Wczesna, ukierunkowana na cel terapia szoku szambo – meta-analiza poziomu pacjenta cd

Zdefiniowane podgrupy zgodnie z charakterystyką opiekuńczą to czas od prezentacji na oddziale ratunkowym do randomizacji, czasu randomizacji (w tygodniu lub w weekendy i w dzień lub w nocy), czasu od prezentacji w oddziale ratunkowym do pierwszego podania dożylnych środków przeciwdrobnoustrojowych (dostępne dla prób ProCESS i ARISE ) oraz ukrytą intensywność opieki (uzyskane z modeli skłonności do stosowania wazopresorów lub płynów podczas zwykłej opieki, patrz Dodatek dodatkowy). Fundatorzy nie mieli żadnej roli w projektowaniu ani prowadzeniu badania, w gromadzeniu, analizie lub interpretacji danych, ani w pisaniu manuskryptu ani decyzji o przekazaniu go do publikacji.
Analiza statystyczna
Poszczególne próby miały 80 do 90% mocy, aby wykryć bezwzględną różnicę umieralności od 6,5 do 8,0 punktów procentowych między grupą EGDT a grupą leczoną zwykle, przy założeniu podstawowej wartości umieralności od 24 do 40%, w zależności od próba. Ponieważ była to prospektywna metaanaliza danych dotyczących poszczególnych pacjentów, obliczenia wielkości próby zostały wykonane przed uzyskaniem wyników poszczególnych badań. Na podstawie wskaźnika zdarzeń kontrolnych od 25 do 35%, mocy statystycznej wynoszącej 80% i dwustronnej wartości P wynoszącej 0,05 (bez uwzględnienia niejednorodności efektu leczenia lub grupowania wyników w próbach), badanie to mogłoby wykryć bezwzględną różnicę między grupami w 90-dniowej śmiertelności od 4 do 5 punktów procentowych i efekt interakcji (iloraz szans) wynoszący około 1,5 lub 1,6 dla podgrupy reprezentującej odpowiednio połowę lub jedną czwartą całkowitej próbki.
Przeprowadziliśmy wszystkie analizy na zasadzie zamiaru leczenia. Zastosowaliśmy jednoetapowe, hierarchiczne modelowanie regresji (pacjenci zagnieżdżeni w lokalizacjach zagnieżdżonych w próbach), z witryną jako efektem losowym i próbą jako efektem stałym. Określiliśmy heterogeniczność pomiędzy próbami, dopasowując ustaloną interakcję między leczeniem i próbą. Przeanalizowaliśmy dwumianowe wyniki stosując hierarchiczną regresję logistyczną, zgłaszaną jako iloraz szans i 95% przedział ufności; czas przeżycia (ocenzurowany na rok) przy użyciu hierarchicznej (współdzielonej ułomności) regresji proporcjonalnego hazardu Coxa, zgłaszanej jako współczynniki ryzyka i 95% przedziały ufności; i ciągłe wyniki z zastosowaniem hierarchicznej regresji liniowej, zgłaszane jako różnice w średnich i 95% przedziałach ufności. Przedstawiliśmy przeżycie do roku z wykorzystaniem krzywej przeżycia Kaplan-Meier.
Przeprowadziliśmy wtórną analizę pierwotnego wyniku przy użyciu tej samej hierarchicznej struktury regresji z korektą dla wcześniej ustalonych współzmiennych wieku, płci, ostatniego skurczowego ciśnienia krwi przed randomizacją (<90 lub .90 mm Hg), punktacji APACHE II i inwazyjnej wentylacji mechanicznej przy randomizacji (tak lub nie). Analizy dwumianowych wyników wtórnych skorygowano dla tych samych zmiennych towarzyszących. Aby określić heterogeniczność między wcześniej zdefiniowanymi podgrupami, dodaliśmy stałe terminy interakcji między leczeniem a podgrupą do skorygowanego modelu dla pierwotnego wyniku. Aby upewnić się, że jakakolwiek zmiana w sposobie leczenia w obrębie podgrup była zgodna między próbami, dopasowaliśmy trójstopniowe interakcje między próbą, leczeniem i podgrupą [hasła pokrewne: p lcr podwyższone co oznacza, funkcja poznawcza, nerwica przełyku ]