Posted by on 5 lipca 2018

Wszyscy uczestnicy wyrazili pisemną zgodę w momencie rejestracji. Zestawy próbek suPAR zostały przekazane przez ViroGates. Wysoko czułe próbki próbek CRP zostały przeprowadzone przez FirstMark, oddział GenWay Biotech. Ani ViroGates, ani FirstMark nie odgrywały żadnej roli w analizie danych ani przygotowywaniu manuskryptu. Analiza statystyczna
Zmienne ciągłe są przedstawione jako średnie i odchylenia standardowe lub jako mediana i zakresy kwartylowe, a zmienne kategoryczne są przedstawiane jako proporcje. Wykorzystaliśmy niezależne t-testy do porównania zmiennych ciągłych i testów chi-kwadrat w celu porównania zmiennych jakościowych. Stan białkomoczu został zdekotomizowany jako brak białkomoczu (w 2188 uczestnikach), zdefiniowany przez negatywne lub śladowe wyniki dla białka na podstawie testu na pręt moczu lub białkomocz (u 104 uczestników), określony jako wynik 1+ lub wyższy dla białka. Wszystkie wartości eGFR większe niż 120 ml na minutę na 1,73 m2 (<1% pomiarów) ustalono na 120 ml na minutę na 1,73 m2. Zarówno wartości suPAR, jak i eGFR zostały poddane logarytmicznej transformacji na naturalnej skali logarytmicznej przed analizami. Wszystkie analizy wieloczynnikowe zostały skorygowane ze względu na wiek, płeć, rasę (czarni vs. inni), wskaźnik masy ciała, białkomocz (wynik 1+ lub wyższy w porównaniu z wynikiem ujemnym lub śladowym dla białka), wysoki poziom wrażliwości na CRP, użycie lub niewykorzystanie reniny Inhibitory systemu angiotensynowego oraz obecność lub brak cukrzycy, nadciśnienie tętnicze, hiperlipidemię, chorobę wieńcową, historię palenia tytoniu i historię zawału mięśnia sercowego.
Związek między wyjściowymi poziomami suPAR i zmianą eGFR w czasie został zbadany u 2292 uczestników, którzy mieli uzupełniające pomiary eGFR. Zastosowaliśmy liniowe modelowanie mieszanych efektów z losowym interakcją specyficzną dla uczestnika i efektem losowego czasu, poprzez regresję logu (eGFR) w stosunku do log (suPAR), czas obserwacji (lata od początku), log (suPAR) × czas, i wartości wyjściowe eGFR, oprócz wyżej wymienionych współzmiennych. Trójwymiarowe terminy interakcji zostały włączone do modelu w celu ustalenia, czy eGFR, rasa oraz obecność lub brak cukrzycy zmodyfikowały związek pomiędzy poziomami suPAR i zmianą w eGFR. Szacunkowy spadek eGFR w każdej podgrupie uzyskano odpowiednio.
Spośród 1335 uczestników, którzy mieli eGFR powyżej 60 ml na minutę na 1,73 m2 w punkcie wyjściowym, ocenialiśmy tempo progresji do klinicznej przewlekłej choroby nerek (eGFR <60 ml na minutę na 1,73 m2) zgodnie z kwartylami poziomów suPAR, za pomocą testu log-rank i modelu proporcjonalnych hazardów Coxa z korektą dla wspomnianych współzmiennych. Ponadto obliczyliśmy poprawę statystyk C i kategorii netto bez reklasyfikacji w związku z dyskryminacją ryzyka.27
Aby potwierdzić nasze wyniki, powtórzyliśmy analizę po losowym podzieleniu całej próbki badania na dwie grupy; dodatkowo przeprowadziliśmy analizę w podgrupie 347 pacjentów włączonych do Międzyuczelnianego Studium HIV u kobiet (WIHS) (patrz Dodatek Uzupełniający) .28,29 Dwupoziomowe wartości P mniejsze niż 0,05 uważano za wskazujące na istotność statystyczną. Wszystkie analizy przeprowadzono przy użyciu oprogramowania SAS, wersja 9.3 (SAS Institute).
Wyniki
Wyjściowa charakterystyka kohorty z biocząstkami układu sercowo-naczyniowego
Tabela 1
[hasła pokrewne: Pompy insulinowe, RTG panoramiczne, dinoprost ]

Powiązane tematy z artykułem: dinoprost Pompy insulinowe RTG panoramiczne

Posted by on 5 lipca 2018

Wszyscy uczestnicy wyrazili pisemną zgodę w momencie rejestracji. Zestawy próbek suPAR zostały przekazane przez ViroGates. Wysoko czułe próbki próbek CRP zostały przeprowadzone przez FirstMark, oddział GenWay Biotech. Ani ViroGates, ani FirstMark nie odgrywały żadnej roli w analizie danych ani przygotowywaniu manuskryptu. Analiza statystyczna
Zmienne ciągłe są przedstawione jako średnie i odchylenia standardowe lub jako mediana i zakresy kwartylowe, a zmienne kategoryczne są przedstawiane jako proporcje. Wykorzystaliśmy niezależne t-testy do porównania zmiennych ciągłych i testów chi-kwadrat w celu porównania zmiennych jakościowych. Stan białkomoczu został zdekotomizowany jako brak białkomoczu (w 2188 uczestnikach), zdefiniowany przez negatywne lub śladowe wyniki dla białka na podstawie testu na pręt moczu lub białkomocz (u 104 uczestników), określony jako wynik 1+ lub wyższy dla białka. Wszystkie wartości eGFR większe niż 120 ml na minutę na 1,73 m2 (<1% pomiarów) ustalono na 120 ml na minutę na 1,73 m2. Zarówno wartości suPAR, jak i eGFR zostały poddane logarytmicznej transformacji na naturalnej skali logarytmicznej przed analizami. Wszystkie analizy wieloczynnikowe zostały skorygowane ze względu na wiek, płeć, rasę (czarni vs. inni), wskaźnik masy ciała, białkomocz (wynik 1+ lub wyższy w porównaniu z wynikiem ujemnym lub śladowym dla białka), wysoki poziom wrażliwości na CRP, użycie lub niewykorzystanie reniny Inhibitory systemu angiotensynowego oraz obecność lub brak cukrzycy, nadciśnienie tętnicze, hiperlipidemię, chorobę wieńcową, historię palenia tytoniu i historię zawału mięśnia sercowego.
Związek między wyjściowymi poziomami suPAR i zmianą eGFR w czasie został zbadany u 2292 uczestników, którzy mieli uzupełniające pomiary eGFR. Zastosowaliśmy liniowe modelowanie mieszanych efektów z losowym interakcją specyficzną dla uczestnika i efektem losowego czasu, poprzez regresję logu (eGFR) w stosunku do log (suPAR), czas obserwacji (lata od początku), log (suPAR) × czas, i wartości wyjściowe eGFR, oprócz wyżej wymienionych współzmiennych. Trójwymiarowe terminy interakcji zostały włączone do modelu w celu ustalenia, czy eGFR, rasa oraz obecność lub brak cukrzycy zmodyfikowały związek pomiędzy poziomami suPAR i zmianą w eGFR. Szacunkowy spadek eGFR w każdej podgrupie uzyskano odpowiednio.
Spośród 1335 uczestników, którzy mieli eGFR powyżej 60 ml na minutę na 1,73 m2 w punkcie wyjściowym, ocenialiśmy tempo progresji do klinicznej przewlekłej choroby nerek (eGFR <60 ml na minutę na 1,73 m2) zgodnie z kwartylami poziomów suPAR, za pomocą testu log-rank i modelu proporcjonalnych hazardów Coxa z korektą dla wspomnianych współzmiennych. Ponadto obliczyliśmy poprawę statystyk C i kategorii netto bez reklasyfikacji w związku z dyskryminacją ryzyka.27
Aby potwierdzić nasze wyniki, powtórzyliśmy analizę po losowym podzieleniu całej próbki badania na dwie grupy; dodatkowo przeprowadziliśmy analizę w podgrupie 347 pacjentów włączonych do Międzyuczelnianego Studium HIV u kobiet (WIHS) (patrz Dodatek Uzupełniający) .28,29 Dwupoziomowe wartości P mniejsze niż 0,05 uważano za wskazujące na istotność statystyczną. Wszystkie analizy przeprowadzono przy użyciu oprogramowania SAS, wersja 9.3 (SAS Institute).
Wyniki
Wyjściowa charakterystyka kohorty z biocząstkami układu sercowo-naczyniowego
Tabela 1
[hasła pokrewne: Pompy insulinowe, RTG panoramiczne, dinoprost ]

Powiązane tematy z artykułem: dinoprost Pompy insulinowe RTG panoramiczne