Skip to content

Wiek przetoczonej krwi u osób dorosłych z chorobami krytycznymi cd..

1 miesiąc ago

345 words

Przeprowadziliśmy również dwie wcześniej przeanalizowane analizy śmiertelności 90-dniowej: najpierw przeprowadziliśmy analizę per-protokół, która była ograniczona do pacjentów, którzy otrzymali co najmniej jedną transfuzję czerwonych krwinek po randomizacji; po drugie, jako analizę wrażliwości, ograniczyliśmy naszą analizę do pacjentów z grupy świeżej krwi, którzy otrzymali tylko jednostki przechowywane przez mniej niż 8 dni w porównaniu do pacjentów w standardowej grupie krwi, którzy otrzymali tylko jednostki przechowywane przez ponad 7 dni. Obliczono bezwzględną różnicę ryzyka (ryzyko w grupie świeżej krwi minus ryzyko w grupie standardowej krwi) z 95% przedziałami ufności dla wszystkich analiz śmiertelności, w tym śmiertelnością 90 dni. Dodatnia wartość sugerowała zwiększoną śmiertelność lub liczbę zdarzeń w grupie świeżej krwi, podczas gdy wartość ujemna sugerowała większą liczbę zdarzeń w standardowej grupie krwi. Porównywaliśmy ciągłe pomiary, w tym długość pobytu w szpitalu lub na oddziale intensywnej terapii oraz czas trwania wsparcia oddechowego, hemodynamicznego lub nerkowego, przy użyciu testu sumy rang Wilcoxona. Zastosowaliśmy wielowymiarowe modele regresji logistycznej do obliczenia bezwzględnych różnic ryzyka przy jednoczesnym dostosowaniu do możliwych niezależnych zmiennych zakłócających, w tym wieku ośrodkowego, wieku pacjenta, płci, chorób współistniejących, wyniku oceny ciężkości choroby w Fizjologii ostrej i Chronicznej Oceny Zdrowia II (APACHE II; Od 0 do 71, z wyższymi punktami wskazującymi na większe ryzyko zgonu), 16 i wskaźnikiem dysfunkcji wielu narządów (zakres od 0 do 24, z wyższymi wynikami wskazującymi na cięższą dysfunkcję narządów). 17 Porównano także krzywe przeżywalności Kaplan-Meier, z czas do śmierci ocenzurowany po 90 dniach jako wynik. Porównaliśmy efekty leczenia za pomocą testu log-rank, a następnie modelowania proporcjonalnych zagrożeń Coxa z tymi samymi zmiennymi objaśniającymi, stosowanymi w modelach regresji logistycznej. To podejście zastosowano do drugorzędnych wyników śmiertelności z jakiejkolwiek przyczyny po 28 dniach, jak również do śmiertelności w szpitalu lub na oddziale intensywnej terapii.
Wstępnie analizowane analizy podgrup z 90-dniowej zgonu z jakiejkolwiek przyczyny przeprowadzono według wieku (<40 lat, 40 do <50 lat, 50 do <60 lat lub . 60 lat), punktacja APACHE II (<20 vs. .20) , liczba jednostek czerwonych krwinek przetoczonych (1 do 3 w porównaniu do> 3) oraz kategoria przyjęć (medyczna, chirurgiczna lub trauma). W każdej warstwie podgrupy zastosowano te same wielozmienne modele regresji logistycznej.
Dychotomiczne dane przedstawiono jako liczby i wartości procentowe, podczas gdy dane ciągłe wyrażono jako średnie i standardowe odchylenia lub mediany i zakresy międzykwartylowe, odpowiednio. Zgłaszamy 95% przedziały ufności. Wartości P nie zostały skorygowane dla wielokrotnych porównań. Dane analizowano przy użyciu oprogramowania SAS, wersja 9.1 (SAS Institute).
Wyniki
Pacjenci
Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka wyjściowa. Od marca 2009 r. Do maja 2014 r. Łącznie 19 196 pacjentów kwalifikowało się do włączenia. Spośród nich 16 605 pacjentów (86,5%) spełniało co najmniej jedno kryterium wykluczenia; pacjent lub zastępczy decydent odmówił zgody w 81 przypadkach. W związku z tym 2510 pacjentów poddano randomizacji; 80 (3,2%) zostało wycofanych po randomizacji, ponieważ nie byliśmy w stanie uzyskać danych pierwotnego wyniku, pozostawiając 2430 pacjentów (1211 w grupie świeżej krwi i 1219 w standardowej grupie krwi) w analizie zamiaru leczenia (ryc.
[przypisy: olejek arganowy, olejek do włosów, bielenda olejek do kąpieli ]

Powiązane tematy z artykułem: bielenda olejek do kąpieli olejek arganowy olejek do włosów