)61714Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%0.05 [-0.24, 0.33]
02 Altura (cm)61715Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%-0.02 [-0.15, 0.12]
03 Circunferencia de la región media del brazo (cm)4658Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%0.06 [-0.24, 0.36]
04 Pliegue cutáneo tricipital (mm)    Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%Subtotales únicamente
05 Pliegue cutáneo subescapular (mm)    Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%Totales no seleccionados
06 Hemoglobina (g/dL)    Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%Subtotales únicamente
04 Dosis múltiples < 1 año:valor final
Medida de resultadoNº de estudiosNº de participantesMétodo estadísticoTamaño del efecto
01 Peso (kg)52311Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%-0.07 [-0.29, 0.14]
02 Altura (cm)41630Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%-0.32 [-1.16, 0.51]
03 Circunferencia de la región media del brazo (cm)3581Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%0.04 [-0.21, 0.28]
04 Pliegue cutáneo tricipital (mm)    Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%Totales no seleccionados
05 Pliegue cutáneo subescapular (mm)    Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%Totales no seleccionados
05 Dosis múltiples > 1 año:cambio en el valor
Medida de resultadoNº de estudiosNº de participantesMétodo estadísticoTamaño del efecto
01 Peso (kg)31219Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%0.46 [-0.47, 1.39]
02 Altura (cm)31219Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%-0.26 [-0.84, 0.31]
06 Dosis múltiples > 1 año:valor final
Medida de resultadoNº de estudiosNº de participantesMétodo estadísticoTamaño del efecto
01 Peso (kg)21169Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%0.00 [-0.18, 0.19]
02 Altura (cm)21169Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%-0.08 [-0.89, 0.72]
03 Hemoglobina (g/dL)    Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%Totales no seleccionados
07 Análisis por intensidad o prevalencia de parásitos
Medida de resultadoNº de estudiosNº de participantesMétodo estadísticoTamaño del efecto
01 Dosis única: cambio en el peso (kg)92398Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%0.34 [0.04, 0.64]
02 Dosis única: cambio en la altura (cm)92449Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%0.04 [-0.16, 0.23]
03 Dosis múltiples < 1 año:cambio en el peso (kg)61714Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%0.05 [-0.24, 0.33]
04 Dosis múltiples < 1 año:cambio en la altura (cm)61715Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%-0.02 [-0.15, 0.12]
05 Dosis única: valor final para el peso (kg)102967Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%0.03 [-0.17, 0.23]
06 Dosis única: valor final para la altura (cm)82222Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%0.16 [-0.56, 0.89]
07 Dosis múltiples < 1 año:valor final para el peso (kg)52311Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%-0.07 [-0.29, 0.14]
08 Dosis múltiples < 1 año:valor final para la altura (cm)41630Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%-0.32 [-1.16, 0.51]
08 Análisis de subgrupos y de sensibilidad
Medida de resultadoNº de estudiosNº de participantesMétodo estadísticoTamaño del efecto
01 dosis única: cambio    Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%Subtotales únicamente
02 Dosis única: valor final    Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%Subtotales únicamente
03 Dosis múltiples < 1 año:cambio en el valor    Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%Subtotales únicamente
04 Dosis múltiples < 1 año:valor final    Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%Subtotales únicamente
05 Dosis múltiples > 1 año:cambio en el valor    Diferencia de medias ponderada (efectos aleatorios) IC del 95%Subtotales únicamente
06 Dosis múltiples > 1 año:valor final    Diferencia de medias ponderadas (efectos fijos) IC del 95%Totales no seleccionados


CARÁTULA
Titulo

Fármacos antihelmínticos para el tratamiento de parásitos intestinales transmitidos por el contacto con el suelo en niños: efectos sobre el crecimiento y el rendimiento escolar

Autor(es)

Taylor-Robinson DC, Jones AP, Garner P

Contribución de los autores

David Taylor-Robinsonredactó el protocolo, aplicó los criterios de inclusión, evaluó la calidad, extrajo los datos, realizó el análisis de los datos, y redactó el primer borrador de la revisión. Ashley Jones colaboró en la redacción del protocolo, en la redacción de la revisión, y en el análisis e interpretación de los datos.Paul proporcionó asesoramiento en todas las etapas de la producción de la revisión, aplicó los criterios de inclusión, evaluó la calidad, aseguró la calidad en la extracción de los datos, colaboró en la elaboración de las comparaciones y en la redacción de la revisión.

Número de protocolo publicado inicialmente1997/3
Número de revisión publicada inicialmente1998/2
Fecha de la modificación más recienteLa información no está disponible
Fecha de la modificación SIGNIFICATIVA más reciente13 agosto 2007
Cambios más recientes 2007, número 4 (actualización significativa): cambio del equipo de autores; modificación del título original de la revisión "Fármacos antihelmínticos para el tratamiento de parásitos en niños: efectos sobre el crecimiento y el rendimiento cognitivo"; actualización de los métodos, repetición de la aplicación de los criterios de inclusión, repetición de la extracción de datos, agregado de nuevos ensayos, e inclusión de análisis adicionales según lo recomendado por especialistas en política.2000, número 2 (actualización significativa):agregado de nuevos ensayos y actualización de la revisión1998, número 2: primera publicación de la revisión
Fecha de búsqueda de nuevos estudios no localizadosEl autor no facilitó la información
Fecha de localización de nuevos estudios aún no incluidos/excluidosEl autor no facilitó la información
Fecha de localización de nuevos estudios incluidos/excluidosEl autor no facilitó la información
Fecha de modificación de la sección conclusiones de los autoresEl autor no facilitó la información
Dirección de contacto
Dr David Taylor-Robinson
Clinical Lecturer in Public Health
International Health Group
Liverpool School of Tropical Medicine
Pembroke Place
Liverpool
L3 5QA
Merseyside
UK
Número de la Cochrane LibraryCD000371
Grupo editorialCochrane Infectious Diseases Group
Código del grupo editorialHM-INFECTN


FUENTES DE FINANCIACIÓN
Recursos externos
  • Department for International Development UK
Recursos internos
  • Liverpool School of Tropical Medicine UK

Palabras clave
Medical Subject Headings (MeSH)
Adolescent; Anthelmintics [pharmacology] [therapeutic use]; Child Development [drug effects]; Cognition [drug effects]; Growth [drug effects]; Helminthiasis [complications] [drug therapy]; Intestinal Diseases, Parasitic [complications] [drug therapy]; Nutritional Status [drug effects]

Mesh check words: Child Child, Preschool Humans




Traducción realizada por el Centro Cochrane Iberoamericano.

Usado con permiso de John Wiley & Sons, Ltd.