Rzadkie schematy leczenia początkowego w leczeniu zakażenia HIV-1 cd

Skład ciała mierzono metodą absorpcjometrii rentgenowskiej na dwóch ciałach (DEXA) na początku badania oraz w tygodniach 48 i 96.10, 11. Badacze z ośrodka oceniali niekorzystne zdarzenia kliniczne i laboratoryjne i oceniono je za pomocą klasyfikacja zdarzeń w Wydziale AIDS Narodowego Instytutu Zdrowia (wersja z 1992 r.). Występowanie klinicznej lipoatrofii i działania toksyczne ograniczające leczenie zostały określone przez badacza terenu. Każdy pacjent był zaplanowany na 96 tygodni obserwacji po ostatniej rejestracji. Podczas badania przesiewowego wykonano genotypowanie pod kątem oporności na leki przeciw HIV-1, jeśli badacz z placówki podejrzewa, że pacjent był zakażony wirusem HIV-1 przez rok lub krócej. Dane dotyczące genotypowania zostały przeanalizowane przez przewodniczących protokołów i wirusologa, a pacjenta uznano za niekwalifikowalnego do badania, jeśli wystąpiły jakiekolwiek dowody oporności na badany lek.12 W momencie niepowodzenia wirusologicznego genotypowanie odporności na leki przeprowadzono w laboratorium centralne (Quest Diagnostics). Genotyp został wykorzystany przez badacza terenu do wyboru nowego schematu. Pacjentom pozwolono na kontynuowanie tego samego schematu leczenia, jeśli uznano go za klinicznie odpowiedni.
Analiza statystyczna
Dwa główne cele badania polegały na przeprowadzeniu porównań parami czasu do niepowodzenia wirusologicznego i czasu do niepowodzenia reżimu w trzech grupach badawczych. Niepowodzenie wirusologiczne zdefiniowano jako brak tłumienia RNA HIV-1 w osoczu przez log10 lub odbicia przed 32. tygodniem lub brak supresji do mniej niż 200 kopii na mililitr lub odbicie po 32. Potwierdzeniu podejrzewanego niepowodzenia wirusologicznego wymagano w ciągu 4 tygodnie. Dane od pacjentów, których próbki potwierdzające zostały pominięte, zostały uwzględnione w punktach końcowych awarii. Niewydolność reżimu zdefiniowano jako pierwszą z niepowodzeń wirusologicznych lub związanej z toksycznością przerwania jakiegokolwiek składnika początkowego zrandomizowanego schematu leczenia.
W analizie uwzględniono wszystkich pacjentów poddanych randomizacji i otrzymujących co najmniej jedną dawkę badanego leku. Wszystkie analizy przeprowadzono na zasadzie zamiaru leczenia i poddano stratyfikacji zgodnie z trzema czynnikami losowymi. Pacjenci, którzy przerwali terapię z powodu działania toksycznego, obserwowali wystąpienie niewydolności wirusologicznej. Dane od pacjentów, którzy nie mieli niepowodzenia wirusologicznego lub niewydolności reżimu podczas przyjmowania badanego leku, były cenzurowane w czasie ostatniej wizyty studyjnej. Brakujące dane z powodu nieudanych ocen, utraty danych lub cenzury zostały zignorowane. Wstępnie zdefiniowane analizy podgrup oparte na warstwach randomizacji zostały przeprowadzone po zakończeniu dwóch podstawowych analiz.
Dystrybucje czasu od randomizacji do niepowodzenia wirusologicznego i niepowodzenia reżimu oszacowano za pomocą metody Kaplana-Meiera i przetestowano pod kątem równości przy użyciu stratyfikowanego testu log-rank na podstawie czynników randomizacyjnych. Modele proporcjonalnego hazardu Coxa zostały wykorzystane do oszacowania współczynników hazardu i odpowiadających im przedziałów ufności. Ogólny wskaźnik błędów typu I wyniósł 0,05, przy 0,017 (0,05 ÷ 3) przyporządkowanych do każdego porównania parami między grupami badawczymi; po dostosowaniu do analiz pośrednich ostateczny poziom błędu typu I wyniósł 0,014
[patrz też: drimpol, splot lędźwiowy, moringa liście ]