Posted by on 11 września 2018

Ten pierwszy został wykluczony z złożonego wyniku ze względu na chęć skoncentrowania się na trudnych wynikach, a ten ostatni został wykluczony z powodu braku wiarygodnych metod identyfikacji tych zdarzeń przy użyciu centralnego gromadzenia danych. Ponieważ zmiany pierwotnego wyniku powodują, że bezpośrednie porównania z oryginalnymi wynikami VADT są trudne, oddzielnie pokazujemy także nasze wyniki uzyskane podczas pierwotnej VADT i podczas obserwacji obserwacyjnej w Tabeli S6 Dodatku Uzupełniającego. Wydarzenia podczas części interwencyjnej zostały ocenione przy użyciu pierwotnej metody oceny wyników (orzekanie przez komitet, którego członkowie nie byli świadomi zadań grupy badawczej), chociaż dane dotyczące kilku poważnych zdarzeń sercowo-naczyniowych i zgonów u pacjentów, którzy w ciągu ostatnich 6 miesięcy nieodebrane były wizyty wyjazdowe z centralnych baz danych (patrz Dodatkowe szczegóły na temat Punktów końcowych w Dodatku Uzupełniającym). W obserwacyjnym okresie obserwacji rozpoznano ataki serca, udary i nowe lub nasilenie zastoinowej niewydolności serca za pomocą podstawowej diagnostyki rozładowania w plikach rejestru VA lub CMS (które, jak wcześniej wykazano, mają doskonałą pozytywną wartość predykcyjną) 15, 16 lub poprzez przegląd zewnętrznych zapisów w przypadku uczestników mających mniej niż 65 lat, którzy zgłosili zdarzenie w swoich badaniach, jak opisano powyżej. Nowe lub pogarszające się zastoinowe niewydolność serca zidentyfikowano za pomocą pierwotnej diagnozy wyładowania w rejestrze danych CMS lub VA lub przez frakcję wyrzutową mniejszą niż 40%, jak zaobserwowano w badaniu echokardiograficznym (patrz Dodatkowe szczegóły na temat Punktów końcowych w Dodatku Uzupełniającym). .
Dwoma określonymi wtórnymi wynikami były śmiertelność z przyczyn sercowo-naczyniowych i całkowita śmiertelność17. Oba te drugorzędne wyniki oceniano w całej kohorcie.
Analiza wrażliwości
Aby ocenić potencjalne odchylenie doboru próby (tj. Możliwość, że kohorty badania nie były reprezentatywne dla pierwotnej populacji badanej), poszukiwaliśmy i otrzymaliśmy zwolnienie z ustawy o przenośności ubezpieczenia zdrowotnego i odpowiedzialności, aby zbadać nasze główne i drugorzędne wyniki w kompletnym kohorta (patrz Dodatek dodatkowy). W przypadku pacjentów, którzy nie byli w kohorcie badania i którzy nie mieli zdarzenia podczas fazy interwencyjnej badania, szacujemy, że tylko około 6% wyników sercowo-naczyniowych nie było danych z rejestru (w szczególności amputacji dla zgorzeli niedokrwiennej [ zdarzenia wymagające orzeczenia] oraz udar i zawał serca u uczestników w wieku poniżej 65 lat w placówkach non-VA [ponieważ osoby w wieku poniżej 65 lat nie są uwzględnione w plikach CMS]).
Analiza statystyczna
Główna analiza została przeprowadzona zgodnie z zasadą zamiaru leczenia, a krzywe przeżycia Kaplana-Meiera zostały wygenerowane za pomocą metody limitu dla produktu. Modelowanie proporcjonalnych hazardów Coxa posłużyło do oszacowania współczynników hazardu. Dane były cenzurowane, gdy uczestnicy mieli zdarzenie pierwotne, zmarli lub wycofali się z badania lub pod koniec okresu obserwacji tego raportu.
Różnice w atrybutach między dwiema grupami leczenia oceniano za pomocą testu chi-kwadrat dla proporcji i testu t Studenta lub analizy wariancji dla zmiennych ciągłych
[więcej w: lekarz rodzinny września, olej canola, nzoz bytom ]

Powiązane tematy z artykułem: lekarz rodzinny września nzoz bytom olej canola

Posted by on 11 września 2018

Ten pierwszy został wykluczony z złożonego wyniku ze względu na chęć skoncentrowania się na trudnych wynikach, a ten ostatni został wykluczony z powodu braku wiarygodnych metod identyfikacji tych zdarzeń przy użyciu centralnego gromadzenia danych. Ponieważ zmiany pierwotnego wyniku powodują, że bezpośrednie porównania z oryginalnymi wynikami VADT są trudne, oddzielnie pokazujemy także nasze wyniki uzyskane podczas pierwotnej VADT i podczas obserwacji obserwacyjnej w Tabeli S6 Dodatku Uzupełniającego. Wydarzenia podczas części interwencyjnej zostały ocenione przy użyciu pierwotnej metody oceny wyników (orzekanie przez komitet, którego członkowie nie byli świadomi zadań grupy badawczej), chociaż dane dotyczące kilku poważnych zdarzeń sercowo-naczyniowych i zgonów u pacjentów, którzy w ciągu ostatnich 6 miesięcy nieodebrane były wizyty wyjazdowe z centralnych baz danych (patrz Dodatkowe szczegóły na temat Punktów końcowych w Dodatku Uzupełniającym). W obserwacyjnym okresie obserwacji rozpoznano ataki serca, udary i nowe lub nasilenie zastoinowej niewydolności serca za pomocą podstawowej diagnostyki rozładowania w plikach rejestru VA lub CMS (które, jak wcześniej wykazano, mają doskonałą pozytywną wartość predykcyjną) 15, 16 lub poprzez przegląd zewnętrznych zapisów w przypadku uczestników mających mniej niż 65 lat, którzy zgłosili zdarzenie w swoich badaniach, jak opisano powyżej. Nowe lub pogarszające się zastoinowe niewydolność serca zidentyfikowano za pomocą pierwotnej diagnozy wyładowania w rejestrze danych CMS lub VA lub przez frakcję wyrzutową mniejszą niż 40%, jak zaobserwowano w badaniu echokardiograficznym (patrz Dodatkowe szczegóły na temat Punktów końcowych w Dodatku Uzupełniającym). .
Dwoma określonymi wtórnymi wynikami były śmiertelność z przyczyn sercowo-naczyniowych i całkowita śmiertelność17. Oba te drugorzędne wyniki oceniano w całej kohorcie.
Analiza wrażliwości
Aby ocenić potencjalne odchylenie doboru próby (tj. Możliwość, że kohorty badania nie były reprezentatywne dla pierwotnej populacji badanej), poszukiwaliśmy i otrzymaliśmy zwolnienie z ustawy o przenośności ubezpieczenia zdrowotnego i odpowiedzialności, aby zbadać nasze główne i drugorzędne wyniki w kompletnym kohorta (patrz Dodatek dodatkowy). W przypadku pacjentów, którzy nie byli w kohorcie badania i którzy nie mieli zdarzenia podczas fazy interwencyjnej badania, szacujemy, że tylko około 6% wyników sercowo-naczyniowych nie było danych z rejestru (w szczególności amputacji dla zgorzeli niedokrwiennej [ zdarzenia wymagające orzeczenia] oraz udar i zawał serca u uczestników w wieku poniżej 65 lat w placówkach non-VA [ponieważ osoby w wieku poniżej 65 lat nie są uwzględnione w plikach CMS]).
Analiza statystyczna
Główna analiza została przeprowadzona zgodnie z zasadą zamiaru leczenia, a krzywe przeżycia Kaplana-Meiera zostały wygenerowane za pomocą metody limitu dla produktu. Modelowanie proporcjonalnych hazardów Coxa posłużyło do oszacowania współczynników hazardu. Dane były cenzurowane, gdy uczestnicy mieli zdarzenie pierwotne, zmarli lub wycofali się z badania lub pod koniec okresu obserwacji tego raportu.
Różnice w atrybutach między dwiema grupami leczenia oceniano za pomocą testu chi-kwadrat dla proporcji i testu t Studenta lub analizy wariancji dla zmiennych ciągłych
[więcej w: lekarz rodzinny września, olej canola, nzoz bytom ]

Powiązane tematy z artykułem: lekarz rodzinny września nzoz bytom olej canola