Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych ad 6

Wyniki były spójne, gdy zastosowaliśmy ten model do uczestników, którzy nie mieli widocznej choroby sercowo-naczyniowej w punkcie wyjściowym i kiedy użyliśmy albo punktów odcięcia dla biomarkerów, które zostały zasugerowane w literaturze lub tych, które zostały zidentyfikowane w niniejszym badaniu w celu osiągnąć optymalną dyskryminację. Poprawa oceny ryzyka pozostała silna, gdy została oszacowana za pomocą miar statystycznych, które oceniają dyskryminację modelu, kalibrację modelu i dopasowanie modelu globalnego. W poprzednich badaniach środowiskowych, w których oceniano podejście wieloczynnikowe do przewidywania zdarzeń sercowo-naczyniowych, 1,3,21 dodanie wielu biomarkerów do modelu z ustalonymi czynnikami ryzyka spowodowało niewielkie zwiększenie statystyk C, które nie osiągnęły istotności statystycznej. . Rozbieżność między wynikami niniejszego badania a wynikami poprzednich badań można wyjaśnić, częściowo, dwoma kluczowymi różnicami. Continue reading „Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych ad 6”

Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych ad 5

Tak było również w przypadku stosowania punktów odcięcia sugerowanych w literaturze (statystyki C dla całej grupy, 0,756, P <0,001, dla uczestników bez choroby sercowo-naczyniowej na początku badania, 0,742, P = 0,05) i kiedy używaliśmy punktów odcięcia które zostały zidentyfikowane w celu osiągnięcia optymalnej dyskryminacji (statystyki C dla całej kohorty, 0,755; P <0,001; dla uczestników bez choroby sercowo-naczyniowej na początku, 0,751; P = 0,02). Oddzielne dodanie troponiny I i N-końcowego pro-mózgowego peptydu natriuretycznego do modelu z ustalonymi czynnikami ryzyka również znacząco poprawiło statystykę C dla przewidywania śmierci z przyczyn sercowo-naczyniowych w całej kohorcie, ale nie w grupie uczestników, którzy nie mieli choroba sercowo-naczyniowa na początku. Statystyka C dla przewidywania śmierci ze wszystkich przyczyn była podobna do tej z prognozowania śmierci z przyczyn sercowo-naczyniowych, ale ze słabszymi skojarzeniami (Tabela 3). W grupie uczestników bez choroby sercowo-naczyniowej na linii podstawowej, oszacowanie statystyki C dla dodania dowolnej kombinacji dwóch biomarkerów do ustalonych czynników ryzyka było najwyższe dla kombinacji N-końcowego pro-mózgowego peptydu natriuretycznego i troponiny I (0,737; P = 0,06) (Tabela 3 Dodatku Uzupełniającego). Statystyczna ocena C dla dodania jakiejkolwiek kombinacji trzech biomarkerów była najwyższa dla kombinacji N-końcowego pro-mózgowego peptydu natriuretycznego, troponiny I i białka C-reaktywnego (0,748; P <0,03) (Tabela 3 Dodatkowego Dodatek). Continue reading „Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych ad 5”

Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych czesc 4

Przeprowadziliśmy także testy współczynników wiarygodności, aby ocenić, czy globalny model dopasowania poprawił się po dodaniu biomarkerów. Wszystkie analizy przeprowadzono również wśród uczestników, którzy nie mieli dominującej choroby sercowo-naczyniowej na początku badania.
Zbadaliśmy modyfikację efektu, testując statystyczną istotność interakcji między wszystkimi biomarkerami. Żadne z terminów interakcji nie osiągnęło istotności statystycznej (P> 0,08 dla wszystkich testów).
Wartości P mniejsze niż 0,05 z dwustronnych testów uznano za wskazujące na istotność statystyczną. Continue reading „Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych czesc 4”

Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych cd

Zależność biomarkerów od wszystkich przyczyn i przyczyn sercowo-naczyniowych badano za pomocą regresji proporcjonalnych hazardów Coxa w dwóch zestawach modeli: modele surowe i modele dostosowane do ustalonych czynników ryzyka chorób sercowo-naczyniowych (wiek na początku badania, skurczowe ciśnienie krwi , stosowanie lub niewykorzystywanie leczenia hipotensyjnego, cholesterolu całkowitego, cholesterolu lipoprotein o dużej gęstości, stosowanie lub niewykorzystywanie leczenia obniżającego stężenie lipidów, obecność lub brak cukrzycy, palenie tytoniu i wskaźnik masy ciała). W tych modelach oceniliśmy wpływ biomarkerów na trzy kryteria: wzrost 1-SD w poziomie biomarkerów (model ciągły); poziomy biomarkerów, które były powyżej lub poniżej wartości granicznych sugerowanych w literaturze (troponina I,> 0,021 .g na litr 10; N-końcowy pro-mózgowy peptyd natriuretyczny, .386 ng na litr 16, cystatyna C, .1,29 mg na litr 8 i C- białko reaktywne> 3 mg na litr17); oraz poziomy biomarkerów powyżej lub poniżej punktów granicznych zidentyfikowanych w celu osiągnięcia optymalnej dyskryminacji ocenianej za pomocą zintegrowanej metody poprawy dyskryminacji 5 (troponina I,> 0,035 .g na litr, N-końcowy pro-mózgowy peptyd natriuretyczny,> 309 ng na litr; cystatyna C ,> 1,50 mg na litr oraz białka C-reaktywnego,> 4,60 mg na litr).
Założenia dotyczące zagrożeń proporcjonalnych zostały potwierdzone w testach Schoenfelda. Szacunki statystyki C dla modeli regresji Coxa obliczono zgodnie z metodą Pencina i wsp.18. Różnice w statystykach C (z 95% przedziałami ufności) po dodaniu biomarkerów do modelu z ustalonymi czynnikami ryzyka oszacowano za pomocą metoda opisana przez Antoliniego i wsp.19 Badaliśmy również, czy dodanie różnych kombinacji dwóch lub trzech biomarkerów poprawiło dyskryminację modelu. Continue reading „Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych cd”

Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych ad

W związku z tym zbadaliśmy, czy włączenie troponiny I, N-końcowego pro-mózgowego peptydu natriuretycznego, cystatyny C i białka C-reaktywnego o wysokiej czułości w modelu z ustalonymi czynnikami ryzyka, poprawiło prognozowanie śmierci z przyczyn sercowo-naczyniowych w społeczeństwie. na podstawie kohorty starszych mężczyzn. Metody
Badana populacja
Korzystaliśmy z danych pochodzących z Uppsala Longitudinal Study of Adult Men (ULSAM), który został zapoczątkowany w 1970 roku. Wszyscy 50-letni mężczyźni urodzeni między 1920 a 1924 rokiem i mieszkający w Uppsali w Szwecji zostali zaproszeni do udziału w zdrowiu. badanie, które koncentruje się na identyfikacji czynników ryzyka sercowo-naczyniowego (opisanych szczegółowo na stronie www.pubcare.uu.se/ULSAM). Continue reading „Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych ad”

Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych

Zwiększona użyteczność dodawania wielu biomarkerów z różnych szlaków chorobowych w celu przewidywania ryzyka zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych nie została, według naszej wiedzy, oceniona wśród osób starszych. Metody
Korzystaliśmy z danych pochodzących z Uppsala Longitudinal Study of Adult Men (ULSAM), społeczności kohort starszych mężczyzn, w celu zbadania, czy połączenie biomarkerów, które odzwierciedlają uszkodzenie komórek miokardium, dysfunkcję lewej komory, niewydolność nerek i zapalenie (troponina I, N-końcowy pro-mózgowy peptyd natriuretyczny, odpowiednio cystatyna C i białko C-reaktywne) poprawiły stratyfikację ryzyka u osoby wykraczającej poza ocenę opartą na ustalonych czynnikach ryzyka chorób sercowo-naczyniowych (wiek, skurczowe ciśnienie krwi, stosowanie lub niewykorzystywanie leczenia przeciwnadciśnieniowego, cholesterolu całkowitego, cholesterolu lipoprotein o dużej gęstości, stosowanie lub niewykorzystywanie leczenia obniżającego stężenie lipidów, obecność lub brak cukrzycy, palenie tytoniu i wskaźnik masy ciała).
Wyniki
W trakcie obserwacji (mediana, 10,0 lat) zmarło 315 z 1135 uczestników naszego badania (średni wiek, 71 lat na początku badania); 136 zgonów było wynikiem choroby sercowo-naczyniowej. W modelach proporcjonalnego ryzyka Cox skorygowanych o ustalone czynniki ryzyka, wszystkie biomarkery znacząco przewidywały ryzyko zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych. Statystyka C wzrosła znacząco, gdy cztery biomarkery zostały włączone do modelu z ustalonymi czynnikami ryzyka, zarówno w całej grupie (statystyki C z biomarkerami vs. Continue reading „Zastosowanie wielu biomarkerów w celu poprawy prognozowania zgonu z przyczyn sercowo-naczyniowych”

Rzadkie schematy leczenia początkowego w leczeniu zakażenia HIV-1 ad 8

Chociaż ta hipoteza jest spekulatywna, biorąc pod uwagę długi okres półtrwania efawirenzu i stosunkowo krótki okres półtrwania lopinawiru-rytonawiru, pominięte dawki lopinawiru-rytonawiru mogą powodować okresy terapeutycznego poziomu efawirenzu, ale nie lopinawiru-rytonawiru, co prowadzi do selekcji wirusa odpornego na NNRTI. Wcześniejsze badania donoszą o niższych częstotliwościach oporności na NRTI w czasie niepowodzenia wirusologicznego u pacjentów otrzymujących rytonawir lopinawir plus dwa NRTI niż u pacjentów otrzymujących różne inne schematy.18,19 Jednak w naszym badaniu wśród pacjentów z niepowodzeniem wirusologicznym odsetek pacjenci z jakąkolwiek mutacją oporności na NRTI, a konkretnie oporność na lamiwudynę, były podobne w grupie lopinawiru-rytonawiru i efawirenzu. Obecność mutacji związanych z dwiema klasami leków, głównie M184V i K103N, była bardziej powszechna w grupie efawirenzu. Brak głównych mutacji proteazowych w grupie leczonej lopinawirem z rytonawirem był zgodny z obserwowanymi wcześniej objawami.19,20
Wirusologiczna skuteczność schematu oszczędzania nukleozydów lopinawiru-rytonawiru i efawirenzu w naszym badaniu wyraźnie pokazuje, że NRTI nie są bezwzględnie wymagane do skutecznej terapii przeciwretrowirusowej. Zwiększona częstotliwość podwyższania poziomu lipidów i oporności na NNRTI w grupie oszczędzającej NRTI powinna tłumić entuzjazm dla rutynowego stosowania tego schematu. Continue reading „Rzadkie schematy leczenia początkowego w leczeniu zakażenia HIV-1 ad 8”

Rzadkie schematy leczenia początkowego w leczeniu zakażenia HIV-1 ad 7

Nie było znaczącej różnicy między grupą lopinawir-rytonawir a grupą efawirenzu pod względem częstości mutacji M184V (związanej z opornością na lamiwudynę) lub tych związanych z analogiem tymidyny lub jakimkolwiek NRTI. Mniejsza liczba pacjentów w grupie leczonej lopinawirem z rytonawirem niż w grupie otrzymującej efawirenz wykazywała mutacje związane z opornością na dwie grupy leków (1% w porównaniu z 26%, P <0,001) lub substytucją K65R (0% w porównaniu z 7%, P = 0,05). . Dyskusja
W tym 96-tygodniowym, prospektywnym, randomizowanym porównaniu silnych schematów leczenia początkowego u pacjentów z zakażeniem HIV-1, niepowodzenie wirologiczne było mniej prawdopodobne w grupie otrzymującej efawirenz i dwa NRTI niż w grupie otrzymującej rytonawir lopinawir plus dwa NRTI. Schemat oszczędzania NRTI lopinawiru z rytonawirem i efawirenzem miał skuteczność wirusologiczną podobną do skuteczności efawirenzu i dwóch NRTI, ale częściej występowały oporność na NNRTI i zaburzenia lipidowe, zwłaszcza podwyższone stężenie trójglicerydów. Continue reading „Rzadkie schematy leczenia początkowego w leczeniu zakażenia HIV-1 ad 7”

Rzadkie schematy leczenia początkowego w leczeniu zakażenia HIV-1 ad 6

W 48. tygodniu nie było znaczących różnic między trzema grupami w zmianie od linii podstawowej w liczbie komórek CD4. Przestrzeganie zasad leczenia
Wśród pacjentów, którzy otrzymywali przypisane im leki w 12 tygodniu, 405 z 657 (62%) zgłosiło brakujące dawki od czasu wejścia w badania; nie było istotnych różnic między badanymi grupami. Pacjenci w podgrupie ze 100% przyleganiem mieli dłuższy czas do niepowodzenia wirusologicznego niż pacjenci, których wskaźnik przynależności był niższy, niezależnie od przypisania grupy badanej (P <0,001).
Zdarzenia niepożądane
Tabela 3. Continue reading „Rzadkie schematy leczenia początkowego w leczeniu zakażenia HIV-1 ad 6”

Rzadkie schematy leczenia początkowego w leczeniu zakażenia HIV-1 ad 5

W przypadku pacjentów, u których poziom RNA HIV-1 był mniejszy niż 100 000 kopii na mililitr przy badaniu przesiewowym, grupa oszczędzająca NRTI miała dłuższy czas na niepowodzenie wirologiczne niż grupa lopinawir-rytonawir (P = 0,02), ale nie było znaczącej różnicy między grupa efawirenzu i grupa lopinawir-ritonawir (P = 0,13) lub grupa oszczędzająca NRTI (P = 0,26) (Figura 1C). W wielowymiarowym modelu proporcjonalnego hazardu Coxa stratyfikowanego według trzech podstawowych czynników, większe ryzyko niewydolności wirusologicznej wiązało się z płcią żeńską (współczynnik ryzyka, 1,38, przedział ufności 95% [CI], 1,01 do 1,89), w porównaniu do rasy czarnej we wszystkich pozostałych (współczynnik ryzyka, 1,57; 95% CI, 1,18 do 2,08), młodsza grupa wiekowa w punkcie wyjściowym, w porównaniu z kolejną przyrostową grupą wiekową (współczynnik ryzyka, 1,23, 95% CI, 1,06 do 1,45), oraz grupa o niższej liczbie komórek CD4, w porównaniu z kolejną grupą przyrostowych komórek (współczynnik ryzyka, 1,14; 95% CI, 1,01 do 1,27) (Tabela 1). W tym modelu nie uwzględniono żadnych innych zmiennych. Niepowodzenie w harmonogramie
Wynik niepowodzenia leczenia wystąpił u 95 z 250 pacjentów (38%) w grupie przyjmującej efawirenz, u 127 z 253 pacjentów (50%) w grupie leczonej lopinawirem z rytonawirem oraz u 108 z 250 pacjentów (43%) w grupie oszczędzającej NRTI . Zaobserwowano tendencję do dłuższego czasu na wyrównanie niepowodzeń w grupie efawirenzu niż w grupie lopinawir-rytonawir (P = 0,03), ale wartość P nie osiągnęła poziomu istotności 0,014 z korektą dla wielokrotnych porównań (ryc. Continue reading „Rzadkie schematy leczenia początkowego w leczeniu zakażenia HIV-1 ad 5”