Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe ad 7

Każdego roku monitorowanie to może generować wiele tysięcy analiz skojarzeń między leczeniem a niezwiązanym z nim wynikiem. Na podstawie samej szansy pojawi się wiele konwencjonalnie znaczących asocjacji (np. Tych z P <0,01 lub nawet P <0,001) poszczególnych leków o konkretnych wynikach, które w sposób mylący sugerują nieoczekiwaną korzyść lub zagrożenie (jak miało to miejsce w przypadku terapii statynami2,3) . Na tym tle wyniki badań z takimi wartościami P, które wskazują na nieoczekiwane zagrożenie, należy ogólnie traktować nie jako dobry dowód zagrożenia, lecz jedynie jako wynik, który generuje hipotezę, którą należy przetestować za pomocą statystycznie niezależnych dowodów, najlepiej opartych na większa liczba istotnych wyników .4,5 W poprzednich randomizowanych próbach na dużą skalę wykazano, że znaczne obniżenie poziomu cholesterolu LDL poprzez różne schematy statyn samo w sobie nie wiąże się z żadnym znaczącym wpływem na wskaźniki raka w ciągu około 5 lat leczenia i obserwacji (Figura 1) .1 W celu dodania ezetymibu do terapii statynami, nieoczekiwaną hipotezą podniesioną przez wyniki SEAS było to, że ogólna częstość występowania raka może zostać zwiększona o około 50% (przy około połowie tego nadmiaru obserwuje się w czasie krótszym niż 2 lata od rozpoczęcia badania) . Ta hipoteza pochodzi z analizy pomocniczej; ogólna zapadalność na raka nie została wcześniej określona jako pierwotny wynik, ani nawet drugorzędny wynik w badaniu SEAS. Continue reading „Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe ad 7”

Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe ad 6

Liczby zgonów z powodu raka w badaniu SEAS oraz w badaniach SHARP i IMPROVE-IT. Wśród pacjentów w grupach leczonych aktywnie w badaniu SHARP i IMPROVE-IT wystąpił nadmiar, aczkolwiek nie znaczący, zgonów z powodu nowotworu, które wystąpiły podczas badań (97 zgonów, w porównaniu z 72 w grupach kontrolnych, P = 0,07) , ale wystąpił niedobór, również nieistotny, w liczbie innych pacjentów z wystąpieniem raka w trakcie badań (216 pacjentów, w porównaniu do 254 w grupie kontrolnej, P = 0,08) (Ryc. 3), z których część będzie w końcu też z niego umrzeć. W badaniu SHARP i IMPROVE-IT (ani w badaniu SEAS [Tabela 2] nie obserwowano znaczących nadmiarów śmierci z powodu określonego rodzaju nowotworu [Tabela 2]). Największym bezwzględnym nadmiarem w badaniu SHARP i IMPROVE-IT była śmierć z powodu raka płuc (21 pacjentów w grupie leczonej aktywnie, w porównaniu z 12 w grupie kontrolnej), ale to odkrycie nie zostało wzmocnione przez pacjentów z rakiem płuca nie, przynajmniej jeszcze nie wiadomo, że zmarł (odpowiednio 12 i 16 pacjentów) lub wyniki wystąpienia raka płuca w badaniu SEAS (odpowiednio 7 i 10 pacjentów) (Tabela i Tabela 2). Continue reading „Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe ad 6”

Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe ad 5

Tabela pokazuje miejsca w 16 szerokich grupach; drobniejszy podział dawał mniejszą liczbę przypadków na miejsce, ale nie ujawnił żadnych nadwyżek większych niż w przypadku raka skóry i prostaty. Natomiast w modelach SHARP i IMPROVE-IT wzorce te zostały odwrócone: w okresie obserwacji było mniej, choć nie znacznie mniej, pacjentów otrzymujących diagnozę raka skóry (74 pacjentów w grupie leczonej aktywnie [13 z czerniak], w porównaniu z 89 w grupie kontrolnej [16 z czerniakiem]) lub diagnozą raka gruczołu krokowego (odpowiednio 25 vs. 36). Jak można by się spodziewać, gdyby aktywne leczenie nie miało rzeczywistego wpływu na występowanie jakiegokolwiek rodzaju nowotworu, około połowa 16 specyficznych dla miejsca wyników w SHARP i IMPROVE-IT sprzyja ezetymibowi, a około połowa nie, przy tylko jednym z tych 16 porównań ( dla raka nerki, który wystąpił u 25 pacjentów w grupie leczonej aktywnie vs 11 w grupie kontrolnej) osiągając nominalne znaczenie (niekorygowane P = 0,03 [przed pomnożeniem przez 16, aby skorygować wielość testów], skorygowano P = 0,48). Trendy czasowe w współczynniku ryzyka
Wcześniejsze doświadczenia dotyczące charakterystyki epidemiologicznej zachorowalności na raka u ludzi7-9 oraz chemicznej karcynogenezy u zwierząt laboratoryjnych10,11 wskazują, że czynnik sprawczy, który znacząco zwiększa zachorowalność na raka, może spowodować wzrost względnego ryzyka w czasie. Continue reading „Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe ad 5”

Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe czesc 4

Analizy dotyczące śmierci z powodu raka w ciągu roku odnoszą się do liczby zgonów w każdym roku od raka z początkiem w trakcie badania do liczby pacjentów, którzy jeszcze żyli i byli śledzeni na początku tego roku. Tradycyjnie do testowania hipotez stosuje się dwustronne wartości P: nominalna wartość P obliczana jest jako prawdopodobieństwo statystyki chi-kwadrat z stopniem swobody przekraczającym (| O-E | -0.5) 2 ÷ V. (Zastosowanie tej korekcji ciągłości 0,5 dla wartości P i obliczeń przedziałów ufności jest właściwe, chociaż powoduje, że wartości P są nieco mniej ekstremalne niż te obliczone za pomocą bardziej przybliżonych metod, takich jak regresja Coxa użyta w Artykule 6 SEAS). w przypadku mnogości testów w analizach nowotworów specyficznych dla miejsca, nominalną wartość P skorygowano, mnożąc ją (w stosownych przypadkach) przez liczbę porównań.17 Jednoetapowy szacunek współczynnika częstości zdarzeń (tj. współczynnik ryzyka) dla raka zapewnia wzór exp [(O-E) ÷ V]). Continue reading „Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe czesc 4”