Arq Bras Cardiol abc Arquivos Brasileiros de Cardiologia Arq. Bras. Cardiol. 0066-782X 1678-4170 Sociedade Brasileira de Cardiologia - SBC 4H8SQK6VtQP8MCzqMgvjbwv S0066-782X2023000400302 00302 10.36660/abc.20220380 Artigo Original Hidroxicloroquina para Pacientes com COVID-19 não Hospitalizados: Uma Revisão Sistemática e Metanálise de Ensaios Clínicos Randomizados 0000-0002-4004-1320 Lucchetta Rosa 1 Concepção e desenho da pesquisa Obtenção de dados Análise e interpretação dos dados Análise estatística e Redação do manuscrito Matuoka Jessica Y. 1 Concepção e desenho da pesquisa Obtenção de dados Análise e interpretação dos dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 0000-0002-0289-4947 Oliveira Haliton Alves de Junior 1 Concepção e desenho da pesquisa Análise e interpretação dos dados Obtenção de financiamento Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 0000-0002-1815-6498 Oliveira Gustavo 1 2 Análise e interpretação dos dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante Cavalcanti Alexandre Biasi 3 Análise e interpretação dos dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante Azevedo Luciano 4 Análise e interpretação dos dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante Berwanger Otavio 5 Análise e interpretação dos dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante Lopes Renato Delascio 6 Análise e interpretação dos dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante Rosa Regis Goulart 7 Análise e interpretação dos dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 0000-0002-0287-3601 Veiga Viviane Cordeiro 8 Análise e interpretação dos dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante Avezum Álvaro 1 Concepção e desenho da pesquisa Análise e interpretação dos dados Obtenção de financiamento Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante Hospital Alemão Oswaldo Cruz São Paulo SP Brasil Hospital Alemão Oswaldo Cruz, São Paulo, SP – Brasil Instituto Dante Pazzanese de Cardiologia São Paulo SP Brasil Instituto Dante Pazzanese de Cardiologia, São Paulo, SP – Brasil Hospital do Coração São Paulo SP Brasil Hospital do Coração, São Paulo SP – Brasil Hospital Sírio-Libanês São Paulo SP Brasil Hospital Sírio-Libanês, São Paulo, SP – Brasil Hospital Israelita Albert Einstein São Paulo SP Brasil Hospital Israelita Albert Einstein, São Paulo, SP – Brasil Duke University Hospital Durham North Carolina EUA Duke University Hospital, Durham, North Carolina – EUA Hospital Moinhos de Vento Porto Alegre RS Brasil Hospital Moinhos de Vento, Porto Alegre, RS – Brasil Beneficência Portuguesa de São Paulo São Paulo SP Brasil Beneficência Portuguesa de São Paulo, São Paulo, SP – Brasil Correspondência: Álvaro Avezum • Hospital Alemão Oswaldo Cruz – R. Treze de Maio, 1815. CEP 01323-020, São Paulo, SP – Brasil. E-mail: aavezum@haoc.com.br

Potencial conflito de interesse

Não há conflito com o presente artigo.

 07 04 2023 2023 120 4 e20220380 07 06 2022 07 12 2022 14 12 2022 This is an open-access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution License Resumo Fundamento:

Revisões sistemáticas anteriores não identificaram benefício do uso da hidroxicloroquina ou da cloroquina em pacientes com COVID-19 não hospitalizados. Após a publicação dessas revisões, os resultados do COPE, o maior ensaio clínico randomizado até hoje, tornaram-se disponíveis.

 Objetivos:

Conduzir uma revisão sistemática e metanálise de ensaios clínicos randomizados (ECRs) para sintetizar as evidências sobre a eficácia e a segurança da hidroxicloroquina e da cloroquina em pacientes com COVID-19 não hospitalizados em comparação a controle ou tratamento padrão.

 Métodos:

As buscas foram conduzidas nos bancos de dados PubMed, Embase, The Cochrane Library e ClinicalTrials.gov, e complementadas por busca manual. Foram realizadas metanálises diretas e avaliações de risco de viés e certeza da evidência, incluindo análise do tamanho ótimo da informação (OIS, optimal information size). Um nível de significância de 0,05 foi adotado na metanálise. PROSPERO: CRD42021265427.

 Resultados:

Oito ECRs com 3219 participantes foram incluídos. As taxas de internação por COVID-19 e de eventos adversos não foram significativamente diferentes entre hidroxicloroquina (5,6% e 5,1%) e controle (7,4% e 20,4%) [risco relativo (RR) 0,77, intervalo de confiança 95% (IC95%), 0,57-1,04, I2: 0%; RR 1,78, IC95% 0,90; 3,52, I2: 93%, respectivamente)]. O OIS (7880) não foi alcançado para hospitalização por COVID-19, independentemente da simulação para a taxa de evento e redução do RR estimados.

 Conclusão:

A evidência de muito baixa qualidade indicou falta de benefício com hidroxicloroquina em prevenir internações por COVID-19. Apesar de ser a revisão sistemática com o maior número de participantes incluídos, o OIS, considerando a resposta à infecção anterior à vacinação, não foi atingido.

 Palavras-chave: COVID-19/tratamento farmacológico SARS-CoV-2 Hidroxicloroquina Ensaios Clínicos Controlados Aleatórios como Assunto Metanálise Forest plots a) internação por COVID-19 e b) quaisquer eventos adversos nos grupos hidroxicloroquina e controle. IC: intervalo de confiança, RR: Risco Relativo. Introdução

A pandemia da doença causada pelo novo coronavírus 2019 (COVID-19) ainda é um problema de saúde pública no mundo pelo elevado número de casos,1 devido à emergência de variantes tais como Alfa, Delta e Omicron,2,3 e o alto número de mortes,1 especialmente pelo reduzido acesso ou adesão à vacina e desenvolvimento de COVID-19 grave em indivíduos com fatores de risco cardiovasculares.4–7

Considerando o cenário da pandemia da COVID-19, várias opções terapêuticas foram adaptadas com base nos seus mecanismos de ação.8 A cloroquina e a hidroxicloroquina (HCQ), medicamentos antimaláricos, atuam nos mecanismos de afinidade do vírus SARS-CoV-2 com a enzima conversora de angiotensina 2.9,10 Por isso, esses medicamentos foram propostos como possíveis opções terapêuticas para pacientes com COVID-19, não só no ambiente hospitalar, como na profilaxia e para pacientes não internados. Embora diversos estudos, independentemente do cenário nosocomial, mostraram que a cloroquina e a HCQ não apresentam benefícios, tanto na mortalidade como na hospitalização, com piores perfis de segurança, o foco sobre populações não hospitalizadas é ainda pouco discutido.11–16

Duas revisões sistemáticas avaliaram o efeito da cloroquina/HCQ em pacientes com COVID-19 não internados.17,18 Ambas não mostraram benefícios clínicos da HCQ como tratamento de pacientes com COVID-19 não internados. No entanto, após a publicação dessas revisões sistemáticas, os resultados do estudo COPE - COVID-19 Outpatient Prevention Evaluation,19 o maior estudo randomizado conduzido até hoje, se tornaram disponíveis. Assim, conduzimos uma revisão sistemática e metanálise de ensaios clínicos randomizados (ECRs) para fazer uma síntese das evidências sobre a eficácia e a segurança da HCQ e da cloroquina em pacientes com COVID-19 não hospitalizados com dados atualizados do estudo COPE,19 e apresentar o tamanho ótimo da informação (OIS, optimal information size) da evidência disponível.

 Métodos

A revisão sistemática foi conduzida de acordo com as recomendações da Cochrane Collaboration e descrita segundo o Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses (PRISMA 2020).20,21 O protocolo encontra-se registrado no registro prospectivo internacional de revisões sistemáticas PROSPERO (CRD42021265427).

Critérios de elegibilidade

Consideramos estudos que preencheram os seguintes critérios de inclusão:

População – pacientes adultos com suspeita ou diagnóstico confirmado de COVID-19 não hospitalizados.

Intervenção e controle - HCQ ou cloroquina (pílulas ou qualquer outro medicamento na forma sólida) em qualquer dosagem, em comparação a placebo ou padrão de tratamento.

Desfechos – Os desfechos primários foram hospitalização por COVID-19 e qualquer evento adverso, e os desfechos secundários foram mortalidade, admissão na Unidade de Terapia Intensiva (UTI), tempo para a alta hospitalar, necessidade de intubação orotraqueal, tempo de ventilação mecânica, descontinuação por eventos adversos, e eventos adversos graves. Estudos que não apresentaram resultados de nenhum dos desfechos de interesse foram excluídos; e

Tipo de estudo – ECRs independentemente do número de comparadores, tempo de seguimento, número de participantes incluídos, ou status de publicação (publicado ou não publicado com resultado disponível no registro NCT).

 Fontes de informação e estratégias de busca

As buscas eletrônicas foram conduzidas no PubMed, Embase e Cochrane Library sem restrição de idioma (até setembro de 2021). O banco de dados do registro de ensaios clínicos (Clinicaltrials.gov) também foi incluído na pesquisa (até setembro de 2021), restringindo por registros contendo resultados. As listas de referências dos estudos incluídos e das revisões também foram pesquisadas. Resultados do estudo COPE foram compartilhados pelos autores em setembro de 2021. As estratégias completas de busca são apresentadas no texto suplementar 1. Filtros validados para ECRs foram aplicados.22,23 A validação da estratégia de pesquisa foi realizada por meio de uma busca nas listas de referências das revisões que avaliaram HCQ ou cloroquina para pacientes com COVID-19 (texto suplementar 2).

 Processo de seleção

Os registros obtidos foram importados no EndNote X8® para remoção de duplicatas, e em seguida para a plataforma Rayyan para a seleção dos estudos.24 Dois pesquisadores (JYM e RCL) efetuaram, de maneira independente, o rastreio de títulos e resumos dos estudos para identificar registros irrelevantes. Em uma segunda etapa, textos completos dos artigos foram avaliados independentemente pelos mesmos dois pesquisadores de acordo com os critérios de elegibilidade. Discrepâncias foram resolvidas por consenso ou consulta a um terceiro revisor (HAOJ).

Os dados coletados foram: características do estudo (identificação, NCT, acrônimo, perfil da população geral, critério diagnóstico da COVID-19, variáveis comparadas, intervenção adicional em um dos grupos, país e número de centros, financiamento, período de estudo, e tempo de acompanhamento); características dos participantes de acordo com as variáveis comparadas (idade, número de participantes por sexo, hipertensão, asma ou diabetes); desfechos e resultados. Resultados relatados por subgrupos populacionais não foram extraídos e resultados múltiplos relatados por desfecho para diferentes tempos ou diferentes definições de desfecho foram extraídos.

 Avaliação de risco de viés

A avaliação de risco de viés dos estudos incluídos foi conduzida por dois revisores independentes (JYM e RCL). As discrepâncias foram resolvidas por consenso ou consulta a um terceiro revisor (HAOJ), utilizando a ferramenta revisada da Colaboração Cochrane (Risk of Bias assessment tool for RCT, RoB 2.0).25 Com base no risco de viés, o estudo poderia ser descrito como de “baixo risco” “com algumas preocupações" e “alto risco”. A avaliação foi conduzida tanto do estudo como dos desfechos primários.

A análise do risco de viés foi apresentada como um gráfico de semáforo dos julgamentos por domínio de cada desfecho, utilizando o web app RobVis.26

 Medidas dos efeitos, método de síntese e descrição dos vieses

O tamanho do efeito foi avaliado para cada desfecho por meio das medidas: razão de risco (RR) para desfechos dicotômicos (i.e., internação por COVID-19, eventos adversos, mortalidade, admissão na UTI, necessidade de intubação orotraqueal, descontinuação por eventos adversos e eventos adversos graves), e diferença média para os desfechos contínuos (i.e., tempo para a alta hospitalar e tempo de ventilação mecânica). Todas as medidas foram calculadas considerando um nível de significância de 0,05, intervalo de confiança de 95% (IC95%) e intervalo de predição.

Todos os estudos que preencheram os critérios de elegibilidade foram incluídos para a síntese narrativa. Para a síntese quantitativa, todos os estudos que apresentaram número de participantes com evento, número total de participantes com desfechos dicotômicos ou média de tempo e desvio-padrão (ou intervalo de confiança ou erro-padrão) para os desfechos contínuos foram considerados elegíveis. Se necessário, seria realizada conversão dos dados (por exemplo, intervalo de confiança para desvio padrão).

As análises estatísticas foram realizadas usando os pacotes meta e metafor do software R (R v4.1.2 and R studio 2021.09.0).27–29 Análises de heterogeneidade foram realizadas comparando-se populações, intervenções, controle e definições dos desfechos entre os estudos incluídos nas metanálises.

Metanálises diretas para os desfechos dicotômicos foram feitas usando o método Mantel-Haenszel, modelo aleatório, método de DerSimonian e Laird para o cálculo de tau2, método de Mantel-Haenszel para o cálculo de Q e tau2, e correção de continuidade de 0,5 em estudos com frequência zero de células foram empregados nas análises. Além da análise quantitativa da heterogeneidade clínica e metodológica dos estudos, análise estatística de inconsistência (I2) conforme proposto por Higgins e Green.30

A entrada dos dados foi realizada com base em contraste, isto é, dados a nível do ensaio em vez de dados a nível dos braços de intervenção. Para metanálises incluindo ensaios com múltiplos braços (mais de dois braços), três análises foram realizadas: i) seleção de um par de intervenções e exclusão dos demais (caso-base); combinação dos grupos para criar uma única comparação por pares (análise de sensibilidade), e metanálise de rede (análise de sensibilidade).20 As metanálises de rede foram conduzidas pela abordagem frequentista usando a plataforma MetaInsight.31

Outras análises de sensibilidade incluíram a remoção dos estudos com alto risco de viés, uso de uma metanálise alternativa (isto é, uso de modelo fixo em vez de modelo aleatório ou ajuste do modelo de efeitos aleatórios pelo método de Hartung-Knapp e Jonkman para cálculo do tau2), e método de retirada de um estudo por vez (leave-one-out).

Embora as análises de subgrupos, metarregressão e viés de publicação haviam sido planejadas no protocolo do estudo, elas não foram realizadas pelo fato de os critérios mínimos não haverem sido preenchidos (alta heterogeneidade estatística, relato de subgrupos comuns, relato de variáveis a nível do estudo, mínimo de 10 estudos, tamanhos amostrais diferentes e estimativas do efeito).

 Avaliação de certeza e tamanho ótimo de informação (OIS)

A avaliação de certeza foi realizada por dois revisores independentes (JYM e RCL) e discrepâncias foram resolvidas por consenso ou consulta a um terceiro revisor (HAOJ). A certeza da evidência foi avaliada usando o sistema GRADE (Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation) para os desfechos primários (isto é, internação por COVID-19 e quaisquer eventos adversos), e classificada como “alta”, “moderada”, “baixa” e “muito baixa”.32 Assumiu-se o controle como o comparador comum, que poderia incluir placebo ou nenhum tratamento/padrão de tratamento. Avaliações de certeza estão resumidas nas tabelas “Resumo dos Achados”.

Para avaliar o risco de viés, viés de publicação e heterogeneidade, os métodos descritos acima foram considerados. Em relação à evidência indireta, foram consideradas diferenças potenciais entre a evidência incluída nesta revisão e a questão primária desta revisão. Para avaliar imprecisão das metanálises, o OIS foi calculado para a internação por COVID-19.33–35 O OIS pode ser definido como a quantidade mínima de informação necessária em uma metanálise para gerar conclusões confiáveis sobre a intervenção. Para se estimar o OIS de cada desfecho, é necessário calcular o tamanho amostral, incluindo as taxas de evento nos grupos controle e intervenção.33–35 Na ocasião em que esta revisão sistemática foi conduzida, não existia evidência sugerindo benefício da HCQ e, por isso, assumiu-se que o medicamento poderia reduzir o risco de internação (isto é, Redução no Risco Relativo, RRR) em 15%, 20% e 25% em comparação ao grupo controle. O risco no grupo controle foi obtido do tempo de hospitalização. Assim, o OIS foi apresentado em um gráfico, de acordo com os diferentes RRR, considerando um alfa de 0,05 e beta de 0,10 (poder de 90%). Ainda, foi realizada uma análise sequencial de ensaios de três RRRs.

 Resultados Seleção e características dos estudos

Nossa busca identificou 5896 registros. Durante a avaliação de elegibilidade, 20 registros foram excluídos, por razões descritas no material suplementar 3. Após o processo de seleção (Figura 1), oito12–16,19,36,37 ECRs foram incluídos na revisão sistemática e metanálise.

Fluxograma PRISMA. Page MJ, McKenzie JE, Bossuyt PM, Boutron I, Hoffmann TC, Mulrow CD, et al. The PRISMA 2020 statement: an updated guideline for reporting systematic reviews. BMJ 2021;372:n71. doi: 10.1136/bmj.n71. Para mais informações: <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="http://www.prisma-statement.org/">http://www.prisma-statement.org/</ext-link>

Três estudos incluíram somente participantes com alto risco de complicações, no entanto, os fatores de risco variaram entre os estudos.11–15,36 A maioria dos estudos (n=6) incluiu apenas participantes com COVID-19 confirmado por reação em cadeia da polimerase da transcrição reversa em tempo real (rRT-PCR).11–15,36 No entanto, dois estudos que incluíram participantes com base no resultado do rRT-PCR e critérios adicionais (IgG, IgM, ou sintomas compatíveis) apresentaram 69,0%16 e 54,0%19 dos participantes com confirmação por rRT-PCR (Tabela 1).16,19 Uma vez que a maioria dos participantes incluídos nos estudos tiveram confirmação por rRT-PCR, escolhemos considerar somente uma população similar do ensaio COPE, isto é, uma população com intenção de tratar (ITT) modificada (ITTm) em vez da população com ITT em todas as metanálises. O estudo conduzido por Skipper et al.,16 que incluiu indivíduos com COVID-19, independentemente do método diagnóstico, foi incluído em todas as metanálises, mas excluído na análise leave-one-out para avaliar possível impacto da heterogeneidade da população. A maioria dos estudos recebeu financiamento (Tabela Suplementar 1).

Características dos estudos incluídos na revisão sistemática em ordem decrescente de publicação
Estudo†† Perfil da população Critérios diagnósticos para COVID-19 Country (N centers) Study period (Follow-up time)
Avezum 2022 NCT04466540 COPE Adultos não internados com suspeita ou diagnóstico confirmado de COVID-19 e ao menos um fator de risco para complicações clínicas Confirmado (rRT-PCR ou IgM/IgG); suspeita (doença respiratória aguda e história de viagem ou transmissão comunitária ou contato com caso com um caso confirmado ou provável) Brasil (56) May 2020-July 2021 (30 dias)
Reis 2021 NCT04403100 TOGETHER Pacientes ambulatoriais de alto risco† rRT-PCR (swab nasofaríngeo) Brasil (NR) Junho-Setembro ou outubro 2020 (90 dias)
Johnston 2021 NCT04354428 Pacientes ambulatoriais adultos de baixo risco e de alto risco ‡ rRT-PCR (swab nasofaríngeo) EUA (5) Abril-Julho 2020 (28 dias)
Schwartz 2021 NCT04329611 Pacientes adultos com COVID-19 e pelo menos um fator de risco para doença grave rRT-PCR (swab nasofaríngeo) Canadá (NR) Abril-Maio 2020 (30 dias)
Omrani 2020 NCT04349592 Q-PROTECT Adultos com COVID-19 leve ou sem sintomas que se mantiveram em quarentena em Umm Qarn por não conseguirem realizar auto-quarentena rRT-PCR (swab nasofaríngeo) Qatar (2) Abril-Agosto 2020 (21 dias)
Amaravadi 2020 (não publicado) NCT04329923 PATCH Adultos (≥ 40 anos de idade) positivos para COVID-19 em isolamento em casa rRT-PCR (swab nasofaríngeo) EUA (1) NR (até liberação da quarentena)
Mitja 2020 NCT04304053 Adultos com COVID-19 leve rRT-PCR (swab nasofaríngeo) Espanha (NR) Março-Maio 2020 (28 dias)
Skipper 2020 NCT04308668 Adultos com COVID-19 leve COVID-19 confirmado por teste laboratorial ou sintomas compatíveis e relação epidemiológica com um contato com COVID-19 confirmado por teste laboratorial Canadá e EUA (NR) Março-Maio 2020 (14 dias)

AZ: azitromicina, HCQ: hidroxicloroquina, NCT: National Clinical Trial (número); NR: não relatado; rRT-PCR: reação em cadeia da polimerase da transcrição reversa em tempo real; EUA: Estados Unidos da América

- Idade > 65 anos; hipertensão; diabetes mellitus; asma; doença pulmonar obstrutiva crônica ou outras doenças pulmonares crônicas; tabagismo; imunossupressão; obesidade (definida como índice de massa corporal ≥ 30 Kg/m2; Idade 60 anos ou mais; doença pulmonar; hipertensão ou índice de massa corporal ≥ 30 Kg/m2;

- Idade igual ou maior que 50 anos; presença de doença pulmonar, especificamente asma persistente grave ou moderada, doença pulmonar obstrutiva crônica, hipertensão pulmonar ou enfisema; diabetes que requer medicação oral ou insulina; hipertensão que requer tratamento; doenças cardiovasculares conhecidas [insuficiência cardíaca congestiva de qualquer etiologia, doença arterial coronariana documentada, doença cardíaca com manifestação clínica (miscelânea)]; doença pulmonar sintomática em tratamento crônico, história de transplantes, obesidade (índice de massa corporal ≥ 30 Kg/m2); estado de imunossupressão devido à doença; estado de imunossupressão devido a medicamento; pacientes com câncer;

- Medicamentos determinados, terapias biológicas, condições médicas e outros fatores de risco ((i.e., idade ≥ 40 anos, índice de massa corporal > 40 Kg/m2, hipertensão (em tratamento clínico, tabagismo atual, transplante de medula óssea nos últimos 12 meses, transplante de órgãos sólidos, AIDS/HIV CD4 <200 nos últimos seis meses ou CD4>200 mas não em tratamento, linfopenia moderada (nos últimos seis meses: adultos <500), doença renal crônica, diabetes (em uso de hipoglicemiante ou insulina), doença arterial coronariana, insuficiência cardíaca/fração de ejeção ventricular esquerda, doença pulmonar crônica, asma, doença pulmonar intersticial, segundo diagnóstico médico), diagnóstico de câncer atual, deficiência imune congênita ou adquirida, cirrose;

todos os estudos adotaram um nível de significância de 0,05.

Todos os estudos avaliaram HCQ, a maioria comparando-a com placebo; dois estudos avaliaram HCQ e azitromicina e um estudo avaliou lopinavir + ritonavir (Tabela 2). A dose diária de HCQ (600-1200 mg) e duração do tratamento (5-14dias) variou entre os estudos (Tabela Suplementar 2). No total, 3219 participantes (mediana de 358; intervalo interquartil: 210-513 participantes por estudo) foram incluídos, dos quais 52,1% eram do sexo masculino (Tabela 2).

Características dos participantes incluídos nos ensaios clínicos randomizados em ordem decrescente de publicação
Estudo Alternativas comparadas* n participantes (n homens) Idade, mediana (DP) ou mediana (IIQ), anos Qualquer doença coexistente, n (%) Hipertensão, n (%) Asma, n (%) Diabetes, n (%) Tempo desde o início dos sintomas até a inclusão, mediana (IIQ), dias
Avezum 2022 HCQ 478 (233) 47 (38-57) 466 (97,5) 278 (58,2) 51 (10,7) 89 (18,6) 4,0 (3,0-5,0)
Placebo 471 (220) 48 (38-58) 456 (96,8) 261 (55,4) 57 (12,1) 74 (15,7) 4,0 (3,0-5,0)
Reis 2021 HCQ 214 (92) 53 (18-81) NR 101 (47,2) 24 (11,2) 41 (19,1) NR
Lopinavir + ritonavir 244 (110) 54 (18-94) NR 128 (52,5) 15 (6,1) 44 (18,0) NR
Placebo 227 (106) 53 (18-80) NR 109 (48,0) 20 (8,8) 48 (21,1) NR
Johnston 2021 HCQ + placebo 71 (32) 36 (19-78) 37 (52,1) 8 (11,3) 0 (0) 5 (7,0) 5,9 (4,0-7,8)
HCQ+AZ 77 (30) 37 (18-71) 44 (57,1) 12 (15,6) 1 (1,3) 5 (6,5) 5,8 (3,9-8,3)
Placebo 83 (38) 38 (18-70) 48 (57,8) 7 (8,4) 1 (1,2) 7 (8,4) 5,9 (4,0-8,3)
Schwartz 2021 HCQ 111 (65) 47 (12) NR 29 (26,1) 12 (10,8) 18 (16,2) 7,0 (5,0-8,0)
Placebo 37 (17) 47 (11) NR 12 (32,4) 8 (21,6) 11 (29,7) 6,0 (6,0-9,0)
Omrani 2020 HCQ 152 (149) 40 (31-47) NR NR NR NR NR
HCQ+AZ 152 (150) 42 (38-48) NR NR NR NR NR
Placebo 152 (150) 41 (31-47) NR NR NR NR NR
Amaravadi 2020 HCQ 17 (5) 56 (43-77) NR NR NR NR NR
Placebo 17 (8) 49 (40-80) NR NR NR NR NR
Mitja 2020 HCQ 136 (32) 41 (12) 71 (52,2) 20 (14,7) 7 (5,1) 11 (9,0) 3,0 (2,0-4,0)
Nenhum tratamento 157 (54) 42 (13) 85 (54,1) 15 (9,6) 10 (6,4) 9 (6,6) 3,0 (2,0-4,0)
Skipper 2020 HCQ 212 (89) 41 (33-49) 72 (34,0) 23 (10,8) 28 (13,2) 8 (3,8) NR
Placebo 211 (96) 39 (31-50) 64 (30,3) 23 (10,9) 20 (9,5) 7 (3,3) NR

AZ: Azitromicina, HCQ: Hidroxicloroquina, IIQ: Intervalo Interquartil, NR: não relatado, n: número, DP: desvio padrão.

Características do grupo intervenção e do grupo controle são descritos em detalhe no material suplementar (p 11)

 Risco de viés nos estudos

Os resultados da análise do risco de viés dos ECRs são apresentados na Figura Suplementar 1, Tabela Suplementar 3e Tabela Suplementar 4. Para a internação por COVID-19, houve predominância de “baixo risco” de viés (n=4 estudos), seguido de "com algumas preocupações" (n=3) e “alto risco de viés” (n=1) devido a limitações no processo de randomização, desvios das intervenções planejadas e seleção do resultado relatado.

Para o desfecho “qualquer evento adverso”, houve predominância de risco "com algumas preocupações" (n=3 estudos), seguido de “baixo risco” (n=20 e “alto risco” (n=1) devido a limitações em todos os domínios (isto é, processo de randomização, desvios das intervenções planejadas, dados de desfecho faltantes, medida do desfecho, e seleção do resultado relatado).

 Resultados dos estudos individuais e síntese

Mortalidade (n=8 estudos),11–16,19,36 eventos adversos graves (n=8),11–16,19,36 qualquer evento adverso (n=7),11,12,14–16,19,36 e internação por COVID-19 (n=6) 11,12,14–16,19 foram os desfechos comumente relatados entre os ECRs, seguidos por necessidade de intubação orotraqueal (n=3),12,15,19 admissão na UTI (n=2)15,19 descontinuação no tratamento por eventos adversos (n=2),11,14 e tempo de ventilação mecânica (n=2).12,19 O tempo para alta hospitalar não foi relatado por nenhum estudo. Embora oito ECRs tenham relatado mortalidade e eventos adversos graves, somente três estudos relataram um ou mais óbitos,14,16,19 e somente cinco relataram um ou mais pacientes com evento adverso sério;12,14,15,19,36 e, assim, contribuíram para a metanálise. Não foram conduzidas metanálises para o tempo de ventilação mecânica e necessidade de intubação orotraqueal, já que somente um estudo relatou um tempo superior a zero.19

Em relação à hospitalização por COVID-19, não se observou benefício estatisticamente significativo para o uso de HCQ nem em estudos individuais nem na metanálise (Figura Central). Identificou-se consistência estatística nesta metanálise, embora inconsistências clínica e metodológica tenham sido encontradas por comparação dos participantes (por exemplo confirmação por rRT-PCR, comorbidades dos participantes, dose, e duração do tratamento) e características dos estudos (por exemplo, tempo de acompanhamento e risco de viés). Ainda, não se observou benefício quanto à mortalidade, admissão da UTI, necessidade de intubação orotraqueal e tempo de ventilação mecânica (Tabela Suplementar 5 e Figura Suplementar 2).

Quanto aos eventos adversos, não houve prejuízos com a utilização de HCQ na metanálise (Figura Central), apesar de dois ECRs haverem descrito um maior risco de eventos adversos no grupo HCQ.12,16 Nesse caso, além da heterogeneidade clínica e metodológica, também foi identificada heterogeneidade estatística. A ausência de um efeito prejudicial com o uso da HCQ foi corroborada por desfechos secundários de segurança (Tabela Suplementar 5 e Figura Suplementar 2).

Todas as análises de sensibilidade dos desfechos primários foram consistentes com os achados das análises principais (Tabela Suplementar 6), exceto pela metanálise de “quaisquer eventos adversos” quando se assumiu um modelo fixo [RR 1,70 (IC95% 1,48 - 1,96), valor p < 0,0001) em vez de um modelo aleatório [RR 1,78 (IC95% 0,90 – 3,52), valor p = 0,10].

Vale ressaltar que, para o desfecho hospitalização por COVID-19, somente seis estudos foram incluídos na metanálise, já que outros dois incluídos na revisão sistemática não descreveram de forma clara se o desfecho avaliado foi internação por todas as causas ou somente por COVID-19. Contudo, mesmo com a inclusão desses dois estudos na análise de sensibilidade, a ausência do benefício da HCQ se manteve (Tabela Suplementar 6). Ainda, os resultados dos desfechos primários continuaram inalterados com a análise de sensibilidade do método leave-one-out, sugerindo que a heterogeneidade identificada qualitativamente não foi suficiente para afetar os resultados (Tabela Suplementar 6).

 Certeza da evidência

Para a hospitalização por COVID-19, a certeza da evidência foi classificada como “muito baixa”, uma vez que a heterogeneidade e a imprecisão dos domínios foram reduzidas em dois níveis, respectivamente (Tabela 3). A imprecisão foi responsável pela redução em dois níveis na certeza, já que para a diferença na hospitalização por COVID-19 identificada nesta metanálise (HCQ vs. controle: 5,6% vs 7,4%, p = 0,09), uma população aproximadamente três vezes maior (7,880) seria necessária par identificar qualquer diferença significativa (Figura 2). Assim, o OIS não foi alcançado. Uma ilustração da análise sequencial da hospitalização por COVID-19 está disponível na Figura Suplementar 4.

Tamanho ótimo de informação para diferentes estimativas de internação por COVID-19 entre os grupos. Alfa = 0,05, beta = 0,10 (Poder 90%); RRR: redução no risco relativo. Avaliação de certeza (GRADE) – Hidroxicloroquina comparada à terapia padrão para tratamento ambulatorial de COVID-19
Avaliação de certeza Resumo dos achados
Participantes (estudos)Acompanhamento Risco de viés Inconsistência Evidência indireta Imprecisão Viés de publicação Certeza da evidência Taxas de eventos (%) Efeito relativo (IC95% ) Efeitos absolutos previstos
Risco com terapia padrão Diferença do risco com hidroxicloroquina Risco com terapia padrão Diferença do risco com hidroxicloroquina
Internação por Covid-19
2408 (6 ECRs) Não grave grave* Não grave Muito grave† Não há ⊕○○○Muito baixa 88/1186 (7,4%) 69/1222 (5,6%) RR 0,77(0,57 - 1,04) 74 por 1000 Menos 17 a cada 1.000(de 32 menos para 3 mais)
Quaisquer eventos adversos
2,319(6 ECRs) Não grave Muito grave*‡ Não grave grave § Não há ⊕○○○Muito baixa 240/1175 (20,4%) 401/1144 (35,1%) RR 1,78(0,90 – 3,52) 204 per 1,000 Menos 159 a cada 1.000(de menos 20 a mais 515)

IC: intervalo de confiança; RR: risco relativo.

Heterogeneidade clínica e metodológica foi qualitativamente identificada (confirmação por rRT-PCR, comorbidades dos participantes, dose, duração do tratamento, tempo de seguimento e risco de viés).

Para a diferença da internação por COVID-19 identificada nesta metanálise (hidroxicloroquina vs. controle: 5,6% vs. 7,4%), uma população aproximadamente três vezes maior que a incluída (tamanho ótimo de informação 7,880) deveria ser avaliada.

Heterogeneidade estatística (I2: 93%).

O limite superior (RR 3,52) da metanálise é muito superior a RR 1,25, sugerindo imprecisão. O risco de viés não foi considerado um motivo para a redução do risco, devido ao maior peso dos estudos de “baixo risco de viés” na metanálise. No entanto, mesmo se o risco de viés fosse considerado grave, a certeza continuaria a mesma, “muito baixa”.

Para “qualquer evento adverso”, a certeza da evidência foi classificada como “muito baixa”, uma vez que a heterogeneidade e a imprecisão dos domínios (isto é, o limite superior do intervalo de confiança maior que RR1,25) foram reduzidos em dois e um nível, respectivamente (Tabela 3).

 Discussão

Esta revisão sistemática é a evidência científica mais abrangente e atualizada sobre o uso de HCQ no tratamento ambulatorial de pacientes com COVID-19, na prevenção de hospitalizações, incluindo oito ECRs e 3219 participantes. Mesmo incluindo o maior ECR, o ensaio COPE,19 esta metanálise sugere que não existe benefício significativo da HCQ, em comparação ao controle, na redução efetiva de internações por COVID-19 e outros desfechos de eficácia.

Resultados similares foram identificados em revisões sistemáticas anteriores com metanálises.17,18 Apesar de seu baixo valor em identificar e resumir a evidência disponível para essa população, esses estudos têm baixo poder estatístico para confirmar qualquer benefício potencial da HCQ na internação por COVID-19 e aplicaram diferentes abordagens metodológicas. Nossa revisão sistemática difere-se dessas anteriores por: i) avaliar o risco de viés no nível do estudo e no nível do desfecho conforme recomendado pelo RoB 2.0;25 ii) conduzir análises de sensibilidade para avaliar o impacto de estudos com alto risco de viés em vez de excluir os estudos não cegos; iii) conduzir análises de sensibilidade para avaliar o impacto de se excluir o terceiro braço de estudos com três braços em vez de se excluir todo o estudo; iv) conduzir a avaliação formal do OIS da internação por COVID-19, e v) incluir um maior número de ECRs e eventos.

Essas e outras escolhas metodológicas contribuíram para identificar que o risco de viés, a exclusão de um terceiro braço, e a heterogeneidade dos estudos não afetaram os resultados. Ainda, apesar da importância do estudo COPE em reduzir a imprecisão (RR 0,76 IC95% 0,45-1,28 para RR 0,77 IC95 0,57-1,04), o tamanho da amostra total ainda não é suficiente para confirmar ou refutar qualquer benefício da HCQ em diminuir internações por COVID-19, de acordo com o método do OIS.

Esse achado sugere que a baixa frequência de internações em adultos, independentemente do risco de complicações da COVID-19, e pequena diferença nas taxas entre HCQ e controles requerem amostras maiores para se confirmar qualquer benefício. Tal fato foi confirmado pela análise do OIS que sugere que, para se confirmar uma redução de 23% no risco de hospitalização por COVID-19 com o uso de HCQ, a evidência deveria incluir pela menos 7880 participantes, isto é, uma população três vezes maior que a disponível para esse desfecho. Ainda, os estudos incluídos na metanálise são anteriores à vacinação, quando se esperava um grupo controle com uma média de 7% de internação. Ao se considerar taxas de internação por COVID-19 muito menores para o grupo controle na fase atual da pandemia,38 o OIS seria bem maior que o estimado. Assim, a necessidade de amostras maiores, combinada com prioridades de pesquisa na fase pós-vacina, dificulta a realização de estudos maiores.

Além disso, nós identificamos uma alta heterogeneidade entre os estudos, considerando diferentes doses, frequência e duração do tratamento com HCQ, diferentes tempos de acompanhamento e inclusão somente de participantes com alto risco de complicações da COVID-19 por alguns estudos e de pacientes adultos independentemente do risco por outros. Consequentemente, houve proporções diferentes de participantes com comorbidades e idade média entre os estudos. Embora diferenças metodológicas e clínicas não tenham sido suficientes para modificar os resultados nas análises de sensibilidade, essa heterogeneidade não pode ser subestimada, uma vez que, para as metanálises incluindo estudos com intervalos de confiança amplos, a heterogeneidade estatística pode ser mascarada. Assim, nossa revisão sistemática identificou que a evidência disponível até o momento sugere a ausência potencial de benefício do uso de HCQ. Contudo, a certeza de tal evidência é muito baixa e, portanto, estudos maiores e bem conduzidos poderiam confirmar ou refutar com maior confiabilidade a eficácia e a segurança. Importante destacar que a avaliação da qualidade da evidência é subjetiva e, portanto, as explicações para a redução do risco de viés são apresentadas de modo que o leitor avalie sua confiabilidade.

Em relação à ausência de significância nos resultados sobre os efeitos negativos da HCQ, é importante considerar que a maioria dos estudos excluiu participantes com condições clínicas que possam aumentar o risco de eventos adversos sérios. Ainda, esta revisão sistemática não teve como objetivo identificar o risco do uso da HCQ para eventos adversos específicos, como arritmia. Vale ainda mencionar que, apesar de uma das análises de sensibilidade haver identificado um risco adicional para a incidência de “qualquer evento adverso” (modelo fixo), esse resultado não diminui a robustez da conclusão principal dessa revisão sobre ausência significativa de efeito negativo; o modelo fixo não é recomendado para metanálises com alta heterogeneidade, em que os intervalos de confiança tornam-se mais estreitos (maior precisão) e estudos influentes puxam a média ponderada para suas estimativas. Para esse desfecho, o estudo com alto risco de viés conduzido por Mitja et al. identificou um risco adicional para evento adverso com HCQ em comparação a nenhum tratamento (72% vs.10%).12

Embora haja fraca evidência sobre o uso de HCQ como profilaxia antes e após a exposição,17,18 tratamento ambulatoria17,18 ou hospitalar,18,39 este estudo corrobora os resultados de revisões publicadas sobre a falta de um benefício significativo da HCQ, independentemente da população avaliada. Assim, o uso de HCQ fora do contexto de pesquisa ainda não é recomendado.

Com base no movimento antivacina em todo o mundo,4 desigualdade no acesso à vacinação, o fato de que alguns indivíduos não desenvolvem imunidade efetiva após vacinação completa,40 e de que mesmos pessoas imunizadas possam necessitar de cuidado médico para COVID-19,5 investimentos em estudos que avaliam tratamentos para COVID-19 são necessários. Por outro lado, investimentos em estudos pequenos, com populações heterogêneas e sem validade metodológica devem ser desencorajados, uma vez que o maior potencial desses estudos é aumentar a incerteza, reduzir a credibilidade na ciência e contribuir para o uso irracional de tecnologias sem confirmação sobre seus riscos e benefícios. Assim, grandes estudos multicêntricos, com foco nos participantes com alto risco de complicações da COVID-19, com seguimento apropriado e suficiente, e elevada qualidade metodológica deveriam ser encorajados.

Algumas limitações da revisão sistemática devem ser mencionadas. Assim como em qualquer busca sistemática, a chance de estudos faltantes existe. Contudo, uma busca manual detalhada não identificou nenhum estudo na lista de referência de estudos relevantes. Devido aos desfechos avaliados e reportados no ECR, não conseguimos conduzir metanálises para todos os desfechos de eficácia identificados (isto é, tempo de ventilação mecânica, necessidade de intubação orotraqueal e tempo para alta hospitalar). No entanto, os achados atuais foram consistentes por todos os desfechos avaliados e, assim, há pouco potencial para diferentes resultados nesses desfechos não sintetizados na metanálise.

Há algumas correções à informação fornecida no protocolo (CRD42021265427): i) não foi especificado se o desfecho hospitalização referiu-se apenas às internações por COVID-19 ou às internações por todas as causas; e ii) não foi especificado que as análises de sensibilidade seriam feitas apenas para os desfechos primários (isto é, “hospitalização por COVID-19” e “quaisquer eventos adversos”. Os resultados sugerem que os achados seriam similares mesmo sem a implementação das modificações.

 Conclusões

Evidência de qualidade muito baixa mostrou falta de benefícios significativos do tratamento ambulatorial com HCQ na prevenção de hospitalização por COVID-19 em adultos com diagnóstico confirmado, o que foi corroborado por outros desfechos de eficácia avaliados (como mortalidade, admissão na UTI, tempo de ventilação mecânica, e necessidade de intubação orotraqueal). Considerando que os ECRs incluíram uma população selecionada, e que, por isso, podem não refletir as características da população geral que poderiam usar HCQ, não foram identificados prejuízos significativos na evidência atualmente disponível sobre “qualquer evento adverso” (certeza muito baixa), “evento adverso sério” ou “descontinuação por evento adverso”. Apesar de ser a revisão sistemática com o maior número de participantes incluídos, o OIS, considerando a resposta à infecção anterior à vacinação, não foi alcançado.

Fontes de financiamento

O presente estudo foi financiado por Hospital Alemão Oswaldo Cruz.

Vinculação acadêmica

Não há vinculação deste estudo a programas de pós-graduação.

Aprovação ética e consentimento informado

Este artigo não contém estudos com humanos ou animais realizados por nenhum dos autores.

 * Material suplementar

Para informação adicional, por favor, clique aqui.

 Referências Hasell J Matieu E Beltekian D MacDonald B Giattino C Ortiz-Olpina E Coronavirus Pandemic (COVID-19) Sci Data 2020 7 1 345 345 10.1038/s41597-020-00688- 1 Hasell J, Matieu E, Beltekian D, MacDonald B, Giattino C, Ortiz-Olpina E, et al. Coronavirus Pandemic (COVID-19). Sci Data 2020;7(1):345. Doi: 10.1038/s41597-020-00688-8 Eyre DW Taylor D Purver M Chapman D Fowler T Pouwels KB Effect of Covid-19 Vaccination on Transmission of Alpha and Delta Variants N Engl J Med 2022 386 8 744 756 10.1056/NEJMoa2116597 2 Eyre DW, Taylor D, Purver M,ChapmanD, Fowler T, Pouwels KB, et al. Effect of Covid-19 Vaccination on Transmission of Alpha and Delta Variants. N Engl J Med.2022;386(8):744-56. DOI: 10.1056/NEJMoa2116597. Chen J Wang R Gilby NB Omicron Variant (B.1.1.529): Infectivity, Vaccine Breakthrough, and Antibody Resistance J Chem Inf Model 2022 acs.jcim.1c01451 3 Chen J, Wang R, Gilby NB, et al. Omicron Variant (B.1.1.529): Infectivity, Vaccine Breakthrough, and Antibody Resistance. J Chem Inf Model 2022; acs.jcim.1c01451. Salomoni MG Di Valerio Z Gabrielli E Montalti M Tedesco D Guaraldi F Hesitant or Not Hesitant? A Systematic Review on Global COVID-19 Vaccine Acceptance in Different Populations Vaccines (Basel) 2021 9 873 873 10.3390/vaccines908087 4 Salomoni MG, Di Valerio Z, Gabrielli E, Montalti M, Tedesco D, Guaraldi F. Hesitant or Not Hesitant? A Systematic Review on Global COVID-19 Vaccine Acceptance in Different Populations. Vaccines (Basel).2021;9:873. DOI: 10.3390/vaccines9080873 Peacocke EF Heupink LF Frønsdal K Dahl EH Chola H Global access to COVID-19 vaccines: a scoping review of factors that may influence equitable access for low and middle-income countries BMJ Open 2021 11 9 e049505 10.1136/bmjopen-2021-04950 5 Peacocke EF, Heupink LF, Frønsdal K, Dahl EH, Chola H. Global access to COVID-19 vaccines: a scoping review of factors that may influence equitable access for low and middle-income countries. BMJ Open.2021;11(9):e049505. DOI: 10.1136/bmjopen-2021-049505 Gomes BF de O Petriz JLF Menezes IRR Azevedo AS Silva TMB Silva VL Impacto do Alto Risco Cardiovascular na Mortalidade Hospitalar em Pacientes Internados em Terapia Intensiva por COVID-19 Arq Bras Cardiol 2022 118 5 927 934 10.36660/abc.2021034 6 Gomes BF de O, Petriz JLF, Menezes IRR, Azevedo AS, Silva TMB, Silva VL. Impacto do Alto Risco Cardiovascular na Mortalidade Hospitalar em Pacientes Internados em Terapia Intensiva por COVID-19. Arq Bras Cardiol. 2022;118(5):927-34. DOI: 10.36660/abc.20210349 Paiva KM de Hillesheim D Rech CR Delevatti R Brown RV Gonzales AI Haas P Prevalência e Fatores Associados à SRAG por COVID-19 em Adultos e Idosos com Doença Cardiovascular Crônica Arq Bras Cardiol 2021 117 5 968 975 10.36660/abc.20200955 7 Paiva KM de, Hillesheim D, Rech CR,Delevatti R, Brown RV, Gonzales AI, Haas P.. Prevalência e Fatores Associados à SRAG por COVID-19 em Adultos e Idosos com Doença Cardiovascular Crônica. Arq Bras Cardiol.2021;117(5):968-75. DOI: 10.36660/abc.20200955. Venkatesan P Repurposing drugs for treatment of COVID-19 Lancet Respir Med 2021 9 e63 10.1016/S2213-2600(21)00270- 8 Venkatesan P. Repurposing drugs for treatment of COVID-19. Lancet Respir Med 2021; 9: e63. DOI: 10.1016/S2213-2600(21)00270-8 Yao X Fei F Zhang M Cui C Niu P Liu X In Vitro Antiviral Activity and Projection of Optimized Dosing Design of Hydroxychloroquine for the Treatment of Severe Acute Respiratory Syndrome Coronavirus 2 (SARS-CoV-2) Clin Infect Dis 10.1093/cid/ciaa237 9 Yao X, Fei F, Zhang M, Cui C, Niu P, Liu X, et al. In Vitro Antiviral Activity and Projection of Optimized Dosing Design of Hydroxychloroquine for the Treatment of Severe Acute Respiratory Syndrome Coronavirus 2 (SARS-CoV-2). Clin Infect Dis. DOI: 10.1093/cid/ciaa237. Liu J Cao R Xu M Wang X Zhang H Hu H Hydroxychloroquine, a less toxic derivative of chloroquine, is effective in inhibiting SARS-CoV-2 infection in vitro Cell Discov 2020 6 16 16 10.1038/s41421-020-0156- 10 Liu J, Cao R, Xu M,Wang X, Zhang H, Hu H, et al. Hydroxychloroquine, a less toxic derivative of chloroquine, is effective in inhibiting SARS-CoV-2 infection in vitro. Cell Discov. 2020; 6: 16. DOI: 10.1038/s41421-020-0156-0 Johnston C Brown ER Stewart J Karita HCS Kisserger P Dwyer J Hydroxychloroquine with or without azithromycin for treatment of early SARS-CoV-2 infection among high-risk outpatient adults: A randomized clinical trial EClinicalMedicine 2021 33 100773 100773 11 Johnston C, Brown ER, Stewart J, Karita HCS, Kisserger P, Dwyer J, et al. Hydroxychloroquine with or without azithromycin for treatment of early SARS-CoV-2 infection among high-risk outpatient adults: A randomized clinical trial. EClinicalMedicine. 2021;33:100773. Mitjà O Corbacho-Monné M Ubals M Karita HCS Kisseenger P Dwyer J Hydroxychloroquine for Early Treatment of Adults With Mild Coronavirus Disease 2019: A Randomized, Controlled Trial Clin Infect Dis 2021 73 11 e4073 e4081 10.1093/cid/ciaa1009 12 Mitjà O, Corbacho-Monné M, Ubals M, Karita HCS, Kisseenger P, Dwyer J, et al. Hydroxychloroquine for Early Treatment of Adults With Mild Coronavirus Disease 2019: A Randomized, Controlled Trial. Clin Infect Dis.2021;73(11):e4073-e4081. DOI: 10.1093/cid/ciaa1009. Omrani AS Pathan SA Thomas SA Randomized double-blinded placebo-controlled trial of hydroxychloroquine with or without azithromycin for virologic cure of non-severe Covid-19 EClinicalMedicine 2020 29-30 100645 100645 10.1016/j.eclinm.2020.10064 13 Omrani AS, Pathan SA, Thomas SA, et al. Randomized double-blinded placebo-controlled trial of hydroxychloroquine with or without azithromycin for virologic cure of non-severe Covid-19. EClinicalMedicine 2020; 29-30:100645. DOI: 10.1016/j.eclinm.2020.100645 Reis G Moreira Silva EA dos S Medeiros Silva DC Effect of Early Treatment With Hydroxychloroquine or Lopinavir and Ritonavir on Risk of Hospitalization Among Patients With COVID-19 JAMA Netw Open 2021 4 4 e216468 10.1001/jamanetworkopen.2021.646 14 Reis G, Moreira Silva EA dos S, Medeiros Silva DC, et al. Effect of Early Treatment With Hydroxychloroquine or Lopinavir and Ritonavir on Risk of Hospitalization Among Patients With COVID-19. JAMA Netw Open, 2021;4(4):e216468 DOI: 10.1001/jamanetworkopen.2021.6468 Schwartz I Boesen ME Cerchiaro G Doram C Edwards BD Ganesh A Assessing the efficacy and safety of hydroxychloroquine as outpatient treatment of COVID-19: a randomized controlled trial CMAJ Open 2021 9 2 E693 E702 10.9778/cmajo.2021006 15 Schwartz I, Boesen ME, Cerchiaro G,Doram C, Edwards BD, Ganesh A, et al. Assessing the efficacy and safety of hydroxychloroquine as outpatient treatment of COVID-19: a randomized controlled trial. CMAJ Open 2021; 9(2) E693-E702. DOI: 10.9778/cmajo.20210069 Skipper CP Pastick KA Engen NW Hydroxychloroquine in Nonhospitalized Adults With Early COVID-19 Ann Intern Med 2020 173 8 623 631 10.7326/M20-420 16 Skipper CP, Pastick KA, Engen NW. Hydroxychloroquine in Nonhospitalized Adults With Early COVID-19. Ann Intern Med.2020;173(8):623-31. DOI: 10.7326/M20-4207 Tanni SE Bacha HA Naime A Use of hydroxychloroquine to prevent SARS-CoV-2 infection and treat mild COVID-19: a systematic review and meta-analysis J Bras Pneumol 2021 47 5 e20210236 10.36416/1806-3756/e2021023 17 Tanni SE, Bacha HA, Naime A, et al. Use of hydroxychloroquine to prevent SARS-CoV-2 infection and treat mild COVID-19: a systematic review and meta-analysis. J Bras Pneumol. 2021;47(5):e20210236. DOI: 10.36416/1806-3756/e20210236 Martins PR Filho Ferreira LC Heimfarth L Efficacy and safety of hydroxychloroquine as pre-and post-exposure prophylaxis and treatment of COVID-19: A systematic review and meta-analysis of blinded, placebo-controlled, randomized clinical trials Lancet Reg Health Am 2021 2 100062 100062 10.1016/j.lana.2021.10006 18 Martins-Filho PR, Ferreira LC, Heimfarth L, et al. Efficacy and safety of hydroxychloroquine as pre-and post-exposure prophylaxis and treatment of COVID-19: A systematic review and meta-analysis of blinded, placebo-controlled, randomized clinical trials. Lancet Reg Health Am. 2021;2: 100062. DOI: 10.1016/j.lana.2021.100062 Avezum Á Oliveira GBF Oliveira H Luccheta R Pereira VFA Dabarian AL Hydroxychloroquine versus placebo in the treatment of non-hospitalised patients with COVID-19 (COPE - Coalition V): A double-blind, multicentre, randomised, controlled trial Lancet Reg Health Am 2022 11 100243 100243 10.1016/j.lana.2022.10024 19 Avezum Á, Oliveira GBF, Oliveira H, Luccheta R, Pereira VFA, Dabarian AL, et al. Hydroxychloroquine versus placebo in the treatment of non-hospitalised patients with COVID-19 (COPE - Coalition V): A double-blind, multicentre, randomised, controlled trial. Lancet Reg Health Am. 2022; 11:100243. DOI: 10.1016/j.lana.2022.100243 Higgin J Thomas J Chandler J Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions version 6.2 (updated February 2021) Handbook www.training.cochrane.org/handbook 2021 20 Higgin J, Thomas J, Chandler J, et al. Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions version 6.2 (updated February 2021). Handbook, www.training.cochrane.org/handbook (2021). Page MJ McKenzie JE Bossuyt PM Boutron I Hoffmann TC Mulrow CD The PRISMA 2020 statement: an updated guideline for reporting systematic reviews Syst Rev 2021 10 1 89 89 10.1186/s13643-021-01626- 21 Page MJ, McKenzie JE, Bossuyt PM, Boutron I, Hoffmann TC, Mulrow CD, et al. The PRISMA 2020 statement: an updated guideline for reporting systematic reviews. Syst Rev. 2021;10(1):89. DOI: 10.1186/s13643-021-01626-4 Glanville J Foxlee R Wisniewski S Translating the Cochrane EMBASE RCT filter from the Ovid interface to Embase.com: a case study Health Inf Libr J 2019 36 3 264 277 10.1111/hir.1226 22 Glanville J, Foxlee R, Wisniewski S, Translating the Cochrane EMBASE RCT filter from the Ovid interface to Embase.com: a case study. Health Inf Libr J. 2019;36(3):264-77. DOI: 10.1111/hir.12269 Glanville J Kotas E Featherstone R Dooddley G Which are the most sensitive search filters to identify randomized controlled trials in MEDLINE? J Med Libr Assoc 2019 36 3 264 277 10.5195/jmla.2020.912 23 Glanville J, Kotas E, Featherstone R, Dooddley G. et al. Which are the most sensitive search filters to identify randomized controlled trials in MEDLINE? J Med Libr Assoc; 2019;36(3):264-77. DOI: 10.5195/jmla.2020.912. Ouzzani M Hammady H Fedorowicz Z Dooley G Rayyan—a web and mobile app for systematic reviews Syst Rev 2016 105 5 556 563 10.5195/jmla.2020.91 24 Ouzzani M, Hammady H, Fedorowicz Z, Dooley G. Rayyan—a web and mobile app for systematic reviews. Syst Rev. 2016;105(5):556-63. DOI: 10.5195/jmla.2020.912 Higgins J Sterne J Savović J Doodley G A revised tool for assessing risk of bias in randomized trials Chandler J McKenzie J Boutron I Welch V Cochrane Methods Cochrane Database Systematic Reviews 2016 10 Suppl1 29 31 25 Higgins J, Sterne J, Savović J,Doodley G, (editors). A revised tool for assessing risk of bias in randomized trials In: Chandler J, McKenzie J, Boutron I, Welch V. Cochrane Methods Cochrane Database Systematic Reviews.2016;10(Suppl1):29-31. McGuinness LA Higgins JPT Risk-of-bias VISualization (robvis): An R package and Shiny web app for visualizing risk-of-bias assessments Res Synth Methods 2021 12 1 55 61 10.1002/jrsm.141 26 McGuinness LA, Higgins JPT. Risk-of-bias VISualization (robvis): An R package and Shiny web app for visualizing risk-of-bias assessments. Res Synth Methods.2021;12(1):55-61. DOI: 10.1002/jrsm.1411 Team RC R: A language and environment for statistical computing https://www.r-project.org/ 27 Team RC. R: A language and environment for statistical computing., https://www.r-project.org/. Schwarzer G Meta: An R package for meta-analysis R News 2007 7 40 45 28 Schwarzer G. Meta: An R package for meta-analysis. R News 2007; 7: 40-5. Conducting meta-analyses in R with the metafor package J Stat Softw 2010 36 1 48 29 Conducting meta-analyses in R with the metafor package. J Stat Softw 2010; 36: 1-48. Higgins J Green S Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions. Version 5.1.0 [updated March 2011] The Cochrane Collaboration 2011 30 Higgins J, Green S. Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions. Version 5.1.0 [updated March 2011]. The Cochrane Collaboration, 2011. Owen RK Bradbury N Xin Y MetaInsight: An interactive web‐based tool for analyzing, interrogating, and visualizing network meta‐analyses using R‐shiny and netmeta Res Synth Methods 2019 10 4 569 581 10.1002/jrsm.137 31 Owen RK, Bradbury N, Xin Y, et al. MetaInsight: An interactive web‐based tool for analyzing, interrogating, and visualizing network meta‐analyses using R‐shiny and netmeta. Res Synth Methods. 2019;10(4):569-81. DOI: 10.1002/jrsm.1373 GRADE. Working Group Grading quality of evidence and strength of recommendations BMJ 2004 328 7454 1490 1490 10.1136/bmj.328.7454.149 32 GRADE. Working Group. Grading quality of evidence and strength of recommendations. BMJ 2004;328(7454):1490. DOI: 10.1136/bmj.328.7454.1490 Guyatt GH Oxman AD Kunz R Brozek J Alonso-Coelo P Rind D GRADE guidelines 6. Rating the quality of evidence—imprecision J Clin Epidemiol 2011 64 12 1283 1293 33 Guyatt GH, Oxman AD, Kunz R, Brozek J, Alonso-Coelo P, Rind D, et al. GRADE guidelines 6. Rating the quality of evidence—imprecision. J Clin Epidemiol. 2011;64(12):1283-93. Schünemann HJ Interpreting GRADE’s levels of certainty or quality of the evidence: GRADE for statisticians, considering review information size or less emphasis on imprecision? J Clin Epidemiol 2016 75 6 15 10.1016/j.jclinepi.2016.03.01 34 Schünemann HJ. Interpreting GRADE’s levels of certainty or quality of the evidence: GRADE for statisticians, considering review information size or less emphasis on imprecision? J Clin Epidemiol. 2016;75:6-15. DOI: 10.1016/j.jclinepi.2016.03.018 Brant R Inference for Proportions: Comparing Two Independent Samples https://www.stat.ubc.ca/~rollin/stats/ssize/b2.html 35 Brant R. Inference for Proportions: Comparing Two Independent Samples, https://www.stat.ubc.ca/~rollin/stats/ssize/b2.html. Amaravadi R The PATCH Trial (Prevention And Treatment of COVID-19 With Hydroxychloroquine) (PATCH) - ClinicalTrials.gov Identifier: NCT04329923 https://clinicaltrials.gov/ct2/show/NCT04329923(2020) 36 Amaravadi R. The PATCH Trial (Prevention And Treatment of COVID-19 With Hydroxychloroquine) (PATCH) - ClinicalTrials.gov Identifier: NCT04329923, https://clinicaltrials.gov/ct2/show/NCT04329923 (2020). Løning PE Eikesdal HP Aromatase inhibition 2013: Clinical state of the art and questions that remain to be solved Endocr Relat Cancer 2013 20 R183 R201 37 Løning PE, Eikesdal HP. Aromatase inhibition 2013: Clinical state of the art and questions that remain to be solved. Endocr Relat Cancer 2013; 20: R183-R201. Estofolete CF Fares GF Banho CA schetto L Campos G Moraes M Predictors of death in COVID-19 vaccine breakthrough infections in Brazil J Infect 2022 84 e22 e24 10.1016/j.jinf.2022.01.04 38 Estofolete CF, Fares GF, Banho CA,schetto L, Campos G, Moraes M, et al. Predictors of death in COVID-19 vaccine breakthrough infections in Brazil. J Infect 2022; 84: e22-e24. DOI: 10.1016/j.jinf.2022.01.040 Hernandez A V Phan MT Rocco J Efficacy and Safety of Hydroxychloroquine for Hospitalized COVID-19 Patients: A Systematic Review and Meta-Analysis J Clin Med 2021 10 2503 2503 39 Hernandez A V., Phan MT, Rocco J, et al. Efficacy and Safety of Hydroxychloroquine for Hospitalized COVID-19 Patients: A Systematic Review and Meta-Analysis. J Clin Med 2021; 10: 2503. Good MF Hawkes MT The Interaction of Natural and Vaccine-Induced Immunity with Social Distancing Predicts the Evolution of the COVID-19 Pandemic mBio 2020 11 5 e02617 10.1128/mBio.02617-20 40 Good MF, Hawkes MT. The Interaction of Natural and Vaccine-Induced Immunity with Social Distancing Predicts the Evolution of the COVID-19 Pandemic. mBio.2020;11(5):e02617. DOI: 10.1128/mBio.02617-20. Original Article Hydroxychloroquine for Non-Hospitalized COVID-19 Patients: A Systematic Review and Meta-Analysis of Randomized Clinical Trials 0000-0002-4004-1320 Lucchetta Rosa 1 Conception and design of the research Acquisition of data Analysis and interpretation of the data Statistical analysis and Writing of the manuscript Matuoka Jessica Y. 1 Conception and design of the research Acquisition of data Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content 0000-0002-0289-4947 Oliveira Haliton Alves de Junior 1 Conception and design of the research Analysis and interpretation of the data Obtaining financing Critical revision of the manuscript for important intellectual content 0000-0002-1815-6498 Oliveira Gustavo 1 2 Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content Cavalcanti Alexandre Biasi 3 Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content Azevedo Luciano 4 Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content Berwanger Otavio 5 Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content Lopes Renato Delascio 6 Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content Rosa Regis Goulart 7 Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content 0000-0002-0287-3601 Veiga Viviane Cordeiro 8 Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content Avezum Álvaro 1 Conception and design of the research Analysis and interpretation of the data Statistical analysis and Writing of the manuscript Critical revision of the manuscript for important intellectual content São Paulo SP Brazil Hospital Alemão Oswaldo Cruz, São Paulo, SP – Brazil São Paulo SP Brazil Instituto Dante Pazzanese de Cardiologia, São Paulo, SP – Brazil São Paulo SP Brazil Hospital do Coração, São Paulo SP – Brazil São Paulo SP Brasil Hospital Sírio-Libanês, São Paulo, SP – Brasil São Paulo SP Brazil Hospital Israelita Albert Einstein, São Paulo, SP – Brazil Durham North Carolina USA Duke University Hospital, Durham, North Carolina – USA Porto Alegre RS Brazil Hospital Moinhos de Vento, Porto Alegre, RS – Brazil São Paulo SP Brazil Beneficência Portuguesa de São Paulo, São Paulo, SP – Brazil Mailing Address: Álvaro Avezum • Hospital Alemão Oswaldo Cruz – R. Treze de Maio, 1815. Postal Code 01323-020, São Paulo, SP – Brazil. E-mail: aavezum@haoc.com.br

Potential conflict of interest

No potential conflict of interest relevant to this article was reported.

 Abstract Background:

Previous systematic reviews have identified no benefit of hydroxychloroquine and chloroquine in non-hospitalized COVID-19 patients. After publication of these reviews, the results of COPE, the largest randomized trial conducted to date, became available.

 Objectives:

To conduct a systematic review and meta-analyses of randomized clinical trials (RCTs) to synthesize the evidence on the efficacy and safety of hydroxychloroquine and chloroquine for non-hospitalized COVID-19 patients compared to placebo or standard of care.

 Methods:

Searches were conducted in PubMed, Embase, The Cochrane Library, and ClinicalTrials.gov complemented by manual search. Pairwise meta-analyses, risk of bias, and evidence certainty assessments were conducted, including optimal information size analysis (OIS). A level of significance of 0.05 was adopted in the meta-analysis. PROSPERO: CRD42021265427.

 Results:

Eight RCTs with 3,219 participants were included. COVID-19 hospitalization and any adverse events rates were not significantly different between hydroxychloroquine (5.6% and 35.1%) and control (7.4% and 20.4%) (risk ratio, RR, 0.77, 95% confidence interval, CI, 0.57-1.04, I2: 0%; RR 1.78, 95%-CI 0.90; 3.52, I2: 93%, respectively). The OIS (7,880) was not reached for COVID-19 hospitalization, independently of the simulation for anticipated event rate and RR reduction estimate.

 Conclusion:

Evidence of very low certainty showed lack of benefit with hydroxychloroquine in preventing COVID-19 hospitalizations. Despite being the systematic review with the largest number of participants included, the OIS, considering pre-vaccination response to infection, has not yet been reached.

 Keywords: COVID-19/drug therapy SARS-CoV-2 Hydroxychloroquine Randomized Controlled Trials as Topic Meta-Analyis Forest plots of a) COVID-19 hospitalization and b) any adverse events in hydroxychloroquine and control groups. CI: confidence interval, RR: risk ratio. Introduction

The coronavirus disease 2019 (COVID-19) pandemic is still a worldwide public health problem, given the high number of cases,1 due to the emergence of variants such as Alpha, Delta and Omicron,2,3 and the high number of deaths,1 especially due to reduced access or adherence to vaccine and development of severe COVID-19 among individuals with cardiovascular risk factors.4–7

Considering the COVID-19 pandemic scenario, several therapeutic options have been repurposed based on their respective mechanisms of action.8 The antimalarials chloroquine and hydroxychloroquine (HCQ) act on the affinity mechanisms of SARS-CoV-2 with the angiotensin-converting enzyme 2.9,10 For this reason, these drugs have been proposed as possible therapeutic options for patients with COVID-19, not only in the hospital setting, but also in prophylaxis and for non-hospitalized patients. Although several studies, regardless of the nosocomial scenario, have shown that chloroquine/HCQ does not present benefits, either in mortality or hospitalization, with worse safety profiles, the focus on the non-hospitalized population is still poorly discussed.11–16

Two systematic reviews evaluated the effect of chloroquine/HCQ in non-hospitalized COVID-19 patients.17,18 Both showed no clinical benefits of HCQ as treatment of non-hospitalized COVID-19 patients. However, after the publication of these systematic reviews, results of the COVID-19 Outpatient Prevention Evaluation (COPE),19 the largest randomized trial conducted to date, has become available. Thus, we aimed to conduct a systematic review and meta-analyses of randomized clinical trials (RCTs) to synthesize the evidence on the efficacy and safety of HCQ and chloroquine for non-hospitalized COVID-19 patients with updated data from the COPE Randomized Clinical Trial,19 providing the optimal information size (OIS) of the available evidence.

 Methods

The systematic review was performed in accordance with the Cochrane Collaboration recommendations and reported following the Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses (PRISMA 2020).20,21 The protocol is registered in the International Prospective Register of Systematic Reviews (PROSPERO - CRD42021265427).

Eligibility criteria

We considered studies that fulfilled the following inclusion criteria:

Population – Non-hospitalized adult patients with confirmed or suspected COVID-19.

Intervention and control – HCQ or chloroquine (pills or any other solid pharmaceutical form) in any dosage, compared to placebo or standard of care.

Outcomes – The primary outcomes were COVID-19 hospitalization and any adverse events; and the secondary outcomes were mortality, intensive care unit (ICU) admission, time to hospital discharge, need for orotracheal intubation, mechanical ventilation time, discontinuation due to adverse events, and severe adverse events. Studies that did not report results for any of the outcomes of interest were excluded; and

Type of studies – RCTs regardless of number of comparators, follow-up time, number of included participants, or report status (i.e., published, or unpublished studies if the result is available in the NCT registry).

 Information sources and search strategies

Electronic searches were conducted in the PubMed, Embase, and Cochrane Library without language restriction (until September 2021). Trial registration database (Clinicaltrials.gov) (until September 2021) was also searched, restricting to records containing results. Reference lists of reviews and included studies were also searched. Results of the COPE trial were shared by authors in September 2021. The complete search strategies are provided in the supplementary text 1. Validated filters for RCTs were applied.22,23 Validation of the search strategy was performed through a search in reference lists of reviews evaluating HCQ or chloroquine for patients with COVID-19 (supplementary text 2).

 Selection process

The retrieved registries were imported to EndNote X8□ for duplicate removal, then imported to Rayyan platform for study selection.24 Two researchers (JYM and RCL) independently screened the titles and abstracts of retrieved studies to identify irrelevant records. In a second step, full-text articles were also independently evaluated by the same two researchers according to the eligibility criteria. Discrepancies were resolved by consensus or by a third reviewer (HAOJ).

 Data collection process and data items

The data were independently extracted by two researchers (JYM, RCL) and discrepancies were reconciled in consensus meetings or using a third-party adjudication (HAOJ).

The collected data were study characteristics (identification, NCT, acronym, general population profile, COVID-19 diagnosis criteria, variables compared, cointerventions, country and number of centers, funding, study period, and follow-up time); participants’ characteristics according to compared alternatives (e.g. age, number of participants by sex, hypertension, asthma, or diabetes); outcomes and results. Results reported for population subgroups were not extracted, while multiple results reported per outcome for different time-points or different outcome definitions were extracted.

 Risk of bias assessment

Evaluation of risk of bias of the included studies was conducted by two independent reviewers (RCL, JYM). Discrepancies were resolved by consensus or consultation of a third reviewer (HAOJ), using the Cochrane Collaboration revised Risk of Bias assessment tool for RCT (RoB 2.0).25 Based on the risk of bias, the study could be described as ‘low risk’, ‘some concerns’ and ‘high risk’. The assessment was performed at the study and outcome level, considering the primary outcomes.

Analysis of the risk of bias analysis was presented as ‘traffic light plots’ of the domain-level judgements for each individual outcome, using RobVis web app.26

 Effect measures, synthesis methods, and reporting bias

Effect size measures were defined for each outcome as follows: risk ratio (RR) for dichotomous outcomes (i.e., COVID-19 hospitalization, any adverse events, mortality, ICU admission, need for orotracheal intubation, discontinuation due to adverse events, and severe adverse events) and mean difference for continuous outcomes (i.e., time to hospital discharge and mechanical ventilation time). All effect size measures were calculated considering a level of significance of 0.05, 95% confidence intervals (CI), and prediction interval.

All studies that met the eligibility criteria were eligible for narrative synthesis. For quantitative synthesis, all studies that reported the number of participants with event, number of total participants for dichotomous outcomes or mean time and standard deviation (or confidence interval or standard error) for continuous outcomes were eligible. If needed, data conversion (e.g., confidence interval to standard deviation) would be performed.

Statistical analyses were performed using meta and metafor R packages (R v4.1.2 and R studio 2021.09.0).27–29 Similarity analyses were performed by comparing population, interventions, control, and outcome definitions among the included studies in the meta-analyses.

Pairwise meta-analyses for dichotomous outcomes were made using the Mantel-Haenszel method, random model, DerSimonian-Laird estimator of tau2, Mantel-Haenszel estimator used in calculation of Q and tau2, and continuity correction of 0.5 in studies with zero cell frequencies were employed in all analyses. In addition to the qualitative analysis of methodological and clinical similarity of the studies, statistical analysis of inconsistency (I2) was performed as proposed by Higgins and Green.30

Data entry was performed with contrast-based data (i.e., trial-level summaries instead arm-level data). For meta-analyses including multi-arm trials (more than two arms), three analyses were performed: i) selection of one pair of interventions and exclusion of the others (base-case); combination of groups to create a single pair-wise comparison (sensitivity analysis), and network meta-analysis (sensitivity analysis).20 The network meta-analyses were conducted using MetaInsight platform by frequentist approach.31

Additional sensitivity analyses included the removal of studies at high risk of bias, use of an alternative meta-analysis (i.e., using fixed model instead random model or adjustment of the random effects model by the Hartung-Knapp and Jonkman method for calculation of tau2), and leave-one-out method.

Although analyses of subgroups, meta-regression, and publication bias have been planned in the review protocol, they were not performed due to non-compliance with the minimum criteria (high statistical heterogeneity, reporting of common subgroups, reporting of study-level variables, minimum of 10 studies, different sample sizes and effect estimates).

 Assessment of certainty assessment and optimal information size

Certainty assessment was conducted by two independent reviewers (RCJ, JYM) and discrepancies were reconciled in consensus meetings or using a third researcher as a referee (HAOJ). The certainty of the evidence was assessed using the Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation (GRADE) System for the primary outcomes (i.e., COVID-19 hospitalization and any adverse events), and classified as ‘high’, ‘moderate’, ‘low’, and ‘very low’.32 Control was assumed as the common comparator, which could include placebo or no treatment/standard of care. Certainty assessments were summarized in the “Summary of Findings” Tables.

To assess the risk of bias, publication bias and heterogeneity, the methods described above were considered. Regarding indirect evidence, potential differences from the evidence included in relation to the guiding question of this review were considered. To assess imprecision of meta-analyses, OIS was calculated to COVID-19 hospitalization.33–35 The OIS can be defined as the minimum amount of information needed in a meta-analysis to draw reliable conclusions about an intervention. To estimate the OIS of each outcome, it is necessary to calculate the sample size including the event rates in the control and intervention groups.33–35 Since at the time this systematic review was conducted there was no evidence suggesting a benefit from HCQ, it was assumed that HCQ could reduce the risk of hospitalization (i.e., risk ratio reduction, RRR) by 15%, 20%, and 25% compared to the control group. The risk in the control group was obtained from the hospitalization meta-analysis. Therefore, OIS was presented as a plot, according to different RRR, considering an alpha of 0.05 and beta of 0.10 (Power 90%). Additionally, a trial sequential analysis of three RRR was carried out.

 Results Study selection and characteristics

Our search strategy identified 5,896 records. During eligibility step, 20 records were excluded, and the reasons are presented in supplementary text 3. After the selection process (Figure 1), eight RCTs12–16,19,36,37 were included in the systematic review and meta-analysis.

PRISMA flow chart. From: Page MJ, McKenzie JE, Bossuyt PM, Boutron I, Hoffmann TC, Mulrow CD, et al. The PRISMA 2020 statement: an updated guideline for reporting systematic reviews. BMJ 2021;372:n71. doi: 10.1136/bmj.n71. For more information, visit: <ext-link ext-link-type="uri" xlink:href="http://www.prisma-statement.org/">http://www.prisma-statement.org/</ext-link>

Three studies included only participants with a high risk of complications, however, the risk factors varied among the studies.11–15,36 Most studies (n=6) included only participants with COVID-19 confirmed by real-time reverse transcription polymerase chain reaction (rRT-PCR).11–15,36 However, two studies that included participants based on rRT-PCR and additional criteria (e.g., IgG, IgM, or compatible symptoms) had 69.0%16 and 54.0%19 of participants with rRT-PCR confirmation (Table 1).16,19 Since most participants included in the studies had confirmation of COVID-19 by rRT-PCR, we chose to consider only a similar population of the COPE study, i.e., a modified intention-to-treat (ITT) mITT population of the COPE trial to the detriment of the ITT population in all meta-analyses. The study conducted by Skipper et al.,16 which includes individuals with COVID-19, regardless of diagnostic method, was included in all meta-analyses, but excluded in a leave-one-out analysis to assess the possible impact of population heterogeneity. Most studies received some funding (supplementary table 1).

Characteristics of the studies included in the systematic review in descending order of publication
Study†† Population profile COVID-19 diagnostic criteria Country (N centers) Study period (Follow-up time)
Avezum 2022 NCT04466540 COPE Non-hospitalized adults with confirmed or suspected CO-VID-19 and at least one one risk factor for clinical complica-tions * Confirmed (rRT-PCR or IgM/IgG); Suspected (Acute respiratory disease and travelling history or community transmission or contact with a confirmed or probable case) Brazil (56) May 2020- July 2021 (30 days)
Reis 2021 NCT04403100 TOGETHER High-risk adult outpatients † rRT-PCR (nasopharyngeal swab) Brazil (NR) Jun-Sep or Oct 2020 (90 days)
Johnston 2021 NCT04354428 Low-risk and high-risk outpatient adults‡ rRT-PCR (nasopharyngeal swab) USA (5) Apr-July 2020 (28 days)
Schwartz 2021 NCT04329611 Adults with COVID-19 with at least 1 risk factor for severe disease rRT-PCR (nasopharyngeal swab) Canada (NR) Apr-May 2020 (30 days)
Omrani 2020 NCT04349592 Q-PROTECT Adults with non-severe (mild or no symptoms) COVID-19 who were quarantined at Umm Qarn due to inability to self-quarantine rRT-PCR (nasopharyngeal swab) Qatar (2) Apr-Aug 2020 (21 days)
Amaravadi 2020 (unpublished) NCT04329923 PATCH Home bound COVID-19 positi-ve adults (≥40 years old) rRT-PCR (nasopharyngeal swab) USA (1) NR (until quarantine release)
Mitja 2020 NCT04304053 Adults with mild COVID-19 rRT-PCR (nasopharyngeal swab) Spain (NR) Mar-May 2020 (28 days)
Skipper 2020 NCT04308668 Adults with early COVID-19 Laboratory-confirmed COVID-19 or COVID-19–compatible symptoms and an epidemiologic link to a contact with laboratory-confirmed COVID-19 Canada and USA (NR) Mar-May 2020 (14 days)

AZ: azithromycin, HCQ: hydroxychloroquine, NCT: national clinical trial (number); NR: not reported; rRT-PCR: real-time reverse transcription polymerase chain reaction; USA: United States of America

- Age > 65 years; hypertension; diabetes mellitus; asthma; chronic obstructive pulmonary disease or other chronic lung diseases; smoking; immunosuppression; obesity (defined as body mass index ≥ 30 Kg/m2; Age 60 years or greater; pulmonary disease; diabetes mellitus, hypertension, or self-reported body mass index ≥ 30 Kg/m2;

- Age 50 years or older; presence of pulmonary disease, specifically moderate or severe persistent asthma, chronic obstructive pulmonary disease, pulmonary hypertension, or emphysema; diabetes requiring oral medication or insulin; hypertension requiring treatment; known cardiovascular diseases (congestive heart failure of any etiology, documented coronary artery disease, clinically manifested heart disease [miscellaneous]); symptomatic lung disease on chronic treatment; history of transplantation; obesity (body mass index ≥ 30 Kg/m2); immunocompromised status due to disease; immunocompromised status due to medication; and patients with cancer;

- Determined medications, biologic therapies, medical conditions and other risk factor (i.e., Age 40 or over, body mass index > 40 Kg/m2, hypertension (on medical treatment), current cigarette smoker, bone marrow transplant within previous 12 months, solid organ transplant, AIDS/HIV CD4 <200 within last 6 months or CD4>200 but not on treatment, moderate lymphopenia (within previous 6 months: adults <500), chronic kidney disease, diabetes (on a hypoglycemic or insulin), coronary artery disease, heart failure/reduced left ventricular ejection fraction, chronic lung disease (chronic obstructive pulmonary disease, asthma, interstitial lung disease, as per physician diagnosis), any current cancer diagnosis, acquired or congenital immune deficiency, cirrhosis;

all studies adopted 0.05 of statistical significance.

All studies evaluated HCQ, most of them compared to placebo; two studies evaluated HCQ and azithromycin, and one study evaluated lopinavir + ritonavir (table 2). The daily dose of HCQ (600–1200 mg) and duration of treatment (5–14 days) varied between studies (Supplementary Table 2). In total, 3,219 participants (median of 358; interquartile range: 210-513 participants per study) were included, of which 52.1% were male (table 2).

Characteristics of the participants included in the randomized clinical trials in descending order of publication
Study Compared alternatives * n participants (n men) Age, median (SD) or median (IQR), years Any coexisting disease, n (%) Hypertension, n (%) Asthma, n (%) Diabetes, n (%) Time from onset of symptoms to enrollment, median (IQR), days
Avezum 2022 HCQ 478 (233) 47 (38-57) 466 (97.5) 278 (58.2) 51 (10.7) 89 (18.6) 4.0 (3.0-5.0)
Placebo 471 (220) 48 (38-58) 456 (96.8) 261 (55.4) 57 (12.1) 74 (15.7) 4.0 (3.0-5.0)
Reis 2021 HCQ 214 (92) 53 (18-81) NR 101 (47.2) 24 (11.2) 41 (19.1) NR
Lopinavir + ritonavir 244 (110) 54 (18-94) NR 128 (52.5) 15 (6.1) 44 (18.0) NR
Placebo 227 (106) 53 (18-80) NR 109 (48.0) 20 (8.8) 48 (21.1) NR
Johnston 2021 HCQ + placebo 71 (32) 36 (19-78) 37 (52.1) 8 (11.3) 0 (0) 5 (7.0) 5.9 (4.0-7.8)
HCQ+AZ 77 (30) 37 (18-71) 44 (57.1) 12 (15.6) 1 (1.3) 5 (6.5) 5.8 (3.9-8.3)
Placebo 83 (38) 38 (18-70) 48 (57.8) 7 (8.4) 1 (1.2) 7 (8.4) 5.9 (4.0-8.3)
Schwartz 2021 HCQ 111 (65) 47 (12) NR 29 (26.1) 12 (10.8) 18 (16.2) 7.0 (5.0-8.0)
Placebo 37 (17) 47 (11) NR 12 (32.4) 8 (21.6) 11 (29.7) 6.0 (6.0-9.0)
Omrani 2020 HCQ 152 (149) 40 (31-47) NR NR NR NR NR
HCQ+AZ 152 (150) 42 (38-48) NR NR NR NR NR
Placebo 152 (150) 41 (31-47) NR NR NR NR NR
Amaravadi 2020 HCQ 17 (5) 56 (43-77) NR NR NR NR NR
Placebo 17 (8) 49 (40-80) NR NR NR NR NR
Mitja 2020 HCQ 136 (32) 41 (12) 71 (52.2) 20 (14.7) 7 (5.1) 11 (9.0) 3.0 (2.0-4.0)
No treatment 157 (54) 42 (13) 85 (54.1) 15 (9.6) 10 (6.4) 9 (6.6) 3.0 (2.0-4.0)
Skipper 2020 HCQ 212 (89) 41 (33-49) 72 (34.0) 23 (10.8) 28 (13.2) 8 (3.8) NR
Placebo 211 (96) 39 (31-50) 64 (30.3) 23 (10.9) 20 (9.5) 7 (3.3) NR

AZ: azithromycin; HCQ: hydroxychloroquine; IQR: interquartile range; NR: not reported; n: number; SD: standard deviation.

The characteristics of intervention and control are reported in detail in supplemental material (p 11).

 Risk of bias in studies

Results of the risk of bias analysis of the RCTs are presented in the supplementary figure 1, supplementary table 3, and supplementary table 4. For COVID-19 hospitalization there was predominance of ‘low risk of bias’ (n=4 studies), followed by ‘some concerns’ (n=3), and ‘high risk of bias’ (n=1) due to limitations in ‘randomization process’, ‘deviations from the intended interventions’, and ‘selection of the reported result’.

For “any adverse event” outcome, there was predominance of ‘some concerns’ (n=3 studies), followed by ‘low risk of bias’ (n=2), and ‘high risk of bias’ (n=1) due to limitations in all domains (i.e., ‘randomization process’, ‘deviations from the intended interventions’, ‘missing outcome data’, ‘measurement of the outcome’, and ‘selection of the reported result’).

 Results of individual studies and synthesis

Mortality (n=8 studies),11–16,19,36 serious adverse events (n=8),11–16,19,36 any adverse events (n=7),11,12,14–16,19,36 and COVID-19 hospitalization (n=6)11,12,14–16,19 were the outcomes often reported among RCTs, followed by need for orotracheal intubation (n=3),12,15,19 ICU admission (n=2),15,19 discontinuation due to adverse events (n=2),11,14 and mechanical ventilation time (n=2).12,19 Time to hospital discharge was not reported in any study. Although eight RCTs reported mortality and serious adverse events, only three studies reported at least one death,14,16,19 and only five studies reported at least one patient with a serious adverse event;12,14,15,19,36 and, therefore, contributed to the meta-analyses. Meta-analyses were not conducted for mechanical ventilation time and need for orotracheal intubation, as only one study reported a time greater than zero.19

Regarding COVID-19 hospitalization, no statistically significant benefit for the use of HCQ was identified in individual studies, as well as in the meta-analysis (central figure). A statistical consistency was found in this meta-analysis, although clinical and methodological inconsistency has been identified by comparison of participants (e.g., rRT-PCR confirmation, comorbidities of participants, dose, and duration of treatment) and studies characteristics (e.g., follow-up time and risk of bias). Likewise, no benefit was observed for mortality, ICU admission, need for orotracheal intubation, and mechanical ventilation time (Supplementary Table 5 and Supplementary Figure 2).

Considering adverse events, no harm for the use of HCQ was identified in the meta-analysis (central figure), although two RCTs have reported a higher risk for adverse events in the HCQ group.12,16 In this case, in addition to the clinical and methodological heterogeneity, statistical heterogeneity was also identified. The absence of hydroxychloroquine harm was supported by secondary safety outcomes (Supplementary Table 5 and Supplementary Figure 2).

All sensitivity analyses of the primary outcomes were consistent with the findings of the main analyses (Supplementary Table 6), except for the meta-analysis of “any adverse events” when the fixed model was assumed (RR 1.70 [95%-CI 1.48; 1.96], p-value < 0.0001) instead of the random model (RR 1.78 [95%-CI 0.90; 3.52], p-value 0.10).

It is noteworthy that for COVID-19 hospitalization outcome only six studies were included in the meta-analysis, since another two included in the systematic review did not clearly describe whether the outcome evaluated was 'all-cause hospitalization' or 'COVID-19 hospitalization'. However, even with the inclusion of these two studies in the sensitivity analysis, the absence of HCQ benefit remained (Supplementary Table 6). In addition, results of primary outcomes remained unchanged with the sensitivity analysis of the leave-one-out method, suggesting that the qualitatively identified heterogeneity was not sufficient to affect the results (Supplementary Table 6).

 Certainty of evidence

For COVID-19 hospitalization the certainty of evidence was classified as ‘very low’, as the domains’ heterogeneity and imprecision were downgraded by one and two levels, respectively (table 3). Imprecision was responsible for the downgrade in certainty in two levels, as for the difference of COVID-19 hospitalization identified in this meta-analysis (HCQ vs. control: 5.6% vs 7.4%, p = 0.09) a population approximately 3 times greater (7,880) would be necessary to identify any significant difference (figure 2). Therefore, OIS was not reached. A figure showing trial sequential analysis for COVID-19 hospitalization is available in Supplementary Figure 4.

Optimal information size according to different estimates of COVID-19 hospitalization between groups. Alpha = 0.05, beta = 0.10 (Power 90%); RRR: risk ratio reduction. Certainty assessment (GRADE) - Hydroxychloroquine compared to standard of care for outpatient treatment of COVID-1
Certainty assessment Summary of findings
Participants (studies) Follow-up Risk of bias Inconsistency Indirectness Imprecision Publication bias Overall certainty of evidence Study event rates (%) Relative effect (95%CI) Anticipated absolute effects
With standard of care With hydroxychloroquine Risk with standard of care Risk difference with hydroxychloroquine
Covid-19 hospitalization
2,408 (6 RCTs) not serious Serious * not serious very serious† none ⊕○ ○○ Very low 88/1186 (7.4%) 69/1222 (5.6%) RR 0.77(0.57 - 1.04) 74 per 1,000 17 fewer per 1.000(from 32 fewer to 3 more)
Any adverse events
2,319 (6 ECRs) not serious very serious*‡ not serious serious § none ⊕○ ○○ Very low 240/1175 (20.4%) 401/1144 (35.1%) RR 1.78(0.90 – 3.52) 204 per 1,000 159 more per 1.000(from 20 fewer to 515 more)

CI: confidence interval; RR: risk ratio; RCT: randomized clinical trial. Explanations:

Clinical and methodological heterogeneity was qualitatively identified (rRT-PCR confirmation, comorbidities of participants, dose, duration of treatment, follow-up time, and risk of bias).

For the difference of Covid-19 hospitalization identified in this meta-analysis (HCQ vs control: 5.6% vs 7.4%), a population of about 3 times greater than the one included (optimal information size 7,880) should be evaluated.

Statistical heterogeneity (I2: 93%).

The upper limit (RR 3.52) of meta-analysis is much higher than RR 1.25, suggesting imprecision. The risk of bias was not considered a reason for downgrading because of the greater weight of 'low risk of bias' studies in the meta-analysis. However, even if the risk of bias was considered serious, the certainty would be "very low" just the same.

For ‘any adverse events’ the certainty of evidence was classified as ‘very low’, as the domains’ heterogeneity and imprecision (i.e., upper limit of the confidence interval greater than RR 1.25) were downgraded by two and one levels, respectively (Table 3).

 Discussion

This systematic review is the most updated comprehensive scientific evidence on HCQ as outpatient treatment for COVID-19 patients, for preventing hospitalization, including eight RCTs and 3,219 participants. Even including the largest RCT, the COPE trial,19 the meta-analysis suggests that there is no significant benefit in using HCQ, as compared to control, to effectively reduce COVID-19 hospitalizations and other related efficacy outcomes.

Similar results were identified by previous systematic reviews with meta-analyses.17,18 Despite their value in identifying and summarizing the evidence available for this population, these studies have low statistical power to confirm any potential benefit of HCQ in COVID-19 hospitalization and have applied different methodological approaches. Our systematic review differs from the previous ones by: i) assessing the risk of bias at the study and outcome level, as recommended by RoB 2.0;25 ii) conducting sensitivity analyses for assessing the impact of high risk of bias studies instead of excluding unblinded studies; iii) conducting sensitivity analyses to assess the impact of excluding the third arm of studies with three-arm rather than excluding the study; iv) conducting formal evaluation of OIS to COVID-19 hospitalization; and v) including greater number of RCTs and events.

These and other methodological choices contributed to identifying that the risk of bias and the exclusion of a third arm, or the heterogeneity of the studies did not affect the findings. In addition, despite the COPE trial importance for reducing imprecision (RR 0.76 95%-CI 0.45-1.28 to RR 0.77 95%-CI 0.57-1.04), the overall sample size is still not sufficient to confirm or refute any benefit of hydroxychloroquine in reduce COVID-19 hospitalizations, according to the OIS method.

This finding suggests that the low frequency of hospitalization in adults regardless of the risk for complications of COVID-19, and small difference in the rates between HCQ and controls, require larger sample sizes to confirm any potential benefit. This was confirmed by the OIS analysis which suggests that, to confirm a 23% reduction in the risk of COVID-19 hospitalization with the use of HCQ, the evidence should include at least 7,880 participants, i.e., a population three times greater than that available for this outcome. Additionally, the studies included in the meta-analysis were conducted in the pre-vaccination era, when the control group was expected to have, on average, 7% of hospitalization. When considering the much lower rates of hospitalization in the current phase of the pandemic for a control group,38 the OIS would be much higher than the estimated. Thus, the need for larger sample sizes, combined with post-vaccine research priorities makes it difficult to carry out larger studies.

We also identified a high heterogeneity between studies, considering different doses, frequency and duration of treatment with HCQ; different follow-up times; and the inclusion of only participants at high risk for COVID-19 complications by some studies and inclusion of adult participants regardless of risk by others. Consequently, there were different proportions of participants with comorbidities and mean age between studies. Although clinical and methodological differences were not sufficient to modify the findings in the sensitivity analyses, this heterogeneity should not be underestimated, since for meta-analyses including studies with wide confidence intervals the statistical heterogeneity can be masked. Therefore, our systematic review identified that the available evidence to date suggests the potential absence of benefit of using HCQ. However, it is of ‘very low certainty’ and, therefore, larger, and well conducted studies would confirm or refute reliably both efficacy and safety. It is important to highlight that the evaluation of the evidence quality is subjective and hence explanations for downgrade are presented so that the reader can judge how reliable the findings are.

Regarding the finding of no significant harm of using HCQ, it is important to consider that most studies excluded participants with clinical conditions that may increase the risk of serious adverse events. Furthermore, it was not the aim of this systematic review to identify the risk of HCQ for the incidence of specific adverse events (e.g., arrhythmia). It is also highlighted that, although in one of the sensitivity analyses an additional risk for the incidence of ‘any adverse events’ was identified (fixed model). This result does not diminish the robustness of the main conclusion of this review of no significant harm; the fixed-model is not recommended for meta-analyses with high heterogeneity, in which confidence intervals get narrower (greater precision) and influential studies pull the weighted mean towards their estimate. For that outcome, the high risk of bias study conducted by Mitja et al. identified an additional risk of adverse event with HCQ compared to no treatment (72% vs 10%).12

Although weak evidence is available on the use of HCQ as pre- and post-exposure prophylaxis,17,18 outpatient17,18 or inpatient treatment,18,39 this review supports the findings of published reviews on the lack of significant benefit of HCQ, independently of the assessed population. Therefore, the use of HCQ outside the research context persists not recommended.

In light of the anti-vaccine movement worldwide,4 global vaccine inequity, and the facts that certain individuals do not develop efficient immunity after full vaccination,40 and that even immunized people could need medical care for COVID-19,5 investments in studies that evaluate treatments for COVID-19 are absolutely needed. On the other hand, investing in small studies, with heterogeneous populations and without methodological validity should be discouraged, since the greatest potential of these studies is to increase uncertainty, reduce credibility in science and contribute to the irrational use of technologies without confirmation on their risks and benefits. Thus, large multicenter studies focused on participants at high risk for COVID-19 complications, with proper and sufficient follow-up, and high methodological quality should be encouraged.

Some limitations of our systematic review should be mentioned. As in any systematic search, the chance of missing studies exists. However, a careful manual search found no additional studies in the reference list of relevant studies. Due to the outcomes assessed and reported in RCT, we could not conduct meta-analyses for all efficacy outcomes identified (i.e., mechanical ventilation time, need for orotracheal intubation, and time to hospital discharge). Nevertheless, the current findings were consistent across all outcomes evaluated and, therefore, there is little potential for different results in these outcomes not synthesized by meta-analysis.

There are some amendments to information provided in the protocol (CRD42021265427): i) it was not specified whether the outcome hospitalization referred only to those caused by COVID-19, or to all-cause hospitalization; and ii) it was not specified that the sensitivity analyses would be performed only for the primary outcomes (i.e., ‘COVID-19 hospitalization’ and ‘any adverse events’). Findings suggest that similar results would be achieved even without implementing the modifications.

 Conclusions

Very low certainty evidence showed lack of significant benefits of outpatient treatment with HCQ in preventing COVID-19 hospitalization in adults with a confirmed diagnosis, which was corroborated by other efficacy outcomes evaluated (i.e., mortality, ICU admission, mechanical ventilation time, and need for orotracheal intubation). Considering that the RCTs included a selected population and that, therefore, may not reflect the characteristics of the general population that could use HCQ, no significant harm was identified in available evidence on “any adverse event” (very low certainty), serious adverse event, or discontinuation due to an adverse event. Despite being the systematic review with the largest number of participants included, the OIS, considering pre-vaccination response to infection, has not yet been reached.

Sources of funding

This study was partially funded by Hospital Alemão Oswaldo Cruz.

Study association

This study is not associated with any thesis or dissertation work.

Ethics approval and consent to participate

This article does not contain any studies with human participants or animals performed by any of the authors.

 * Supplemental Materials

For additional information, please click here.