Posted by on 11 września 2018

Jeśli pacjenci nie zgłaszali spontanicznie zdarzeń niepożądanych, zadawano im pytania otwarte, takie jak Jak się czułeś od ostatniej wizyty. Przestudiuj badanie
Protokół badania został zatwierdzony przez komisję do spraw etyki w każdej instytucji. Pierwsza wersja manuskryptu i kolejne poprawki zostały napisane przez autorów akademickich, a wszyscy autorzy pracowali wspólnie nad przygotowaniem ostatecznej treści; wszyscy autorzy podjęli decyzję o przesłaniu rękopisu do publikacji. Pomoc redakcyjna została zapewniona przez lekarza pisarza zatrudnionego przez firmę, która została opłacona przez sponsora badania, Boehringer Ingelheim Pharma. Analizy statystyczne wykonał sponsor. Wszystkie badane leki zostały dostarczone przez sponsora. Wszyscy autorzy gwarantują dokładność i kompletność danych oraz wierność badania do protokołu.
Analiza statystyczna
Oszacowaliśmy, że 2456 pacjentów musiałoby przejść randomizację w 200 ośrodkach badawczych, aby zapewnić co najmniej 2234 pacjentów, którzy mogliby zostać poddani ocenie, aby zapewnić badanie z mocą 90% w celu określenia niemniejszej proporcji hazardu dla zaostrzeń wśród pacjentów. w grupie z wycofaniem glukokortykoidu, w porównaniu z grupą kontynuującą glukokortykoid, o jednostronnym poziomie alfa 0,025 i spodziewanym wskaźniku rezygnacji wynoszącym 15% rocznie. Zakładany mediana czasu do pierwszego głównego zdarzenia wynosiła 9 miesięcy. Wstępnie zdefiniowany margines błędu równy 1,20 zdefiniowano jako górną granicę 95% przedziału ufności dla współczynnika ryzyka dla pierwszego umiarkowanego lub ciężkiego zaostrzenia w grupie z odstawieniem glukokortykoidu, w porównaniu z grupą kontynuującą glukokortykoid. Zarówno skuteczność, jak i bezpieczeństwo oceniano w zmodyfikowanej populacji zamiar-leczyć, która została zdefiniowana jako wszyscy pacjenci, którzy otrzymali co najmniej jedną dawkę badanego leku.
Zastosowaliśmy model regresji proporcjonalnych hazardów Coxa z korektą dla wyjściowego FEV1 w analizie pierwotnej, w analizie wra.liwości z góry określonej oraz w analizie czasu do pierwszego ciężkiego zaostrzenia POChP. W analizie wrażliwości uwzględniliśmy zaostrzenia u pacjentów, którzy zmienili flutikazon na otwarty. W analizie wrażliwości na punkcie post hoc pierwotnego punktu końcowego usunięto zmienną towarzyszącą z modelu, aby uwzględnić pacjentów leczonych z brakującymi danymi dotyczącymi wyjściowej wartości FEV1. Ponadto wykorzystaliśmy metodę Kaplana-Meiera do oszacowania prawdopodobieństwa umiarkowanego lub ciężkiego zaostrzenia POChP. Procedurę tę powtórzono w celu określenia prawdopodobieństwa ciężkiego zaostrzenia POChP. Dodatkowe szczegóły dotyczące analizy statystycznej podano w protokole oraz w rozdziale 4 Dodatku uzupełniającego.
Wyniki
Pacjenci
W sumie 2485 pacjentów poddano randomizacji w 200 ośrodkach w 23 krajach. W sumie 82,5% pacjentów stanowili mężczyźni; średni wiek wynosił 63,8 roku, a średnia wartość FEV1 po rozszerzeniu oskrzeli wynosiła 0,93 litra, co stanowiło 32,8% wartości przewidywanej. Spośród 2485 pacjentów, 2027 ukończyło 52-tygodniowe badanie, w tym te, które otrzymały flutikazon o otwartym działaniu.
Rysunek 1. Rysunek 1. Rekrutacja i wyniki. Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka pacjentów na linii podstawowej. Charakterystyka pacjentów w punkcie wyjściowym i wskaźnik rezygnacji z leczenia były podobne w dwóch grupach badawczych (ryc. i tabela oraz tabela S2 w dodatkowym dodatku). Zgodnie z kryteriami Global Initiative dla Przewlekłej Obturacyjnej Choroby Płuc (GOLD), 61,2% pacjentów miało FEV1, która wynosiła 30 do 49% wartości przewidywanej (GOLD 3), a 38,1% pacjentów miało FEV1, która była mniejsza. niż 30% przewidywanej wartości (GOLD 4). Odsetek pacjentów przyjmujących wziewnie glikokortykosteroidy, LABA lub LAMA na początku badania wynosił odpowiednio 69,9%, 64,6% i 46,9%, przy 39,0% otrzymujących trzy terapie łącznie. Ogółem u 28,2% pacjentów zaburzenia czynności serca występowały na początku badania, a 45,8% z nich miało zaburzenia naczyniowe (tabela S3 w dodatkowym dodatku).
Pierwotny punkt końcowy
Ryc. 2. Ryc. 2. Zaostrzenia POChP i czynność płuc. Panel A pokazuje krzywe Kaplana-Meiera dla oszacowanego prawdopodobieństwa umiarkowanego lub ciężkiego zaostrzenia przewlekłej obturacyjnej choroby płuc (POChP) podczas badania, bez znaczącej różnicy między grupą przypisaną do wycofania wziewnych glukokortykoidów (IGC) a grupą przypisaną do kontynuacji Leczenie IGC. Panel B pokazuje wykres poziomów zagrożenia dla pierwszego zaostrzenia POChP (pierwotny punkt końcowy), pierwszorzędowy punkt końcowy obejmujący zaostrzenia podczas otwartej terapii (analiza wrażliwości) i pierwszorzędowy punkt końcowy z wyłączeniem współzmiennej linii bazowej wymuszonej wydechowej objętość w sekundzie (FEV1) (analiza wrażliwości)
[hasła pokrewne: dyżury aptek kluczbork, uzdrowiskowe leczenie sanatoryjne dorosłych, zaburzenie schizoafektywne ]

Powiązane tematy z artykułem: dyżury aptek kluczbork uzdrowiskowe leczenie sanatoryjne dorosłych zaburzenie schizoafektywne

Posted by on 11 września 2018

Jeśli pacjenci nie zgłaszali spontanicznie zdarzeń niepożądanych, zadawano im pytania otwarte, takie jak Jak się czułeś od ostatniej wizyty. Przestudiuj badanie
Protokół badania został zatwierdzony przez komisję do spraw etyki w każdej instytucji. Pierwsza wersja manuskryptu i kolejne poprawki zostały napisane przez autorów akademickich, a wszyscy autorzy pracowali wspólnie nad przygotowaniem ostatecznej treści; wszyscy autorzy podjęli decyzję o przesłaniu rękopisu do publikacji. Pomoc redakcyjna została zapewniona przez lekarza pisarza zatrudnionego przez firmę, która została opłacona przez sponsora badania, Boehringer Ingelheim Pharma. Analizy statystyczne wykonał sponsor. Wszystkie badane leki zostały dostarczone przez sponsora. Wszyscy autorzy gwarantują dokładność i kompletność danych oraz wierność badania do protokołu.
Analiza statystyczna
Oszacowaliśmy, że 2456 pacjentów musiałoby przejść randomizację w 200 ośrodkach badawczych, aby zapewnić co najmniej 2234 pacjentów, którzy mogliby zostać poddani ocenie, aby zapewnić badanie z mocą 90% w celu określenia niemniejszej proporcji hazardu dla zaostrzeń wśród pacjentów. w grupie z wycofaniem glukokortykoidu, w porównaniu z grupą kontynuującą glukokortykoid, o jednostronnym poziomie alfa 0,025 i spodziewanym wskaźniku rezygnacji wynoszącym 15% rocznie. Zakładany mediana czasu do pierwszego głównego zdarzenia wynosiła 9 miesięcy. Wstępnie zdefiniowany margines błędu równy 1,20 zdefiniowano jako górną granicę 95% przedziału ufności dla współczynnika ryzyka dla pierwszego umiarkowanego lub ciężkiego zaostrzenia w grupie z odstawieniem glukokortykoidu, w porównaniu z grupą kontynuującą glukokortykoid. Zarówno skuteczność, jak i bezpieczeństwo oceniano w zmodyfikowanej populacji zamiar-leczyć, która została zdefiniowana jako wszyscy pacjenci, którzy otrzymali co najmniej jedną dawkę badanego leku.
Zastosowaliśmy model regresji proporcjonalnych hazardów Coxa z korektą dla wyjściowego FEV1 w analizie pierwotnej, w analizie wra.liwości z góry określonej oraz w analizie czasu do pierwszego ciężkiego zaostrzenia POChP. W analizie wrażliwości uwzględniliśmy zaostrzenia u pacjentów, którzy zmienili flutikazon na otwarty. W analizie wrażliwości na punkcie post hoc pierwotnego punktu końcowego usunięto zmienną towarzyszącą z modelu, aby uwzględnić pacjentów leczonych z brakującymi danymi dotyczącymi wyjściowej wartości FEV1. Ponadto wykorzystaliśmy metodę Kaplana-Meiera do oszacowania prawdopodobieństwa umiarkowanego lub ciężkiego zaostrzenia POChP. Procedurę tę powtórzono w celu określenia prawdopodobieństwa ciężkiego zaostrzenia POChP. Dodatkowe szczegóły dotyczące analizy statystycznej podano w protokole oraz w rozdziale 4 Dodatku uzupełniającego.
Wyniki
Pacjenci
W sumie 2485 pacjentów poddano randomizacji w 200 ośrodkach w 23 krajach. W sumie 82,5% pacjentów stanowili mężczyźni; średni wiek wynosił 63,8 roku, a średnia wartość FEV1 po rozszerzeniu oskrzeli wynosiła 0,93 litra, co stanowiło 32,8% wartości przewidywanej. Spośród 2485 pacjentów, 2027 ukończyło 52-tygodniowe badanie, w tym te, które otrzymały flutikazon o otwartym działaniu.
Rysunek 1. Rysunek 1. Rekrutacja i wyniki. Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka pacjentów na linii podstawowej. Charakterystyka pacjentów w punkcie wyjściowym i wskaźnik rezygnacji z leczenia były podobne w dwóch grupach badawczych (ryc. i tabela oraz tabela S2 w dodatkowym dodatku). Zgodnie z kryteriami Global Initiative dla Przewlekłej Obturacyjnej Choroby Płuc (GOLD), 61,2% pacjentów miało FEV1, która wynosiła 30 do 49% wartości przewidywanej (GOLD 3), a 38,1% pacjentów miało FEV1, która była mniejsza. niż 30% przewidywanej wartości (GOLD 4). Odsetek pacjentów przyjmujących wziewnie glikokortykosteroidy, LABA lub LAMA na początku badania wynosił odpowiednio 69,9%, 64,6% i 46,9%, przy 39,0% otrzymujących trzy terapie łącznie. Ogółem u 28,2% pacjentów zaburzenia czynności serca występowały na początku badania, a 45,8% z nich miało zaburzenia naczyniowe (tabela S3 w dodatkowym dodatku).
Pierwotny punkt końcowy
Ryc. 2. Ryc. 2. Zaostrzenia POChP i czynność płuc. Panel A pokazuje krzywe Kaplana-Meiera dla oszacowanego prawdopodobieństwa umiarkowanego lub ciężkiego zaostrzenia przewlekłej obturacyjnej choroby płuc (POChP) podczas badania, bez znaczącej różnicy między grupą przypisaną do wycofania wziewnych glukokortykoidów (IGC) a grupą przypisaną do kontynuacji Leczenie IGC. Panel B pokazuje wykres poziomów zagrożenia dla pierwszego zaostrzenia POChP (pierwotny punkt końcowy), pierwszorzędowy punkt końcowy obejmujący zaostrzenia podczas otwartej terapii (analiza wrażliwości) i pierwszorzędowy punkt końcowy z wyłączeniem współzmiennej linii bazowej wymuszonej wydechowej objętość w sekundzie (FEV1) (analiza wrażliwości)
[hasła pokrewne: dyżury aptek kluczbork, uzdrowiskowe leczenie sanatoryjne dorosłych, zaburzenie schizoafektywne ]

Powiązane tematy z artykułem: dyżury aptek kluczbork uzdrowiskowe leczenie sanatoryjne dorosłych zaburzenie schizoafektywne