Posted by on 10 lipca 2018

Ponadto badanie zaplanowano tak, aby w przypadku nieistotnego wyniku w porównaniu do przewagi nadrzędnej, istniała wystarczająca moc do wcześniej określonej oceny nieinności, aby wykluczyć 10% względnego wzrostu ryzyka pierwotnego punktu końcowego w CTA grupy, przy założeniu, że testy anatomiczne były lepsze niż testy funkcjonalne o 10%. Porównania statystyczne strategii testów diagnostycznych przeprowadzono zgodnie z przypisaniem do randomizacji. Ponieważ wszyscy pacjenci biorący udział w badaniu mieli być obserwowani przez co najmniej rok, przeprowadzono wtórne analizy pierwotnych i wtórnych punktów końcowych na podstawie rocznych wyników. Porównania statystyczne dwóch randomizowanych grup opierały się na analizie czasu do wystąpienia pierwszego, w której zastosowano model proporcjonalnych hazardów Coxa. Aby odpowiednio uwzględnić heterogeniczność wśród badanych pacjentów, dokonano korekt porównań dla wcześniej określonego zestawu współzmiennych wartości wyjściowych, w tym wiek, płeć, równoważny poziom ryzyka CAD (historia cukrzycy, choroba tętnic obwodowych lub choroba naczyniowo-mózgowa) i ograniczenie przewidywanego testu funkcjonalnego, jeśli pacjent miał być losowo przydzielany do grupy testów funkcjonalnych. Względne ryzyko wyrażono jako skorygowane współczynniki ryzyka z powiązanymi 95% przedziałami ufności i uzyskano je z modelu Coxa. Skumulowane wskaźniki zdarzeń zostały obliczone dla każdej grupy z randomizacją jako funkcja czasu z randomizacji za pomocą metody Kaplana-Meiera.22 Model Cox został również wykorzystany do oceny spójności efektów strategii testów diagnostycznych poprzez testowanie pod kątem interakcji pomiędzy strategią diagnostyczną a wyjściową charakterystyką, która została wcześniej określona do analizy podgrup. Ekspozycja na promieniowanie była porównywana między randomizowanymi grupami przy użyciu testu sumy rang Wilcoxona.
Nie przeprowadzono pośrednich analiz pierwotnych i wtórnych punktów końcowych; dlatego poziom istotności alfa w końcowej analizie pierwotnej wynosił 0,05. Wszystkie porównania przeprowadzono przy użyciu dwustronnych testów istotności. Wszystkie analizy przeprowadzono przy użyciu oprogramowania SAS, wersja 9.2 lub wyższa (SAS Institute).
Wyniki
Badana populacja
Rycina 1. Rycina 1. Rejestracja, losowanie i obserwacja Pacjentów. Łącznie 404 pacjentów (248 pacjentów w grupie z testami czynnościowymi i 156 w grupie angiografii komputerowej [CTA]) nie zostało poddanych żadnym testom z powodu wycofania się z badania (26,5% pacjentów, którzy nie przeszli testu), nieodebrane wizyty (25,7 %), trudności finansowe (21,8%), przyczyny medyczne (9,9%), konflikty w harmonogramach (7,9%) lub różne powody (8,2%). Dwóch pacjentów zostało poddanych testom funkcjonalnym przed randomizacją, a ich testy zostały wykluczone. Dane dotyczące wszystkich 10 003 pacjentów zostały uwzględnione w analizie skuteczności strategii testowania. Wartości procentowe mogą nie sumować się do 100 ze względu na zaokrąglenia. CAC oznacza wapń w tętnicach wieńcowych i elektrokardiograf EKG.
Populacja badana składała się z 10 003 pacjentów (ryc. 1). Średni czas obserwacji wynosił 25 miesięcy (zakres międzykwartylny, 18 do 34), z maksymalnym okresem obserwacji wynoszącym 50 miesięcy. Całkowity okres obserwacji co najmniej 12 miesięcy uzyskano dla 9350 uczestników (93,5%).
Charakterystyka na linii bazowej
Tabela 1
[patrz też: amyloza, Azeloglicyna, hologramy els ]

Powiązane tematy z artykułem: amyloza Azeloglicyna hologramy els

Posted by on 10 lipca 2018

Ponadto badanie zaplanowano tak, aby w przypadku nieistotnego wyniku w porównaniu do przewagi nadrzędnej, istniała wystarczająca moc do wcześniej określonej oceny nieinności, aby wykluczyć 10% względnego wzrostu ryzyka pierwotnego punktu końcowego w CTA grupy, przy założeniu, że testy anatomiczne były lepsze niż testy funkcjonalne o 10%. Porównania statystyczne strategii testów diagnostycznych przeprowadzono zgodnie z przypisaniem do randomizacji. Ponieważ wszyscy pacjenci biorący udział w badaniu mieli być obserwowani przez co najmniej rok, przeprowadzono wtórne analizy pierwotnych i wtórnych punktów końcowych na podstawie rocznych wyników. Porównania statystyczne dwóch randomizowanych grup opierały się na analizie czasu do wystąpienia pierwszego, w której zastosowano model proporcjonalnych hazardów Coxa. Aby odpowiednio uwzględnić heterogeniczność wśród badanych pacjentów, dokonano korekt porównań dla wcześniej określonego zestawu współzmiennych wartości wyjściowych, w tym wiek, płeć, równoważny poziom ryzyka CAD (historia cukrzycy, choroba tętnic obwodowych lub choroba naczyniowo-mózgowa) i ograniczenie przewidywanego testu funkcjonalnego, jeśli pacjent miał być losowo przydzielany do grupy testów funkcjonalnych. Względne ryzyko wyrażono jako skorygowane współczynniki ryzyka z powiązanymi 95% przedziałami ufności i uzyskano je z modelu Coxa. Skumulowane wskaźniki zdarzeń zostały obliczone dla każdej grupy z randomizacją jako funkcja czasu z randomizacji za pomocą metody Kaplana-Meiera.22 Model Cox został również wykorzystany do oceny spójności efektów strategii testów diagnostycznych poprzez testowanie pod kątem interakcji pomiędzy strategią diagnostyczną a wyjściową charakterystyką, która została wcześniej określona do analizy podgrup. Ekspozycja na promieniowanie była porównywana między randomizowanymi grupami przy użyciu testu sumy rang Wilcoxona.
Nie przeprowadzono pośrednich analiz pierwotnych i wtórnych punktów końcowych; dlatego poziom istotności alfa w końcowej analizie pierwotnej wynosił 0,05. Wszystkie porównania przeprowadzono przy użyciu dwustronnych testów istotności. Wszystkie analizy przeprowadzono przy użyciu oprogramowania SAS, wersja 9.2 lub wyższa (SAS Institute).
Wyniki
Badana populacja
Rycina 1. Rycina 1. Rejestracja, losowanie i obserwacja Pacjentów. Łącznie 404 pacjentów (248 pacjentów w grupie z testami czynnościowymi i 156 w grupie angiografii komputerowej [CTA]) nie zostało poddanych żadnym testom z powodu wycofania się z badania (26,5% pacjentów, którzy nie przeszli testu), nieodebrane wizyty (25,7 %), trudności finansowe (21,8%), przyczyny medyczne (9,9%), konflikty w harmonogramach (7,9%) lub różne powody (8,2%). Dwóch pacjentów zostało poddanych testom funkcjonalnym przed randomizacją, a ich testy zostały wykluczone. Dane dotyczące wszystkich 10 003 pacjentów zostały uwzględnione w analizie skuteczności strategii testowania. Wartości procentowe mogą nie sumować się do 100 ze względu na zaokrąglenia. CAC oznacza wapń w tętnicach wieńcowych i elektrokardiograf EKG.
Populacja badana składała się z 10 003 pacjentów (ryc. 1). Średni czas obserwacji wynosił 25 miesięcy (zakres międzykwartylny, 18 do 34), z maksymalnym okresem obserwacji wynoszącym 50 miesięcy. Całkowity okres obserwacji co najmniej 12 miesięcy uzyskano dla 9350 uczestników (93,5%).
Charakterystyka na linii bazowej
Tabela 1
[patrz też: amyloza, Azeloglicyna, hologramy els ]

Powiązane tematy z artykułem: amyloza Azeloglicyna hologramy els