Przerywany cykliczny etidronian Leczenie pomenopauzalnej osteoporozy czesc 4

Próbki zostały ocenione jakościowo pod kątem występowania osteomalacji i wad mineralizacji brutto. Analiza statystyczna
Wyniki wyrażono jako średnie . SE i odzwierciedlają wyniki wszystkich pacjentów, którzy rozpoczęli reżim badań. Wszystkie testy statystyczne były dwustronne. Przyjęto przypisany poziom istotności 0,05, z wyjątkiem analiz skuteczności obejmujących porównania w wielu punktach czasowych. Poziom istotności takich analiz skorygowano metodą Bonferroniego (tj. 0,05 podzielono przez liczbę porównywanych punktów czasowych) w celu utrzymania ogólnego poziomu istotności 0,05. W miarę możliwości oceniano zarówno zmiany rzeczywiste, jak i procentowe.
Zastosowano dwukierunkową analizę wariancji w celu przetestowania interakcji ośrodek terapeutyczny w danych demograficznych i wybranych wynikach klinicznych przed połączeniem wyników z siedmiu ośrodków. Porównywalność czterech grup leczenia na linii podstawowej została przetestowana za pomocą jednostronnej analizy wariancji. Zmiany w stosunku do linii podstawowej w zmiennych masy kostnej (gęstość mineralna kości i zawartość minerałów kostnych) zostały porównane po 12, 18 i 24 miesiącach przez sparowane t-testy (wewnątrzgrupowe) i jednostronna analiza wariancji (intergroup). Metodę kontrastów liniowych zastosowano do porównań parami: grupa z grupą 3, grupa z grupą 4, grupa 2 z grupą 4 i grupa 3 z grupą 4.
Do obliczenia nachylenia procentowej zmiany masy kostnej kręgosłupa i bioder (trójkąta Warda) wykreślonych w funkcji czasu dla pacjentów, którzy ukończyli badanie, wykorzystano analizę regresji liniowej za pomocą modelu zerowego punktu przecięcia; średnie nachylenie grupy (tempo zmiany na rok) obliczono na podstawie szacunków nachylenia dla poszczególnych pacjentów. Porównania międzygrupowe przeprowadzono za pomocą jednostronnej analizy wariancji.
Testy Chi-kwadrat dla dwóch stolików zostały użyte do porównań grupowych w grupie pacjentów z nowymi złamaniami kręgów. W celu porównania częstości nowych złamań kręgów (wyrażonych jako liczba złamań na 1000 pacjento-lat), zastosowano analizę Kruskala-Wallisa do porównań w czterech grupach oraz test rang Wilcoxona do porównań w dwóch grupach.
Badane zmienne biochemiczne, z wyjątkiem parathormonu, analizowano za pomocą sparowanych testów t (wewnątrzgrupowych) i jednostronnej analizy wariancji (intergroup) przy wejściu i po 24 miesiącach. Powiązane porównania przeprowadzono metodą kontrastów liniowych. Pomiary parathormonu przeliczono na wyniki Z, przyjmując, że zakres referencyjny dla każdego testu reprezentował . 2 SD. Te znormalizowane dane analizowano następnie za pomocą par t-testów i jednostronnej analizy wariancji, z kontrastami liniowymi w dniu 3 cyklu i dnia 3 cyklu 8 w celu zmiany linii podstawowej, wpływu podawania fosforanu i po 24 godzinach. miesięcy na zmianę z linii podstawowej.
Wyniki
Tabela 2. Tabela 2. Wybrane cechy uczestników badania przy wejściu. * Spośród siedmiu ośrodków w badaniu wzięło udział 429 pacjentów, którzy zostali losowo przydzieleni do grup leczonych. Sześciu z tych pacjentów wycofało się z badania przed rozpoczęciem reżimu; Przedstawione wyniki dotyczą 423 pacjentów, którzy rozpoczęli reżim badań. Wyjątki od wymienionych kryteriów wejściowych otrzymało dziewięciu pacjentów, których waga przekroczyła 80 kg, oraz pięciu pacjentów, których wiek przekroczył 75 lat
[hasła pokrewne: fala tętna, oligobiopsja, obrzęki pochodzenia sercowego ]