Posted by on 5 lipca 2018

Orzeczenie o tych wynikach zostało zaślepione przez kliniczną komisję punktów końcowych zgodnie z wcześniej określonymi kryteriami. Analiza statystyczna
Oszacowaliśmy, że roczna stopa pierwotnego punktu końcowego wynosiłaby 14,5%, a wskaźnik zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych wynosiłby 7,0% w grupie enalaprylu. Obliczenie wielkości próby oparto na śmiertelności z przyczyn sercowo-naczyniowych. Oszacowaliśmy, że będziemy musieli podążać za około 8000 pacjentów przez 34 miesiące, przy 1229 zgonach z przyczyn sercowo-naczyniowych, aby zapewnić badanie z mocą 80%, aby wykryć względną redukcję o 15% ryzyka zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych w Grupa LCZ696, na ogólnym dwustronnym poziomie alfa 0,05. Na podstawie tych obliczeń oszacowaliśmy, że pierwotny punkt końcowy wystąpi u 2410 pacjentów, co dałoby moc 97% do wykrycia 15% zmniejszenia ryzyka tego wyniku.
Komitet ds. Monitorowania danych i bezpieczeństwa stwierdził, że trzy pośrednie analizy skuteczności powinny być przeprowadzane po uzyskaniu jednej trzeciej, połowy i dwóch trzecich zdarzeń, a statystyczne wytyczne zatrzymywania w celu uzyskania istotnych korzyści wymagają jednostronnej nominalnej wartości P mniej niż 0,0001 przy pierwszej analizie i mniej niż 0,001 przy drugiej i trzeciej analizie na korzyść LCZ696 zarówno w przypadku zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych, jak i pierwotnego punktu końcowego. W dniu 28 marca 2014 r., Podczas trzeciej analizy okresowej (po zakończeniu rejestracji), komisja poinformowała dwóch śledczych, że ustalona uprzednio granica zatrzymania dla przytłaczającej korzyści została przekroczona. Komitet wykonawczy przegłosował wstrzymanie procesu i wybrał 31 marca 2014 r. Jako datę zakończenia wszystkich analiz skuteczności; sponsor przyjął tę decyzję.
Zawarliśmy dane wszystkich pacjentów, którzy przeszli prawidłową randomizację w analizie wyników pierwotnych i wtórnych, zgodnie z zasadą zamiaru leczenia. Procedurę odrzucającą sekwencję zastosowano do analizy punktów końcowych drugiej skuteczności, z pierwszymi dwoma drugorzędowymi punktami końcowymi na najwyższym poziomie sekwencji testowej. (Aby uzyskać szczegółowe informacje, patrz plan analizy statystycznej w dodatkowym dodatku.) Dane dotyczące czasu do wystąpienia zostały ocenione przy użyciu szacunków Kaplana-Meiera i modeli proporcjonalnego hazardu Coxa, z leczeniem i regionem jako czynnikami o stałym efekcie; Współczynniki hazardu, 95% przedziały ufności i dwustronne wartości P zostały obliczone przy użyciu modeli Cox. Oceniliśmy spójność efektu leczenia wśród 18 wstępnie zdefiniowanych podgrup i wykorzystaliśmy model kowariancji powtarzanych pomiarów do oceny wyniku KCCQ, z wartościami wyjściowymi, grupą badaną, regionem, wizytą badawczą i interakcją między wizytą w badaniu a grupą badaną jako współzmiennymi; wynik zero został wykorzystany dla pacjentów, którzy zmarli. Użyliśmy dokładnego testu Fishera do porównania częstości zdarzeń niepożądanych. Dane dotyczące objawowego niedociśnienia, pogorszenia czynności nerek, hiperkaliemii, kaszlu i obrzęku naczynioruchowego zebrano prospektywnie jako zdarzenia będące przedmiotem zainteresowania.
Wyniki
Badaj pacjentów
Ryc. 1. Ryc. 1. Kryteria przesiewowe, okresy docierania i losowanie. Odsetek pacjentów, którzy wycofali się z badania z powodu zdarzeń niepożądanych, był wyższy podczas okresu enalaprylu niż w okresie docierania LCZ696 po korekcie do dłuższy czas trwania ekspozycji na 696 CZK. Najczęstszymi przyczynami wycofania się z badania w okresie początkowym były niedociśnienie, kaszel, hiperkaliemia i zaburzenia czynności nerek. W okresie dociekań 8 pacjentów nie przyjmowało enalaprylu i otrzymało jedynie 696 CZK. IQR oznacza zakres międzykwartylowy i dobrą praktykę kliniczną GCP.
Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka pacjentów na początku badania. Od 8 grudnia 2009 r., Do 23 listopada 2012 r., Do okresu docierania weszło 10,521 pacjentów w 1043 ośrodkach w 47 krajach. Spośród tych pacjentów 2079 nie spełniało kryteriów randomizacji, a 43 pacjentów było błędnie randomizowanych lub zostało zapisanych do miejsc, które zostały zamknięte z powodu poważnych naruszeń zasad dobrej praktyki klinicznej; ci pacjenci zostali prospektywnie pominięci we wszystkich analizach przed zakończeniem badania. W związku z tym 4187 pacjentów zostało losowo przydzielonych do otrzymania LCZ696 i 4212 w celu otrzymania enalaprylu w celu wykonania analizy zamiaru leczenia (Figura 1). Grupy były zrównoważone pod względem podstawowych cech. Większość pacjentów otrzymywała zalecane leczenie farmakologiczne z powodu przewlekłej niewydolności serca (tab. 1).
Badanie-Drug Administration and Follow-up
Z wyjątkiem przypadków przerwania leczenia z powodu śmierci, badany lek przerwano u 746 pacjentów (17,8%) otrzymujących LCZ696, a 833 pacjentów (19,8%) otrzymujących enalapryl (P = 0,02)
[hasła pokrewne: plastyka krocza, RTG panoramiczne, usuwanie blizn potrądzikowych ]

Powiązane tematy z artykułem: plastyka krocza RTG panoramiczne usuwanie blizn potrądzikowych

Posted by on 5 lipca 2018

Orzeczenie o tych wynikach zostało zaślepione przez kliniczną komisję punktów końcowych zgodnie z wcześniej określonymi kryteriami. Analiza statystyczna
Oszacowaliśmy, że roczna stopa pierwotnego punktu końcowego wynosiłaby 14,5%, a wskaźnik zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych wynosiłby 7,0% w grupie enalaprylu. Obliczenie wielkości próby oparto na śmiertelności z przyczyn sercowo-naczyniowych. Oszacowaliśmy, że będziemy musieli podążać za około 8000 pacjentów przez 34 miesiące, przy 1229 zgonach z przyczyn sercowo-naczyniowych, aby zapewnić badanie z mocą 80%, aby wykryć względną redukcję o 15% ryzyka zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych w Grupa LCZ696, na ogólnym dwustronnym poziomie alfa 0,05. Na podstawie tych obliczeń oszacowaliśmy, że pierwotny punkt końcowy wystąpi u 2410 pacjentów, co dałoby moc 97% do wykrycia 15% zmniejszenia ryzyka tego wyniku.
Komitet ds. Monitorowania danych i bezpieczeństwa stwierdził, że trzy pośrednie analizy skuteczności powinny być przeprowadzane po uzyskaniu jednej trzeciej, połowy i dwóch trzecich zdarzeń, a statystyczne wytyczne zatrzymywania w celu uzyskania istotnych korzyści wymagają jednostronnej nominalnej wartości P mniej niż 0,0001 przy pierwszej analizie i mniej niż 0,001 przy drugiej i trzeciej analizie na korzyść LCZ696 zarówno w przypadku zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych, jak i pierwotnego punktu końcowego. W dniu 28 marca 2014 r., Podczas trzeciej analizy okresowej (po zakończeniu rejestracji), komisja poinformowała dwóch śledczych, że ustalona uprzednio granica zatrzymania dla przytłaczającej korzyści została przekroczona. Komitet wykonawczy przegłosował wstrzymanie procesu i wybrał 31 marca 2014 r. Jako datę zakończenia wszystkich analiz skuteczności; sponsor przyjął tę decyzję.
Zawarliśmy dane wszystkich pacjentów, którzy przeszli prawidłową randomizację w analizie wyników pierwotnych i wtórnych, zgodnie z zasadą zamiaru leczenia. Procedurę odrzucającą sekwencję zastosowano do analizy punktów końcowych drugiej skuteczności, z pierwszymi dwoma drugorzędowymi punktami końcowymi na najwyższym poziomie sekwencji testowej. (Aby uzyskać szczegółowe informacje, patrz plan analizy statystycznej w dodatkowym dodatku.) Dane dotyczące czasu do wystąpienia zostały ocenione przy użyciu szacunków Kaplana-Meiera i modeli proporcjonalnego hazardu Coxa, z leczeniem i regionem jako czynnikami o stałym efekcie; Współczynniki hazardu, 95% przedziały ufności i dwustronne wartości P zostały obliczone przy użyciu modeli Cox. Oceniliśmy spójność efektu leczenia wśród 18 wstępnie zdefiniowanych podgrup i wykorzystaliśmy model kowariancji powtarzanych pomiarów do oceny wyniku KCCQ, z wartościami wyjściowymi, grupą badaną, regionem, wizytą badawczą i interakcją między wizytą w badaniu a grupą badaną jako współzmiennymi; wynik zero został wykorzystany dla pacjentów, którzy zmarli. Użyliśmy dokładnego testu Fishera do porównania częstości zdarzeń niepożądanych. Dane dotyczące objawowego niedociśnienia, pogorszenia czynności nerek, hiperkaliemii, kaszlu i obrzęku naczynioruchowego zebrano prospektywnie jako zdarzenia będące przedmiotem zainteresowania.
Wyniki
Badaj pacjentów
Ryc. 1. Ryc. 1. Kryteria przesiewowe, okresy docierania i losowanie. Odsetek pacjentów, którzy wycofali się z badania z powodu zdarzeń niepożądanych, był wyższy podczas okresu enalaprylu niż w okresie docierania LCZ696 po korekcie do dłuższy czas trwania ekspozycji na 696 CZK. Najczęstszymi przyczynami wycofania się z badania w okresie początkowym były niedociśnienie, kaszel, hiperkaliemia i zaburzenia czynności nerek. W okresie dociekań 8 pacjentów nie przyjmowało enalaprylu i otrzymało jedynie 696 CZK. IQR oznacza zakres międzykwartylowy i dobrą praktykę kliniczną GCP.
Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka pacjentów na początku badania. Od 8 grudnia 2009 r., Do 23 listopada 2012 r., Do okresu docierania weszło 10,521 pacjentów w 1043 ośrodkach w 47 krajach. Spośród tych pacjentów 2079 nie spełniało kryteriów randomizacji, a 43 pacjentów było błędnie randomizowanych lub zostało zapisanych do miejsc, które zostały zamknięte z powodu poważnych naruszeń zasad dobrej praktyki klinicznej; ci pacjenci zostali prospektywnie pominięci we wszystkich analizach przed zakończeniem badania. W związku z tym 4187 pacjentów zostało losowo przydzielonych do otrzymania LCZ696 i 4212 w celu otrzymania enalaprylu w celu wykonania analizy zamiaru leczenia (Figura 1). Grupy były zrównoważone pod względem podstawowych cech. Większość pacjentów otrzymywała zalecane leczenie farmakologiczne z powodu przewlekłej niewydolności serca (tab. 1).
Badanie-Drug Administration and Follow-up
Z wyjątkiem przypadków przerwania leczenia z powodu śmierci, badany lek przerwano u 746 pacjentów (17,8%) otrzymujących LCZ696, a 833 pacjentów (19,8%) otrzymujących enalapryl (P = 0,02)
[hasła pokrewne: plastyka krocza, RTG panoramiczne, usuwanie blizn potrądzikowych ]

Powiązane tematy z artykułem: plastyka krocza RTG panoramiczne usuwanie blizn potrądzikowych