Brodalumab, przeciwciało przeciwko receptorowi interleukiny 17 do łuszczycy AD 3

W ramach wnioskowania ograniczonego do celu, wiele hipotez dotyczących wszystkich dawek testowano przy użyciu zamkniętej procedury testowej, 25 pozwalającej na ocenę każdego porównania na poziomie istotności 0,025 (jednostronne), zachowując jednocześnie rodzinne podejście. częstość fałszywie dodatnia przy 0,025. Statystyka t została wykorzystana do porównania różnych poziomów dawek, które były oparte na skalowaniu porządkowym.26 Wszystkie końcowe punkty końcowe skuteczności zostały podsumowane, a wartości P zostały określone. Punkty końcowe bezpieczeństwa zostały podsumowane opisowo. Brakujące dane były przetwarzane za pomocą metody przeniesienia wartości bazowej lub imputacji braku odpowiedzi. Sporządziliśmy wykresy odpowiedzi PASI od wszystkich pacjentów jako kumulatywną krzywą procentową, zamawiając odpowiedzi i nanosząc wyniki jako odsetek populacji. Continue reading „Brodalumab, przeciwciało przeciwko receptorowi interleukiny 17 do łuszczycy AD 3”

Badanie kontrolowane placebo monoterapii tofacitinibem w reumatoidalnym zapaleniu stawów

Tofacitinib (CP-690,550) jest nowym doustnym inhibitorem kinazy Janus, który jest badany jako ukierunkowany immunomodulator i terapia modyfikująca przebieg choroby w reumatoidalnym zapaleniu stawów. Metody
W tej fazie 3, podwójnie zaślepionej, kontrolowanej placebo, równoległej grupie, 6-miesięcznego badania, 611 pacjentów zostało losowo przydzielonych, w stosunku 4: 4: 1: 1, do 5 mg tofacitinibu dwa razy dziennie, 10 mg tofacitinib dwa razy na dobę, placebo przez 3 miesiące, a następnie 5 mg tofacitinibu dwa razy na dobę lub placebo przez 3 miesiące, a następnie 10 mg tofacitinibu dwa razy na dobę. Pierwszorzędowymi punktami końcowymi, ocenionymi w 3 miesiącu, był odsetek pacjentów z co najmniej 20% poprawą w skali American College of Rheumatology (ACR 20), zmiana w stosunku do wartości wyjściowej w Kwestionowanym wskaźniku niepełnosprawności (HAQ-DI) wyniki (które wahają się od 0 do 3, z wyższymi punktami wskazującymi na większą niepełnosprawność) oraz odsetek pacjentów z oceną aktywności choroby dla 28 stawów w oparciu o współczynnik sedymentacji erytrocytów (DAS28-4 [ESR]) poniżej 2,6 (z ocenami od 0 do 9,4 i wyższymi punktami wskazującymi na większą aktywność choroby).
Wyniki
W 3. miesiącu wyższy odsetek pacjentów w grupach otrzymujących tofacitinib niż w grupie placebo spełniał kryteria odpowiedzi ACR 20 (59,8% w grupie otrzymującej tofacitinib w dawce 5 mg i 65,7% w grupie otrzymującej tofacitinib w dawce 10 mg vs. 26,7% w połączonych grupach placebo, P <0,001 dla obu porównań). Continue reading „Badanie kontrolowane placebo monoterapii tofacitinibem w reumatoidalnym zapaleniu stawów”

Tendencje w przeżyciu po wewnątrzszpitalnym zatrzymaniu krążenia AD 3

Zbadaliśmy również, czy trendy przeżycia różniły się w zależności od grupy wiekowej (?65 lat vs. <65 lat), rasy i płci, uwzględniając w modelu interakcję z rokiem kalendarzowym. Na koniec, aby wykluczyć możliwość, że wyniki naszych badań wynikają z włączenia szpitali o lepszej skuteczności w czasie, przeprowadziliśmy te analizy wyłącznie dla pacjentów w szpitalach, którzy mają co najmniej 8 lat udziału w rejestrze. Dane były kompletne dla wszystkich współzmiennych i wyników, z wyjątkiem rasy (brak 6,6%), wyniku CPC przy przyjęciu (14,6% brakujących), czasu zatrzymania krążenia (brak 0,9%), zmiennych szpitalnych (brakowało 4,5%) i wyniku CPC przy wypisie (Brak 14,0%). Uznano, że brakujące przypadkowo współzmienne są przypisane losowo i zostały przypisane za pomocą wielokrotnego imputacji. 21 Wyniki z imputacją i bez niej nie były istotnie różne, więc przedstawiono tylko te pierwsze. Continue reading „Tendencje w przeżyciu po wewnątrzszpitalnym zatrzymaniu krążenia AD 3”

Jelitowy mikrobiologiczny metabolizm fosfatydylocholiny i ryzyko sercowo-naczyniowe AD 2

Po każdym prowokacji mierzono metabolity choliny w osoczu i moczu, jak opisano poniżej. W drugim badaniu (wyniki kliniczne) zapisaliśmy 4007 dorosłych, którzy przeszli planowe cewnikowanie serca; uczestnicy nie mieli objawów ostrego zespołu wieńcowego (poziom troponiny sercowej, <0,1 ?g na litr, jeśli jest dostępny). Historia choroby sercowo-naczyniowej została zdefiniowana jako udokumentowana historia choroby wieńcowej, choroby tętnic obwodowych, rewaskularyzacji wieńcowej lub obwodowej, zwężenia 50% lub więcej w jednym lub większej liczbie naczyń obserwowanych podczas koronarografii lub odległej historii zawału mięśnia sercowego lub uderzenie. Próbki krwi na czczo otrzymano od wszystkich uczestników w czasie cewnikowania serca.
Testowane laboratoryjnie
Przeprowadzono rutynowe testy laboratoryjne, a próbki zmierzono na platformie Abbott Architect (Abbott Laboratories), z wyjątkiem testowania mieloperoksydazy, którą zmierzono za pomocą testu CardioMPO (Cleveland Heart Laboratories). Klirens kreatyniny oszacowano za pomocą równania Cockcrofta-Gaulta. Continue reading „Jelitowy mikrobiologiczny metabolizm fosfatydylocholiny i ryzyko sercowo-naczyniowe AD 2”

Randomizowany test plastrów z wymianą nikotyny w czasie ciąży AD 5

W naszym badaniu zdarzenia niepożądane doprowadziły do przerwania stosowania plastra nikotynowego u 8,8% kobiet; w poprzednich badaniach wskaźniki przerwania leczenia wynosiły 12% dla gumy nikotynowej23 i 4,4% dla plastra nikotynowego lub placebo. 22 Niski wskaźnik przyswajania można wyjaśnić zwiększeniem klirensu nikotyny i kotyniny podczas ciąży; o każdym z nich odnotowano wzrost o 60% i 140% w 25 tygodniu ciąży, co zmniejszyłoby poziom nikotyny wytwarzany przez nikotynową terapię zastępczą i mogłoby nasilić objawy odstawienia. Jest możliwe, że w przypadku leczenia zastępczego nikotyną, aby konsekwentnie złagodzić objawy odstawienia nikotyny i być skuteczne przez cały okres ciąży, wymagana jest wyższa dawka. Jednak badanie to nie obejmowało oceny metabolizmu nikotyny i nie oceniało objawów odstawienia, a czynniki inne niż wzrost metabolizmu mogą tłumaczyć niski wskaźnik przestrzegania terapii zastępczej nikotyną w naszym badaniu i innych podobnych badaniach. Zastosowaliśmy szczególnie solidny wynik pomiaru: powstrzymanie się od palenia między datą rzucenia a porodem, z potwierdzeniem przy porodzie.18 Wcześniejsze badania miały tendencję do używania punktowej częstości występowania abstynencji do 7 dni po odstawieniu jako główny środek wyniku, 25 ale palenie tytoniu w ciąży może być zmienne, a niektóre kobiety rzucają palenie i wracają do palenia wielokrotnie. 26-28 W związku z tym mierniki punktowe ogólnie wskazują na wyższe wskaźniki rzucania palenia, ale są mniej prawdopodobne niż miarą długotrwałej abstynencji, aby dokładnie odzwierciedlać ekspozycję matki i płodu na tytoń – toksyny dymu podczas ciąży. Continue reading „Randomizowany test plastrów z wymianą nikotyny w czasie ciąży AD 5”

Zbiorcza analiza zapotrzebowania na witaminę D dla zapobiegania złamaniom AD 3

W przypadku analiz pierwotnych wykonaliśmy tylko jedną analizę złamania biodra i jedną analizę złamania bezkręgowego, w której porównaliśmy wszystkie kwartyle rzeczywistego spożycia z grupą kontrolną i oczekiwaliśmy, że efekt będzie największy w najwyższej dawce . W analizach niepierwotnych, ze względu na możliwość uzyskania wyników fałszywie dodatnich z powodu wielokrotnego testowania, użyliśmy wartości P wynoszącej 0,0125 w celu wskazania istotności. Ponieważ rozważano cztery podgrupy dla każdego z dwóch typów wyników złamania, do modelu dodawano termin interakcji dla najwyższego faktycznego poziomu spożycia witaminy D i każdej podgrupy, a dla istotności wymagana była wartość P skorygowana o Bonferroni o mniej niż 0,00625. . Wszystkie analizy zostały dostosowane do badania, grupy wiekowej, płci i rodzaju mieszkania; jednak analizy nie zostały dostosowane do suplementacji wapnia, ze względu na kolinearność między dawkami witaminy D a suplementacją wapnia. Wszystkie zgłoszone wartości P są dwustronne, a założenia dotyczące proporcjonalnych zagrożeń zostały spełnione dla analiz pierwotnych zarówno w przypadku złamania biodra, jak i wszelkich złamań pozamózgowych. Continue reading „Zbiorcza analiza zapotrzebowania na witaminę D dla zapobiegania złamaniom AD 3”

Zbiorcza analiza zapotrzebowania na witaminę D dla zapobiegania złamaniom

width=1024

Wyniki metaanaliz badających związek między suplementacją witaminy D a redukcją złamań były niespójne. Metody
Zebrano dane dotyczące uczestników z 11 podwójnie ślepych, randomizowanych, kontrolowanych badań doustnej suplementacji witaminą D (codziennie, co tydzień lub co 4 miesiące), z wapniem lub bez, w porównaniu z samym placebo lub wapniem u osób w wieku 65 lat lub starszy. Pierwotnymi punktami końcowymi były częstość występowania złamań stawu biodrowego i wszelkich złamań bezkręgowych zgodnie z analizami regresji Coxa, z dostosowaniem dla grupy wiekowej, płci, rodzaju mieszkania i badania. Naszym głównym celem było porównanie danych z kwartyli rzeczywistego spożycia witaminy D (w tym przestrzeganie przez każdego uczestnika leczenia i stosowanie suplementów poza protokołem badania) w grupach terapeutycznych wszystkich badań z danymi z grup kontrolnych.
Wyniki
Do badania włączono 31 022 osoby (średni wiek, 76 lat, 91% kobiety) z 1111 przypadkowymi złamaniami biodra i 3770 złamaniami bezkręgowymi. Uczestnicy, którzy zostali losowo przydzieleni do otrzymywania witaminy D, w porównaniu z osobami przypisanymi do grup kontrolnych, mieli nieistotne 10% zmniejszenie ryzyka złamania biodra (współczynnik ryzyka, 0,90, przedział ufności 95% [CI], 0,80 do 1,01) i 7% redukcja ryzyka złamania nie-kręgu (współczynnik ryzyka, 0,93, 95% CI, 0,87 do 0,99). Continue reading „Zbiorcza analiza zapotrzebowania na witaminę D dla zapobiegania złamaniom”

Wpływ wykrywania komputerowego na wydajność mammografii przesiewowej ad 6

Chociaż wrażliwość wzrosła z 80,4% przed wdrożeniem do 84,0% po wdrożeniu, zmiana nie była znacząca (P = 0,32). Dodatnia wartość predykcyjna była podobna w obiektach, które nigdy nie wdrożyły wspomaganego komputerowo wykrywania i obiektów, które przyjęły wykrywanie wspomagane komputerowo, ale jeszcze go nie wdrożyły. Po wdrożeniu w tych obiektach dodatnia wartość predykcyjna znacznie się zmniejszyła (P = 0,01). Przed przyjęciem komputerowego wspomagania wykrywania w 7 obiektach szybkość biopsji była podobna do tej w 36 obiektach, które nigdy nie wdrożyły komputerowego wspomagania wykrywania. Po wdrożeniu siedmiu urządzeń do komputerowego wspomagania wykrywania szybkość biopsji wzrosła o 20% (z 14,7 biopsji na 1000 mammogramów przesiewowych przed wdrożeniem do 17,6 biopsji po wdrożeniu, p <0,001). Continue reading „Wpływ wykrywania komputerowego na wydajność mammografii przesiewowej ad 6”

Wpływ wykrywania komputerowego na wydajność mammografii przesiewowej ad 7

Jednak związek pomiędzy wykorzystaniem komputerowego wykrywania i czułości był słabszy, gdy analiza była ograniczona do kobiet z inwazyjnym rakiem piersi i była silniejsza, gdy była ograniczona do kobiet z rakiem przewodowym in situ. Obserwowane asocjacje były podobne do tych w głównej analizie po wyłączeniu mammografii, które zostały zinterpretowane w ciągu 3 miesięcy po wdrożeniu komputerowego wspomagania wykrywania, a terminy interakcji w odniesieniu do czasu i zastosowania komputerowego wspomagania wykrywania były nieistotne, co sugeruje, że obserwowane zmiany w wydajności przy pomocy komputerowego wykrywania trwały z upływem czasu. Rysunek 1. Rysunek 1. Ogólna dokładność mammografii przesiewowej, według zastosowania komputerowego wspomagania wykrywania (CAD). Continue reading „Wpływ wykrywania komputerowego na wydajność mammografii przesiewowej ad 7”

Wpływ wykrywania komputerowego na wydajność mammografii przesiewowej czesc 4

Użyliśmy testów chi-kwadratowych do porównania nieskorygowanych miar wydajności dla badań mammograficznych w obiektach, które przyjęły wykrywanie wspomagane komputerowo z tymi, które tego nie zrobiły. Wśród urządzeń, które wdrożyły komputerowe wspomaganie wykrywania, porównaliśmy wyniki mammografii przesiewowej przed i po wdrożeniu. Przeanalizowaliśmy ogólny wskaźnik wykrycia raka (na 1000 mammogramów przesiewowych), a także wskaźniki wykrywania inwazyjnych nowotworów i raków przewodowych in situ. Aby dostosować się do współzmiennych powiązanych z pacjentami, placówkami lub radiologami, wykorzystaliśmy analizę logistyczno-regresyjną o mieszanych efektach, aby modelować swoistość, czułość i pozytywną wartość predykcyjną jako funkcje wykorzystania komputerowego wspomagania wykrywania, rejestru mammograficznego, charakterystyki pacjentów ( wiek, gęstość piersi i czas od ostatniej mammografii), charakterystyka radiologów (lata doświadczeń interpretujących mammogramy i liczba mammogramów interpretowanych w ciągu roku) oraz cztery cechy obiektów, które indywidualnie były związane ze swoistością, czułością lub dodatnią wartością predykcyjną w osobnych analizy (P <0,10). Dla specyficzności modelowaliśmy szanse na prawdziwą mammografię negatywną przesiewową. Continue reading „Wpływ wykrywania komputerowego na wydajność mammografii przesiewowej czesc 4”