Próba Tocilizumabu w zapaleniu tętnic olbrzymich czesc 4

Skuteczność oceniano w populacji, która miała zamiar leczyć. Pierwotne i kluczowe drugorzędne wyniki skuteczności zostały przetestowane na poziomie 1% ogólnego poziomu istotności (poziom alfa 0,01) względem dwustronnych alternatyw. Dwie niezależne hierarchie dawek (dla oddzielnych porównań dwóch grup tocilizumabu w porównaniu z placebo) zastosowano w ustalonej kolejności kolejności wyników w celu kontrolowania błędu typu I w przypadku wielokrotnych porównań. Każda hierarchia przetestowała główny wynik pod względem wyższości tocilizumabu nad placebo i 26-tygodniowej zbieżności, a następnie kluczowy wynik drugorzędny dla oceny nie mniejszej zgodności tocilizumabu względem placebo i 52-tygodniowego stożka. Istotność statystyczna wyższości została określona jako wartość P mniejsza niż 0,005 dla zarówno wyniku pierwotnego, jak i kluczowego wyniku wtórnego oraz jako wartość P mniejsza niż 0,01 dla wszystkich innych wyników. W przypadku wielokrotnych porównań nie dokonano korekty wyników dodatnich wyników innych niż kluczowe wyniki wtórne.
Porównanie grup tocilizumabu z grupą placebo, które poddano 26-tygodniowemu zbieżności w celu uzyskania pierwotnego wyniku, przeprowadzono za pomocą testu Cochrana-Mantela-Haenszela, z dostosowaniem do wyjściowej dawki prednizonu (.30 mg na dzień vs. > 30 mg na dzień). Grupy tocilizumabu zostały również porównane pod względem nie gorszej jakości w porównaniu z grupą placebo, która przeszła 52-tygodniową stoż- kę na podstawie marginu nie niższości wynoszącego -22,5 punktu procentowego (sekcja S4 w dodatku uzupełniającym). Dwustronny przedział ufności wynoszący 99,5% dla różnicy między grupami badanymi wykorzystano do tego porównania, obliczonego na podstawie normalnego przybliżenia i skorygowanego względem wyjściowej dawki prednizonu. Test na wyższość został zaplanowany, jeśli spełnione zostały kryteria nie gorsze. Następnie obliczono wartości P dla porównań wyższości.
Czas do pierwszego wyrównania został podsumowany za pomocą krzywych Kaplana-Meiera. Porównywano grupy próbne z użyciem modeli proporcjonalnego hazardu Coxa, z dostosowaniem do wyjściowej dawki prednizonu. Cenzurowanie danych zastosowano u pacjentów, którzy wycofali się z badania. Różnice między grupami w oczekiwanej łącznej dawce prednizonu analizowano za pomocą nieparametrycznego testu van Elterena, stratyfikowanego zgodnie z wyjściową dawką prednizonu. Punkty końcowe jakości życia analizowano za pomocą analizy powtarzanych pomiarów, z uwzględnieniem podstawowych czynników stratyfikacji, w których dane uzyskane po zastosowaniu terapii ucieczkowej uznano za nieobecne. Nie zastosowano imputacji dla brakujących dawek prednizonu, brakujących wyników podsumowania składników psychicznych lub fizycznych lub brakujących danych na temat globalnej oceny aktywności choroby u pacjenta.
Pacjenci, którzy mieli zaostrzenie, otrzymywali leczenie glukokortykoidami poza to, co było dozwolone w protokole, wycofali się z badania lub nie uzyskali remisji do 12. tygodnia, uważano, że nie otrzymali odpowiedzi. Ponadto pacjenci, którzy mieli dwa kolejne wzrosty stężenia CRP powyżej mg na decylitr lub jeden wzrost stężenia CRP, a następnie brakowało wartości z 12. tygodnia (to ostatnie kryterium zastosowano w fazie analizy, aby utrzymać oślepienie podczas próbny) zostały uznane za nie miały odpowiedzi
[więcej w: półpasiec objawy u dorosłych zdjęcia, badania wstępne do pracy zakres, neurovit na co ]