Zbiorcza analiza mikroprzerzutów w szpiku kostnym w raku piersi cd

Przeprowadzono test Q, aby ocenić heterogeniczność między badaniami. Dla analizy wrażliwości, meta-analityczne współczynniki zagrożenia i przedziały ufności obliczano z pominięciem jednego badania na raz. W analizie przeżycia rozważaliśmy w oddzielnych analizach następujące pierwotne punkty końcowe: zgon z dowolnej przyczyny; śmierć z przyczyn związanych z rakiem piersi (tj. niewydolność narządu przerzutowego lub progresja raka piersi); odległe lub miejscowe nawroty choroby, lub jedno i drugie; i odległe przerzuty. Interwały przeżycia mierzono od czasu zabiegu chirurgicznego i aspiracji szpiku kostnego do czasu zgonu lub pierwszych klinicznych lub radiograficznych dowodów nawrotu choroby. Wskaźniki zachorowalności i śmiertelność obliczono jako liczbę nawrotów lub zgonów na 1000 osobolat; wskaźniki śmiertelności, współczynniki zapadalności i 95-procentowe przedziały ufności zostały oszacowane.
W przypadku pacjentów, którzy przeżyli 10 lat lub więcej (412 pacjentów), dane uzupełniające poddano cenzurze po 120 miesiącach. Dane dotyczące kobiet, u których nie osiągnięto przewidywanego punktu końcowego, były cenzurowane od ostatniego badania. Skonstruowaliśmy krzywe Kaplana – Meiera 18 i użyliśmy testu log-rank19, aby określić jednozmienną istotność zmiennych badania.
Zastosowaliśmy model regresji proporcjonalnych hazardów Coxa, aby zbadać jednocześnie wpływ wielu zmiennych towarzyszących na przeżycie20. We wszystkich modelach zmienne kategoryczne przetestowano pod kątem trendu i oszacowano założenie dotyczące zagrożeń proporcjonalnych. Jeżeli oddzielne kategorie nie poprawiły dopasowania modelu, preferowany był trend liniowy. Przeprowadzono test interakcji pomiędzy parami zmiennych w ostatecznych modelach. Wpływ każdej zmiennej w tych modelach został oceniony za pomocą testu Walda i opisany przez współczynnik ryzyka z 95-procentowym przedziałem ufności. Wszystkie szacunki zostały podzielone na straty według centrum badań, a wszystkie podane wartości P są dwustronne.
Początkowy model obejmował wiek w chwili rozpoznania, stan menopauzalny, wielkość i stopień guza oraz informacje o przerzutach do węzłów chłonnych, a także o ekspresji receptorów hormonalnych. Ponieważ ekspresja receptora progesteronu nie była rutynowo oceniana we wszystkich uczestniczących ośrodkach, utworzono zmienną binarną, aby wskazać, że co najmniej jeden receptor hormonu jest dodatni. Osoby z brakującymi wartościami dla tej zmiennej receptora hormonalnego lub stopnia złośliwości guza zostały wyłączone z modelowania. Ostateczny model opracowano przez zrzucenie każdej zmiennej z kolei z modelu i przeprowadzenie testu współczynnika wiarygodności w celu porównania modeli pełnych i zagnieżdżonych. Użyliśmy poziomu istotności 0,05 jako wartości odcięcia, aby wykluczyć zmienną z modelu. Ostatecznie do modelu dodano zmienną mikroprzerzutów w szpiku kostnym (obecną vs. nieobecną) w celu przetestowania uzyskanego modelu na tym modelu bez zmiennej.
Na podstawie obserwacji, że krzywe na wykresach Kaplana-Meiera rozproszone w pierwszych latach obserwacji, a następnie wykazały mniejsze rozbieżności, założenie proporcjonalnych zagrożeń dla ostatecznego modelu nie zostało spełnione w całym okresie obserwacji. Dlatego zdecydowaliśmy się na model Coxa w odcinkach 21, z punktem odcięcia ustalonym na pięć lat dla całkowitego przeżycia i przeżycia specyficznego dla raka piersi, a po czterech latach dla przeżycia wolnego od choroby i przetrwania bez choroby odległej
[hasła pokrewne: choroby genetyczne dzieci, neurolog ostrołęka, leczenie przerzutów do kości ]
[więcej w: elucja, odbudowa zeba cena, biszkopt z owocami przepis ]