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 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”

Stenty wydzielające leki lub gołe metale w ostrym zawale mięśnia sercowego ad 5

Charakterystyka pacjentów przed dopasowaniem dopasowania predykcji. Tabela 2. Tabela 2. Charakterystyka procedur przed dopasowaniem dopasowywania wyników. Przed dopasowaniem skłonności-score, pacjenci leczeni stentami uwalniającymi lek i stenty z gołym metalem różniły się znacząco pod względem klinicznym i proceduralnym (Tabela i Tabela 2). Continue reading „Stenty wydzielające leki lub gołe metale w ostrym zawale mięśnia sercowego ad 5”

Nagła śmierć w dystrofii miotonicznej

W badaniu opisanym przez Groh et al. (Wydanie z 19 czerwca), podczas długotrwałej obserwacji pacjentów z dystrofią miotoniczną typu 1, 81 z 406 pacjentów zmarło, a jedna trzecia zgonów była nagła. Ile z tych zgonów było tak naprawdę z powodu arytmii. Arytmię uznano za przyczynę zgonu tylko u 9 pacjentów; w pozostałych 18 danych dotyczących rytmu nie były dostępne lub nie były decydujące i nie podano danych z autopsji.
Główną przyczyną zgonu w badanej populacji jest niewydolność oddechowa nerwowo-mięśniowa, a słabość mięśni oddechowych może być wykryta nawet u pacjentów z minimalnymi oznakami niepełnosprawności mięśniowej. Continue reading „Nagła śmierć w dystrofii miotonicznej”