National Cluster-Randomized Trial of Duty-Hour Elastyczność w szkoleniu chirurgicznym czesc 4

Ponieważ wykonano jedną analizę pośrednią punktu środkowego dla celów monitorowania danych i bezpieczeństwa, poziom istotności statystycznej dla naszych końcowych analiz tylko wyników pacjentów został skorygowany do 0,04 w celu utrzymania ogólnego poziomu istotności dla całego badania wynoszącego 0,05.31,32, 44 W kontekście hipotezy o braku różnicy w wynikach między grupami badawczymi, korekta dla wielokrotnych porównań nie była konserwatywnym podejściem do zmniejszania odsetka fałszywych odkryć; w związku z tym podajemy wartości P bez wartości Bonferroniego skorygowane o wszystkie szacunki. Dostosowanie wartości P dla wyników leczenia za pomocą Bonferroni pociąga za sobą obniżenie wartości z0,04 do 0,004 (korekta dla 11 testów), natomiast korekta wartości P dla wyników rezydentów pociąga za sobą obniżenie wartości z 0,05 do 0,0015 (korekta dla 34 testów). Oceniliśmy, jak dobrze zrównoważyć możliwe do zaobserwowania cechy programów, szpitali, pacjentów i mieszkańców między grupami polityki elastycznej i standardowej, porównując różnice w średnich i częstotliwościach za pomocą testów t Studenta i testów chi-kwadrat z wartościami P skorygowanymi o klastry . Charakterystykę programu uzyskano z ABS, a charakterystykę szpitala uzyskano z corocznego badania American Hospital Association (AHA).
Korzystając z podejścia polegającego na zamiarach leczenia, modelowaliśmy powiązanie między wynikami pacjentów a przypisaniem do grupy badawczej, stosując trójstopniowe hierarchiczne modele regresji logistycznej z losowymi punktami przechwytywania i kontrolą na poziomie programu i poziomu szpitalnego dla poziomów programu na poziomie 2013 pooperacyjnej śmierci lub poważnych komplikacji (tj. wyniki z poprzedniego roku zostały użyte jako zmienna stratyfikacyjna w randomizacji) .1,1,32 Analizy te są określane w wynikach jako nieskorygowane i były pierwotnymi analizami z góry zdefiniowanymi. Biorąc pod uwagę projekt nieinferności z poziomem 0,04 alfa, zastosowano 92% przedziały ufności [100 x (1-2 a)] na podstawie podejścia dwa jednostronne testy (TOST) .5,46 Znaczący iloraz szans mniej niż 1,00 preferowane elastyczne zasady w stosunku do standardowych polityk. Niekorzystność oceniano przez porównanie ilorazu szans i 92% przedziału ufności z marginesem nie niższym wyrażonym jako iloraz szans. Wynik uznano za niemniejszy, jeśli szacowana wartość punktu i górna granica przedziału ufności wynoszącego 92% były mniejsze niż wcześniej określony przedział ufności wynoszący 1,15. Przeprowadzono również analizy dostosowane do wszelkich różnic resztkowych w charakterystyce demograficznej pacjenta, współistniejących warunkach i mieszance przypadku proceduralnego35, 38 (określone w wynikach jako skorygowane analizy). W przypadku drugorzędnych wyników leczenia margines niezależności zdefiniowano w sposób analogiczny do wyniku pierwotnego jako 13% względną różnicę w częstości występowania (Tabela S8 w Dodatku uzupełniającym).
Przeprowadzono liczne dodatkowe analizy z wyprzedzeniem w celu zbadania wrażliwości naszych wyników w odniesieniu do niewielkich odchyleń w podejściach do modelowania lub szacowania (np. Oszacowania warunkowe i uśrednione dla populacji). Przeprowadziliśmy wstępne analizy podgrupy wyników pierwotnych pacjentów, aby przetestować istotne interakcje między przypisaniem grupy do grupy badanej a podgrupami określonymi według rodzaju operacji (awaryjne vs
[więcej w: wzorcowanie mierników, agencja statystów, Upadłość transgraniczna ]

Powiązane tematy z artykułem: agencja statystów Upadłość transgraniczna wzorcowanie mierników