Badanie III fazy z placebo pod kontrolą BG-12 w zakresie nawrotów stwardnienia rozsianego AD 4

Postęp niepełnosprawności został zdefiniowany jako co najmniej 1-punktowy wzrost EDSS u pacjentów z wyjściowym wynikiem 1,0 lub wyższym lub co najmniej 1,5-punktowym wzrostem u pacjentów z wyjściowym wynikiem 0, przy czym zwiększony wynik utrzymywał się przez co najmniej 12 tygodni. Analiza statystyczna
Wszystkie analizy skuteczności wykonano na danych pochodzących z populacji, która miała zamiar leczyć, w tym wszystkich pacjentów poddanych randomizacji i którzy otrzymali co najmniej jedną dawkę badanego leku. Wszystkie testy statystyczne były dwustronne, z ogólnym wskaźnikiem błędu I rzędu 0,05. Analizy wrażliwości przeprowadzono na pierwotnym punkcie końcowym.
Na podstawie danych z innego badania klinicznego, w którym porównywano substancję czynną z placebo u pacjentów ze stwardnieniem rozsianym, 13 oszacowaliśmy, że 48,0% pacjentów otrzymujących placebo i 33,6% pacjentów otrzymujących BG-12 miało co najmniej jeden nawrót podczas badania. Używając testu chi-kwadrat z dwustronnym poziomem alfa 0,05 i zakładając szacunkowy współczynnik rezygnacji wynoszący 23%, oszacowaliśmy, że będziemy musieli zapisać 337 pacjentów w każdej grupie, aby uzyskać 90% mocy do wykrycia 30% zmniejszenie odsetka pacjentów z nawrotem w każdej grupie BG-12 w porównaniu z grupą placebo. Pierwotny punkt końcowy analizowano przy użyciu modelu proporcjonalnych hazardów Coxa, skorygowanego o wyjściową ocenę EDSS, wiek, region i liczbę rzutów w roku poprzedzającym wpis do badania. Szacowany odsetek pacjentów z nawrotem uzyskano przy użyciu metody limitu dla produktu Kaplana-Meiera, opartej na rozkładaniu czasu do wystąpienia pierwszego nawrotu.
W przypadku drugorzędowych punktów końcowych analizy przeprowadzono w następującej kolejności: analiza liczby nowych lub nowo powiększających się zmian hiperintensywnych na obrazach ważonych T2, z wykorzystaniem ujemnego modelu dwumianowego; analiza liczby zmian wzmacniających gadolin, z wykorzystaniem porządkowego modelu regresji logistycznej; analiza rocznego wskaźnika nawrotów za pomocą ujemnego modelu regresji dwumianowej; oraz analizę czasu do progresji niepełnosprawności, która utrzymywała się przez 12 tygodni, z wykorzystaniem modelu proporcjonalnych hazardów Coxa. Modele analityczne zawierały korekty dotyczące regionu i charakterystyki wyjściowej, w tym ocenę EDSS, wiek, wskaźnik nawrotów oraz liczbę lub objętość zmian podstawowych, w zależności od przypadku.
Zastosowano sekwencyjną (zamkniętą) procedurę testowania do kontrolowania ogólnego wskaźnika błędów typu I z powodu wielokrotnych porównań. Formalne badanie porównania glikemii dwa razy na dobę z placebo zostało podjęte tylko w przypadku, gdy porównanie trzykrotnie BG-12 z placebo było znaczące (P.0,05). Analiza drugorzędowych punktów końcowych, zgodnie z porządkiem uszeregowanym, następowała po dodatkowej procedurze testowania sekwencyjnego, tak, że jeśli istotność statystyczna nie została osiągnięta dla punktu końcowego, wszystkie punkty końcowe niższego rzędu również uznano za nieistotne.
Wśród pacjentów, którzy przeszli na alternatywną terapię stwardnienia rozsianego, wszystkie dane przed zmianą zostały wykorzystane do analizy klinicznych punktów końcowych
[patrz też: cystatyna, zespół hutchinsona gilforda, odchudzanie brzucha tabletki ]