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”

Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe cd

Pacjenci byli w wieku co najmniej 40 lat (średnia 61) na początku badania, a 63% stanowili mężczyźni. W badaniu IMPROVE-IT porównano 10 mg ezetymibu i 40 mg symwastatyny na dobę w postaci pojedynczej pigułki i, jako kontrolę, 40 mg symwastatyny dziennie u pacjentów z ostrym zespołem wieńcowym.13 Rekrutacja rozpoczęła się pod koniec 2005 r. I trwa, z niezauważone dane dostępne w lipcu 2008 r. dla 11 353 (z planowanej liczby do 18 000) pacjentów z randomizacją podczas średniego okresu obserwacji 1,0 roku (11 564 osobolat). Pacjenci byli w wieku co najmniej 50 lat (mediana 62) na początku badania, a 77% stanowili mężczyźni. Continue reading „Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe cd”

Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe ad

Liczba pacjentów (w każdej grupie leczenia) z pierwszym nowotworem zarejestrowanym w ciągu każdego roku (0 do 1,> do 2,> 2 do 3 i> 3) to odpowiednio 201, 194, 115 i SHARP i odpowiednio 71, 14, 0 i 0 dla IMPROVE-IT. Statystyka chi-kwadrat dla niejednorodności między wskaźnikami ryzyka w SHARP i IMPROVE-IT wynosiła 0,01 (P = 0,91). Statystyka chi-kwadrat dla trendu w czasie w stosunku ryzyka dla SEAS wynosiła 0,00 (P = 1,00), dla kombinacji SHARP i IMPROVE-IT wynosiła 0,04 (P = 0,84), a dla wszystkich trzech prób połączono 0,52 (P = 0,47). ). W badaniu Simwastatyna i Ezetimib w badaniu zwężenia zastawki aortalnej (SEAS) (numer ClinicalTrials.gov, NCT00092677), 6, o którym doniesiono w tym wydaniu czasopisma, zaobserwowano znaczny nadmiar około połowy przypadków wystąpienia nowotworu podczas średni czas obserwacji około 4 lat wśród 944 pacjentów losowo przydzielonych do ezetymibu z symwastatyną w porównaniu z 929 losowo przydzielonych do grupy placebo. Continue reading „Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe ad”

Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe

Metaanaliza danych z leczenia cholesterolem przeprowadzona przez Trialists dla poszczególnych danych dla ponad 90 000 pacjentów losowo przydzielonych w równych proporcjach do otrzymania leczenia statyną lub kontrolnego w 14 badaniach1 wykazała, że stosowanie terapii statynowej zmniejsza częstość zawałów serca, udaru procedury rewaskularyzacji o około jedną piątą za każde zmniejszenie dawki 40 mg na decylitr (1 mmol na litr) w cholesterolu o niskiej gęstości lipoprotein (LDL). Natomiast na podstawie 5614 pacjentów z początkiem raka po randomizacji w tych badaniach nie było dowodów na to, że obniżenie cholesterolu LDL o średnio około 40 mg na decylitr przez około 5 lat leczenia statyną zwiększa ryzyko pierwszy rak (który wystąpił u 2810 pacjentów otrzymujących statyny vs. kontrole 2804, współczynnik ryzyka 1,00, 95% przedział ufności [CI], 0,95 do 1,04) (Figura 1). Nie zaobserwowano również tendencji do zwiększania stosunku ryzyka raka u pacjentów z niższym poziomem cholesterolu lub ze zwiększonym czasem leczenia statyną. Gdy rak był analizowany według miejsca, nie było znacznego nadmiaru żadnego konkretnego typu raka. Continue reading „Analizy danych raka z trzech prób Ezetimibe”

Tromboliza z użyciem Alteplazy od 3 do 4,5 godziny po ostrym udarze niedokrwiennym ad 9

Jednak próby te nie wykazały znaczącej przewagi terapii alteplazą.2,3,6,24 Potencjalne wyjaśnienia dotyczące braku znaczącej różnicy w poprzednich badaniach obejmują wybór punktów końcowych, okna czasowego do 6 godzin, i brak mocy statystycznej. (W badaniu ECASS II3 oraz w trombolizie Alteplaza z powodu ostrego nieinterwencyjnego leczenia udarów niedokrwiennych [ATLANTIS] 6 pacjentów leczonych od 3 do 4,5 godziny po wystąpieniu objawów było znacznie mniejszych, a zatem badania te nie były zasilane w celu wykrycia wielkość efektu od 7 do 10%.) Tromboliza u pacjentów z ostrym udarem niedokrwiennym wiąże się ze zwiększonym ryzykiem wystąpienia objawowego krwotoku śródczaszkowego, który jest najbardziej obawiającym się powikłaniem. Trudno jest jednak porównać częstość występowania objawowego krwotoku śródczaszkowego w badaniach ze względu na różne stosowane definicje. W naszym badaniu zmodyfikowaliśmy definicję ECASS objawowego krwotoku śródczaszkowego, określając, że krwotok musiał zostać zidentyfikowany jako główna przyczyna pogorszenia stanu neurologicznego. Przy zastosowaniu tej definicji różnica w częstości występowania objawowego krwotoku śródczaszkowego pomiędzy dwiema badanymi grupami była znaczna (różnica 2,14 punktu procentowego), chociaż częstość występowania objawowego krwotoku śródczaszkowego u pacjentów leczonych alteplazą była niska. Continue reading „Tromboliza z użyciem Alteplazy od 3 do 4,5 godziny po ostrym udarze niedokrwiennym ad 9”

Tromboliza z użyciem Alteplazy od 3 do 4,5 godziny po ostrym udarze niedokrwiennym ad 8

Częstość występowania objawowego krwotoku śródczaszkowego za pomocą alteplazy wynosiła mniej niż 3 przypadki na 100 pacjentów (10 spośród 418 pacjentów [2,4%]), ale ta częstość była znacznie wyższa niż częstość występowania w przypadku placebo (1 z 403 [0,3%]; 9,85; 95% CI, 1,26 do 77,32; P = 0,008). Częstość występowania objawowego krwotoku śródczaszkowego zgodnie z definicjami stosowanymi w innych badaniach była podobna (Tabela 5 i Rys. S2 w dodatkowym dodatku). Wszystkie objawowe krwotoki śródczaszkowe wystąpiły w ciągu pierwszych 22 do 36 godzin po rozpoczęciu leczenia. Częstość występowania objawowego obrzęku nie różniła się istotnie pomiędzy badanymi grupami: 6,9% w grupie alteplazy i 7,2% w grupie placebo (29 pacjentów w każdej grupie, iloraz szans, 0,96, 95% CI, 0,56 do 1,64; P = 0,88 ) (Tabela 5 i Rys. Continue reading „Tromboliza z użyciem Alteplazy od 3 do 4,5 godziny po ostrym udarze niedokrwiennym ad 8”

Tromboliza z użyciem Alteplazy od 3 do 4,5 godziny po ostrym udarze niedokrwiennym ad 7

Rozkład wyników na zmodyfikowanej skali Rankina. Rozkład wyników jest pokazany dla populacji, która ma zamiar leczyć (panel A) i populację według protokołu (panel B) podczas 3-miesięcznej wizyty (90 dni plus minus 14 dni). Zarówno w populacjach, które miały być leczone, jak i poproksynach, analiza stratyfikacyjna rozkładu punktacji wykazała istotną różnicę między badanymi grupami (P = 0,02 dla obu porównań za pomocą testu Cochrana-Mantela-Haenszela z dostosowaniem do ocena podstawowa w Skali Udaru w Krajowym Instytucie Zdrowia oraz w okresie pomiędzy wystąpieniem objawów a rozpoczęciem leczenia). W populacji, która miała zamiar leczyć, liczba zgonów odnotowanych podczas 3-miesięcznej wizyty (59) różniła się od ogólnej liczby zgonów (66), ponieważ 7 zgonów nastąpiło po 90 dniach. Wyniki na zmodyfikowanej skali Rankina wskazują na: 0, brak objawów; 1, brak znaczącej niepełnosprawności pomimo objawów (zdolny do wykonywania wszystkich zwykłych czynności i czynności); 2, niewielka niepełnosprawność (niezdolna do wykonywania wszystkich wcześniejszych czynności, ale zdolna do dbania o własne sprawy bez pomocy); 3, umiarkowana niepełnosprawność (wymagająca pomocy, ale zdolna do chodzenia bez pomocy); 4, umiarkowanie ciężka niepełnosprawność (niezdolna do chodzenia bez pomocy i niezdolna do zaspokajania własnych potrzeb cielesnych bez pomocy); 5, ciężka niepełnosprawność (obłożnie przykuta, nietrzymająca moczu i wymagająca stałej opieki i uwagi); 6, śmierć. Continue reading „Tromboliza z użyciem Alteplazy od 3 do 4,5 godziny po ostrym udarze niedokrwiennym ad 7”