Randomizowana próba stentu a chirurgia bezobjawowego zwężenia tętnicy szyjnej

Wcześniejsze badania kliniczne sugerowały, że stentowanie tętnic szyjnych za pomocą urządzenia do wychwytywania i usuwania zatorów ( ochrona zatorowa ) jest skuteczną alternatywą dla endarterektomii tętnic szyjnych u pacjentów ze średnim lub wysokim ryzykiem powikłań chirurgicznych. Metody
W tej próbie porównaliśmy stentowanie tętnic szyjnych z ochroną zatorową i endarterektomią tętnicy szyjnej u pacjentów w wieku 79 lat lub młodszych, którzy mieli ciężkie zwężenie tętnicy szyjnej i byli bezobjawowi (tj. Nie wystąpił udar, przejściowy atak niedokrwienny lub fuga amaurozy w 180 dni przed rejestracją) i nie uznano ich za grupę wysokiego ryzyka powikłań pooperacyjnych. Badanie miało na celu zarejestrowanie 1658 pacjentów, ale zostało zatrzymane wcześnie, po tym, jak 1453 pacjentów zostało poddanych randomizacji, z powodu powolnej rejestracji. Pacjentów obserwowano przez okres do 5 lat. Pierwotny złożony punkt końcowy zgonu, udaru mózgu lub zawału mięśnia sercowego w ciągu 30 dni po zabiegu lub udarze po stronie bocznej w ciągu roku był testowany z marginesem nierówności wynoszącym 3 punkty procentowe.
Wyniki
Stentowanie było nie mniejsze niż endarterektomia w odniesieniu do pierwotnego złożonego punktu końcowego (częstość zdarzeń, odpowiednio, 3,8% i 3,4%, P = 0,01 dla nie mniejszej). Czytaj dalej Randomizowana próba stentu a chirurgia bezobjawowego zwężenia tętnicy szyjnej

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

Obawy utrzymują się w związku z wpływem obowiązującej obecnie polityki dyżuru chirurgicznego na wyniki pacjentów, edukację mieszkańców i dobre samopoczucie mieszkańców. Metody
Przeprowadziliśmy ogólnokrajowe badanie kliniczne z randomizacją i pragmatyzmem, obejmujące 117 programów rezydencjalnych w Stanach Zjednoczonych (rok akademicki 2014-2015). Programy zostały losowo przypisane do aktualnej Rady ds. Akredytacji w zakresie polityki obowiązkowej w zakresie absolwentów medycyny (ACGME) (standardowa grupa polityk) lub bardziej elastycznych polityk, które zniosły zasady dotyczące maksymalnych długości zmian i czasu wolnego między zmianami (grupa polityk elastycznych). Wyniki obejmowały 30-dniową liczbę zgonów pooperacyjnych lub poważnych powikłań (pierwotny wynik), inne powikłania pooperacyjne oraz odczucia mieszkańców i zadowolenie z ich dobrostanu, edukacji i opieki nad pacjentem.
Wyniki
W analizie danych z 138 691 pacjentów elastyczne, mniej restrykcyjne polityki godzinowe nie wiązały się ze wzrostem wskaźnika zgonów lub poważnych komplikacji (9,1% w grupie polityk elastycznych i 9,0% w grupie polityki standardowej, P = 0,92, niedostosowany iloraz szans dla grupy elastycznej polityki, 0,96, 92% przedział ufności, 0,87 do 1,06, P = 0,44, spełnione kryteria niezgodności) lub z dowolnymi drugorzędnymi wynikami pooperacyjnymi. Wśród 4330 rezydentów w programach przypisanych do elastycznych polityk nie odnotowano znacząco większego niezadowolenia z ogólnej jakości edukacji (11,0% w grupie polityk elastycznych i 10,7% w grupie standardowej polityki, P = 0,86) lub dobrobytu (14,9%) odpowiednio% i 12,0%, P = 0,10). Czytaj dalej National Cluster-Randomized Trial of Duty-Hour Elastyczność w szkoleniu chirurgicznym

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

National Cluster-Randomized Trial of Duty-Hour Elastyczność w szkoleniu chirurgicznym ad 9

Nie było znaczących różnic między grupami polityki standardowej i grup elastycznych w naszych raportowanych przez rezydentów wynikach podstawowych w podgrupach zdefiniowanych według płci rezydenta, regionu geograficznego programu lub typu programu (Tabela S19 w Dodatku uzupełniającym). Nie było również znaczących różnic między grupami polityki standardowej i elastycznej polityki w odniesieniu do pierwotnych wyników w podgrupie określonej według roku podyplomowego (pierwsza vs. druga i trzecia-czwarta i piąta) (tabela S19 w dodatkowym dodatku). Wszystkie wyniki były solidne w odniesieniu do niewielkich zmian w specyfikacjach modelowania. Wyniki były jakościowo podobne dla oszacowań warunkowych i populacyjnych (Tabela S35 w Dodatku Uzupełniającym). Analizy zgodności
Ogólna zgodność programu z warunkami grupy badawczej wyniosła 98% (97% w standardowej grupie polityk i 100% w grupie polityk elastycznych) (tabele S4 i S5 w dodatkowym dodatku). Wyniki analizy per-protokół, as-treatment i instrumental-variables były bardzo zgodne z wynikami, jakie zamierzano leczyć w odniesieniu do wyników pacjentów i rezydentów (tabele od S14 do S18 i od S20 do S24 do Dodatku uzupełniającego). Czytaj dalej National Cluster-Randomized Trial of Duty-Hour Elastyczność w szkoleniu chirurgicznym ad 9

Sekwencjonowanie egzoszkieletu i leczenie zaburzeń neurometabolicznych ad

Dlatego zsekwencjonowaliśmy egzaminy następujących po sobie pacjentów z zaburzeniami rozwoju intelektualnego, które miały niewyjaśniony fenotyp metaboliczny, a następnie wykorzystaliśmy półautomatyczny rurociąg bioinformatyczny i multidyscyplinarne podejście do identyfikacji przyczynowych wariantów. Metody
Pacjenci
Pacjenci w każdym wieku byli kolejno zapisywani, jeśli potwierdzili lub potencjalnie intelektualne zaburzenia rozwoju (tj. Obecność toksycznych metabolitów, o których wiadomo, że powodują uszkodzenie mózgu w okresie noworodkowym) wraz z fenotypem metabolicznym o nieznanej przyczynie po kompleksowym fenotypie klinicznym z rozległymi wcześniejsze testy metaboliczne lub genetyczne. Fenotyp metaboliczny został zdefiniowany jako jeden lub więcej z następujących: wzorzec nieprawidłowych metabolitów w moczu, krwi lub płynie mózgowo-rdzeniowym; nieprawidłowe wyniki badań czynnościowych na poziomie biochemicznym lub komórkowym (np. niedobór kompleksu mitochondrialnego-oddechowego); lub nieprawidłowości w historii klinicznej (np. regresja rozwojowa lub poznawcza), badanie fizykalne (np. organomegalia), neuroobrazowanie lub analiza fizjologiczna (np. Czytaj dalej Sekwencjonowanie egzoszkieletu i leczenie zaburzeń neurometabolicznych ad

Telmisartan zapobiegający nawracającym udarom i zdarzeniom sercowo-naczyniowym ad 8

Pacjenci biorący udział w naszym badaniu byli leczeni średnio wcześniej po udarze mózgu niż w innych badaniach (mediana 15 dni, w porównaniu z medianą 8 miesięcy w badaniu PROGRESS). Lekko podwyższone ciśnienie krwi w ostrym okresie po udarze może być związane z bardziej korzystnym rezultatem, być może dlatego, że zachowuje perfuzję w regionach niedokrwiennych.13,14 Jednak w badaniu ostrej terapii kandesartanem Cilexetil u pacjentów z udarem niedokrwiennym (ACCESS) 8 które leczenie ARB rozpoczęto w ciągu pierwszych kilku dni po udarze, odnotowano wczesną korzyść. Dalsze podzielenie naszych danych w celu skupienia się wyłącznie na pacjentach, którzy byli leczeni bardzo szybko po udarze (. 10 dni), nie sugerowało stężenia szkód podczas pierwszych 30 dni badania. W naszej analizie wystąpił nieistotny trend w kierunku obniżenia odsetka nowo rozpoznanej cukrzycy związanej z telmisartanem. Czytaj dalej Telmisartan zapobiegający nawracającym udarom i zdarzeniom sercowo-naczyniowym ad 8

Aspiryna i Dipyridamol o przedłużonym uwalnianiu w porównaniu z klopidogrelem do nawracającego udaru cd

Drugorzędny wynik był złożony z udaru, zawału mięśnia sercowego lub śmierci z przyczyn naczyniowych. Wyniki trzeciego stopnia są wymienione w dodatkowym dodatku (dostępne wraz z pełnym tekstem tego artykułu na stronie www.nejm.org). Pierwotne i wtórne wyniki oraz epizody poważnego krwawienia zostały rozstrzygnięte przez centralny komitet. Jeśli u pacjenta wystąpił nawrót udaru niedokrwiennego, do oceny zdarzenia zastosowano test Trial of Org 10172 w leczeniu ostrego udaru mózgu (TOAST) 19. Trzy miesiące po ponownym wystąpieniu udaru stopień niepełnosprawności oceniono zgodnie ze zmodyfikowanym Rankinem. Czytaj dalej Aspiryna i Dipyridamol o przedłużonym uwalnianiu w porównaniu z klopidogrelem do nawracającego udaru cd

Chemioterapia na bazie platyny plus Cetuksymab w raku głowy i szyi czesc 4

Dalsze analizy, takie jak analizy podgrup, miały wyłącznie charakter eksploracyjny. Wszystkie analizy podgrup zostały określone w protokole. Zmienne time-to-event porównywano za pomocą testu stratyfikacji log-rank z warstwami stosowanymi do randomizacji. Metodę regresji Coxa, stratyfikowaną zgodnie z kategoriami randomizacji, wykorzystano do obliczenia współczynników ryzyka. Model został rozszerzony o włączenie zmiennej interakcji dla statusu podgrupy i efektu leczenia. Czytaj dalej Chemioterapia na bazie platyny plus Cetuksymab w raku głowy i szyi czesc 4

Randomizowane badanie chirurgii artroskopowej w chorobie zwyrodnieniowej stawu kolanowego ad 5

Pięćdziesięciu ośmiu pacjentów nie kwalifikowało się, a 31 odmówiło udziału, co dało w sumie 188 pacjentów poddanych randomizacji. 94 pacjentów zostało przydzielonych do chirurgii artroskopowej i zoptymalizowanej terapii fizycznej i medycznej, a 94 do samodzielnej terapii fizycznej i medycznej. Dziesięciu pacjentów (dwóch w grupie operacyjnej i ośmiu w grupie kontrolnej) wycofało zgodę po randomizacji. Sześciu pacjentów przydzielonych do zabiegu chirurgicznego zdecydowało, że nie będzie poddawać się zabiegowi; dane od tych pacjentów analizowano, zgodnie z zasadą zamiaru leczenia, danymi z grupy chirurgicznej. Chociaż wyjściowa charakterystyka grup była podobna (Tabela 1), pacjenci przydzieleni do operacji mieli nieco wyższe całkowite wyniki WOMAC. Czytaj dalej Randomizowane badanie chirurgii artroskopowej w chorobie zwyrodnieniowej stawu kolanowego ad 5

Nierówności socjoekonomiczne w zdrowiu w 22 krajach europejskich

Mackenbach i in. (Wydanie z 5 czerwca) przedstawiają interesujące ustalenia dotyczące skali nierówności społeczno-ekonomicznych w zdrowiu w Europie, ale dostarczają potencjalnie wprowadzającym w błąd informacjom liderom polityki. Autorzy pokazują, że nierówności w zdrowiu są mniejsze we Włoszech i Hiszpanii, niż w bardziej egalitarnych krajach północnoeuropejskich, i konkludują, że niewiele jest dowodów na to, że ogrom nierówności w zdrowiu jest związany z czynnikami politycznymi. Jednak ich wnioski opierają się na danych, które trudno uznać za porównywalne. Dane z miast takich jak Turyn (Włochy), Madryt i Barcelona nie uwzględniają różnic zdrowotnych między regionami, które mogą być szczególnie duże w takich krajach jak Włochy.2 Ponadto występuje znaczna heterogeniczność w różnych krajach (szczególnie w Europie południowej i północnej) pod względem ważności i wiarygodności danych dotyczących zdrowia i społeczno-ekonomicznych.3. Czytaj dalej Nierówności socjoekonomiczne w zdrowiu w 22 krajach europejskich