Skuteczność szczepienia przeciw grypie u matek i niemowląt ad 5

Grypa pozytywna pod względem testu antygenów została wykryta od stycznia do października 2005 r., A skuteczność szczepionki nieco się zmieniła podczas 15-miesięcznej obserwacji, przy widocznej zwiększonej skuteczności od marca do listopada 2005 r. (Ryc. 2). Rycina 3. Rycina 3. Continue reading „Skuteczność szczepienia przeciw grypie u matek i niemowląt ad 5”

Skuteczność szczepienia przeciw grypie u matek i niemowląt czesc 4

Wielkość próby wynosiła 80%, aby wykryć różnicę w częstości występowania choroby wynoszącą 30% lub więcej. Dla porównania grup badanych oceniano średnie grupowe za pomocą testu t-Studenta i proporcje z testem chi-kwadrat i dokładnym testem Fishera; wszystkie testy były dwustronne. Przeprowadzono analizę Intention-to-treat na danych o wynikach. Współczynniki częstości występowania (IRR) zostały obliczone dla wyników badania z użyciem modeli regresji Poissona (szczegóły w Dodatku Uzupełniającym). Oceny skuteczności klinicznej obliczono za pomocą wzoru (1-IRR) × 100. Continue reading „Skuteczność szczepienia przeciw grypie u matek i niemowląt czesc 4”

Skuteczność szczepienia przeciw grypie u matek i niemowląt cd

Matki, rodziny i pracownicy naukowi, którzy gromadzili dane dotyczące chorób i zdarzeń niepożądanych, nie byli świadomi zadań grupy badawczej. Krew pobierano od matek przed i po immunizacji; dla niemowląt pobierano krew pępowinową po urodzeniu, a próbki pobierano w 6, 10, 14 i 18 tygodniu oraz między 22 a 24 tygodniem w celu oceny serologicznej. Wszystkie niemowlęta otrzymały miejscowe rutynowe szczepienia dzieci w wieku 6, 10 i 14 tygodni. Niemowlęta w badaniu immunogenności pierwotnej otrzymały trzy dawki koniugowanej szczepionki przeciw pneumokokom (Prevnar, Wyeth) lub Haemophilus influenzae typu b (Hiberix, GlaxoSmithKline) po 6, 10 i 14 tygodniach. Protokół projektu został poddany przeglądowi i zatwierdzony przez komisje ds. Continue reading „Skuteczność szczepienia przeciw grypie u matek i niemowląt cd”

Skuteczność szczepienia przeciw grypie u matek i niemowląt ad

W naszym badaniu szczepionki przeciwko grypie matki w grupie kontrolnej otrzymywały jedynie szczepionkę pneumokokową. Żadne niemowlęta nie otrzymały szczepionki przeciw grypie. Wykorzystaliśmy szansę uzyskaną dzięki zrandomizowanym, zaślepionym projektom, aby ocenić choroby związane z grypą u matek, które otrzymały szczepionkę przeciw grypie i ich dzieci, w porównaniu z tymi, które otrzymały tylko szczepionkę pneumokokową. Przedstawiamy tutaj szacunkową skuteczność kliniczną matczynej immunizacji za pomocą inaktywowanej szczepionki przeciwko grypie u niemowląt i matek. Metody
Projekt badania
Rysunek 1. Continue reading „Skuteczność szczepienia przeciw grypie u matek i niemowląt ad”

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”