Analizy zostały wstępnie określone w planie analizy statystycznej (patrz protokół) i zostały wykonane zgodnie z zasadą zamiaru leczenia. Zgodnie z zapisami zawartymi w planie analizy statystycznej zastosowano ujemny model dwumianowy do analizy danych dotyczących nieczuskoskórych nowotworów skóry z powodu nadmiaru płynu, który spowodował, że model Poissona był niewłaściwy. Modele zawierały okres przesunięcia uwzględniający zmienność w okresie obserwacji. Pierwotna analiza nieczerniakowych raków skóry obejmowała współwystępowanie centralnej i pięcioletniej nieczerniakowej historii raka skóry; te współzmienne zostały pominięte przy analizie wrażliwości wtórnej. To samo podejście zastosowano do analizy raków podstawnokomórkowych i raków płaskonabłonkowych. Konsystencja efektu leczenia w odniesieniu do pierwotnego punktu końcowego została zbadana za pomocą serii wcześniej określonych analiz podgrup, które przetestowały pod kątem interakcji między przypisaniem grupy do badania a wiekiem, płcią, 5-letnią nieczerniakową historią raka skóry, liczbą rogowacenia słonecznego na początku badania, palenie tytoniu, niesteroidowe zażywanie leków przeciwzapalnych na początku, 23 i stosowanie statyny w punkcie wyjściowym.24 Przy założeniu niezależności wśród siedmiu testów interakcji, wystąpiło 30% prawdopodobieństwo, że co najmniej jedna wartość P będzie mniejsza niż 0,05 przez szansa sama. Zbadaliśmy spójność wpływu leczenia na wskaźnik raka skóry nieczerniakowej z czasem, stosując uogólnione równania szacujące, aby dopasować ujemny model dwumianowy dla powtarzanych pomiarów do danych dotyczących nieczuskoskomórkowego raka skóry zebranych podczas 3-miesięcznych wizyt. Dane dotyczące liczby rogowacenia słonecznego zebrane podczas 3-miesięcznych wizyt analizowano za pomocą modelu mieszanych efektów dla powtarzanych pomiarów. Modele dla powtarzanych pomiarów obejmowały grupę badawczą, ośrodek, wartość bazową, punkt czasowy oraz interakcję między czasem a grupą badaną jako współzmiennymi. Nie dokonano formalnego dostosowania wielokrotnych porównań do wartości P z analiz wtórnych.
Wyniki
Charakterystyka pacjenta
Rysunek 1. Rysunek 1. Badanie przesiewowe, losowanie i obserwacja. Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka wyjściowa. W okresie od 2 lipca 2012 r. Do 14 czerwca 2014 r. Ocenialiśmy 432 pacjentów (321 u księcia królewskiego Alfreda Szpital i 111 w szpitalu Westmead w Sydney) w celu ustalenia uprawnień do zapisów. My losowo przydzieliliśmy, w stosunku 1: 1, 386 tych pacjentów (292 w Royal Prince Alfred Hospital i 94 w szpitalu Westmead), aby otrzymać albo nikotynamid lub placebo (193 pacjentów w każdej grupie badanej) (Figura 1). Charakterystyka wyjściowa była podobna w obu grupach (tabela 1). Mediana wskaźnika przestrzegania schematu stosowania nikotynamidu lub placebo w 12-miesięcznym okresie interwencyjnym wynosiła 96% (średnio, 88%) w grupie placebo i 94% (średnia, 89%) w grupie nikotynamidu, bez żadnej grupy różnice w przestrzeganiu zaleceń podczas każdej z 3-miesięcznych wizyt (Tabela S1 w Dodatku uzupełniającym, dostępna na stronie internetowej). Wskaźniki obserwacji były wysokie, a oceny skóry po linii bazowej były dostępne dla wszystkich z wyjątkiem trzech osób (ryc. 1).
Wyniki raków skórnych typu Nonmelanoma i Actinic Keratoses
Rysunek 2. Rycina 2. Częstość występowania nowych nowotworów skóry nieniszczących, raka podstawnokomórkowego i raka płaskonabłonkowego. Średnia liczba zmian chorobowych przypadających na jednego uczestnika odzwierciedlają proste wartości średnie, natomiast wskaźniki częstości (stosunek szacowanych wskaźników w dwóch badaniach grupy), względne różnice (1 minus stosunek częstości, pomnożone przez 100), a wartości P są szacowane z modelu, który obejmuje raka centralnego i raka skóry w poprzednich 5 latach jako współzmienne
[patrz też: leczenie chorób genetycznych, usg warszawa bielany, fala uderzeniowa wskazania ]
Powiązane tematy z artykułem: fala uderzeniowa wskazania leczenie chorób genetycznych usg warszawa bielany