Do podstawowej analizy wykorzystaliśmy nieskorygowany model regresji logistycznej, aby sprawdzić, czy alteplaza o niskiej dawce nie jest gorsza niż standardowa dawka. Aby spełnić hipotezę braku równości, górna granica 95% przedziału ufności dla ilorazu szans wyniku alteplazy niskiej dawki w porównaniu z alteplazą standardowej dawki musiała spaść poniżej marginesu 1,14; ten margines niezależności został uzyskany z metaanaliz Cochrane badań alteplazowych mających wpływ na słabe wyniki zgłoszeń.19,20 Oszacowaliśmy, że próbka o wielkości 3300 pacjentów dostarczy co najmniej 90% mocy do oceny nie gorszej jakości, zakładając 5% spadek i potencjał ujemna interakcja pomiędzy intensywną kontrolą ciśnienia krwi a niską dawką alteplazy, a także zapewnia co najmniej 80% mocy wykrywania wyższości alteplazy o małej dawce w osiągnięciu 40% niższego ryzyka wystąpienia objawowego krwotoku śródmózgowego niż w przypadku alteplazy standardowej dawki, z 5% rezygnacją. Spójność efektu leczenia w 10 wcześniej określonych podgrupach oceniono za pomocą testów interakcji. Drugą analizą skuteczności było porównanie ocen porządkowych na zmodyfikowanej skali Rankina w celu przetestowania nie mniejszej niższej dawki do standardowej dawki z zastosowaniem regresji logicznej porządkowej, po tym, jak założenie o proporcjonalności prawdopodobieństwa zostało potwierdzone przez prawdopodobieństwo. test ratio.17 Zastosowano nowe podejście bez założeń21 w celu potwierdzenia wniosku. Przeprowadziliśmy również drugorzędne analizy pierwotnego wyniku z korektą dla minimalizacji i kluczowych współzmiennych prognostycznych14, a także analizy wtórne w populacyjnej populacji zgodnie z kryteriami określonymi w dodatkowym dodatku. Zastosowano wielokrotne imputacje, jeśli brakowało więcej niż 10% obserwacji. Niezależna rada monitorująca dane i bezpieczeństwo monitorowała postęp próbny i bezpieczeństwo z wykorzystaniem formalnych granic zatrzymania. W celu ułatwienia interpretacji wszystkie podane wartości P dla nie mniejszej wartości są mnożone przez 2, tak aby w analizach można było użyć alfa 0,05. Pozostałe wartości P (te dla wyższości) są dwustronne. Wszystkie wartości P zostały wcześniej skorygowane. Do analiz wykorzystano oprogramowanie SAS, wersja 9.3 (SAS Institute).
Wyniki
Pacjenci
Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka pacjentów na linii zerowej i ich leczenie. Od marca 2012 r. Do sierpnia 2015 r. Ogółem 3310 z 69 315 pacjentów poddanych badaniu przesiewowemu zostało poddanych randomizacji (ryc. S1 i tabela S1 w dodatkowym dodatku); 1654 pacjentów przydzielono do małej dawki alteplazy, a 1643 do standardowej dawki alteplazy. Nie było znaczących różnic między grupami o małej dawce a grupą otrzymującą standardową dawkę z wyjściowych cech demograficznych i klinicznych (Tabela i Tabela S2 w dodatkowym dodatku) ani liczbą pacjentów przypisanych do każdego ciśnienia krwi -przemysłowe grupy. Mediana wieku pacjentów wynosiła 67 lat (14% było w wieku .80 lat), a 38% stanowiły kobiety. Około dwie trzecie pacjentów było Azjatami, a 43% było rekrutowanych z Chin. Mediana wyniku NIHSS przed leczeniem wynosiła 8 (zakres, od 0 do 42, zakres międzykwartylowy, 5 do 14), a mediana czasu od początku udaru do randomizacji wynosiła 2,7 godziny (zakres międzykwartylowy, 2,0 do 3,5).
Interwencje
W obu grupach średni czas od początku udaru do podania alteplazy wynosił 170 minut; średnia dawka alteplazy podawanej w infuzji wynosiła 35,5 mg w grupie otrzymującej małą dawkę i 56,0 mg w grupie przyjmującej dawkę standardową (p <0,001) (tabela 1)
[hasła pokrewne: dinoprost, nutraceutyki, wagi apteczne ]
Powiązane tematy z artykułem: dinoprost nutraceutyki wagi apteczne