MethodsA detailed description of th

Methods
A detailed description of the methods used in the THIN
analysis can be found in the Online Appendix.
THIN nested case-control study. We conducted a
population-based, retrospective cohort study with nested
case-control analysis using data from the THIN database in
the United Kingdom (15). The
study cohort included patients
ages 50 to 84 years between January
2000 and October 2005
with at least 2 years of enrollment
with the general practitioner
and at least 1 health contact
in the previous 3 years before
their start date. Patients with
cancer were excluded from the
cohort. All members of this cohort
were followed up from the
start date until the earliest occurrence
of one of the following end
points: MI detection, cancer,
85th birthday, death, or end of
study period. The final cohort
consisted of 716,395 persons followed
up for an average of 4.1
years.
We applied similar methods of case ascertainment and
validation as performed in 2 recent studies (16,17). We
identified patients with a recorded diagnosis of MI during
the study period (n
12,499), resulting in 10,653 patients
considered incident cases of MI after review of their
computerized patient profile. We then validated a random
sample of 500 patients with the primary care physicians.
The collaboration of the primary care physicians was excellent
(response rate of 91%), and we achieved a similar high
confirmation rate (95%) compared with previous studies
(16,17). We retained for the analysis nonfatal incident cases
of MI, defined as patients alive within 1 month after the
occurrence of MI; the final number of cases was 8,852. A
group of 20,000 control subjects were randomly selected
from the list of eligible person-days (index date) and
frequency matched to the cases on sex, age within 1 year,
and calendar year.
We categorized exposure to NSAIDs into mutually
exclusive time windows: current, when the supply of the
most recent prescription lasted until index date or ended in
the 7 days before the index date; recent, when it ended
between 8 and 90 days before the index date; past, when it
ended between 91 and 365 days before the index date; and
nonuse, when there was no recorded use in the year before
the index date. The category of current use was further
subdivided: single, when there was use of only 1 individual
NSAID within the month before the index date; multiple,
when the patient received prescriptions for 2 or more individual
NSAIDs within the week before the index date; and
switcher, when there was use of only 1 NSAID in the week
before the index date but there was use of at least 1 other
NSAID in the window 8 to 30 days before the index date.
Among current single users, we evaluated the effect of
NSAIDs according to duration, dose, and plasma half-life/
formulation. We analyzed the risk among new users, de-
fined as patients who were free of any NSAID use in the
year preceding the first NSAID prescription after start date
(18). We also performed a sensitivity analysis using a 0 to 30
days time window to define current use.
In vitro whole blood assays. We selected the specific
cutoff values in milligrams between low-medium daily dose
and high daily dose of NSAIDs used in the THIN population.
The inhibitory effects toward platelet COX-1 and
monocyte COX-2 by therapeutic concentrations of different
NSAIDs (12–14) were determined in vitro using the human
whole blood assays (3,4). The doses (Cmax) were as
follows: naproxen 750 mg (253 M), ibuprofen 1,200 mg
(39 M), meloxicam 7.5 mg (3 M), celecoxib 200 mg
(1.8 M), rofecoxib 25 mg (1 M), indomethacin 75
mg (3 M), etoricoxib 90 mg (3.6 M), diclofenac 100 mg
(0.8 M), piroxicam 20 mg (16.6 M), and etodolac SR
400 mg (26 M). Peripheral venous blood samples were
withdrawn from 10 healthy subjects (ages 22 to 35 years),
who gave their written informed consent. The in vitro study
was approved by the local ethics committee, and it did not
need Institutional Review Board review.
Statistical analysis. We estimated the odds ratio and 95%
confidence intervals (CIs) for MI associated with NSAID
use compared with nonuse using unconditional logistic
regression with Statview 5.0.1 (SAS Institute, Cary, North
Carolina). The mechanism of control sampling used in our
study (known as incidence density sampling) means that the
likelihood of being selected as a control is proportional to
the person-time at risk (19). Under this design, the odds
ratio is an unbiased estimator of the incidence rate ratio, also
commonly referred as RR. Conditional logistic regression
models stratified for matching factors (age, sex, and calendar
year) produced similar results (data not shown). We used a
p value 0.05 as the threshold of statistical significance. We
adjusted for matching variables, use of other medications
(aspirin, antihypertensive drugs, statins, other lipidlowering
drugs, oral steroids, and warfarin), comorbidity
(diabetes mellitus, hypertension, hyperlipidemia, rheumatoid
arthritis, osteoarthritis, anemia, coronary artery disease
[CAD], and cerebrovascular disease), smoking, body mass
index, and health care utilization indicators. Variables that
changed the estimates of NSAID use by 10% or more were
included in the multivariable model. Specific stratified
analyses were performed by sex, age, and history of CAD.
Linear regression analysis was performed using InStat
(GraphPad, San Diego, California) to estimate correlations
between relative risk obtained from the THIN study and
indexes of COX inhibition of individual NSAIDs.
Concentration-response curves were fitted and IC50 (drug
concentration required for obtaining 50% of inhibition)
values were analyzed with PRISM (GraphPad).

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

วิธีการคำอธิบายโดยละเอียดของวิธีที่ใช้ในการทินวิเคราะห์สามารถพบได้ในภาคผนวกออนไลน์บางซ้อนกันการควบคุมกรณีศึกษา เราดำเนินการศึกษา cohort ตามประชากร คาดกับซ้อนวิเคราะห์ควบคุมกรณีที่ใช้ข้อมูลจากฐานข้อมูลในบางสหราชอาณาจักร (15) ที่การศึกษา cohort รวมผู้ป่วยอายุ 50-84 ปีระหว่างเดือนมกราคม2000 และเดือนตุลาคมปี 2548มีการลงทะเบียนอย่างน้อย 2 ปีกับผู้ประกอบการทั่วไปติดต่อน้อย 1 สุขภาพและใน 3 ปีที่ผ่านมาก่อนวันเริ่มต้น ผู้ป่วยที่มีโรคมะเร็งถูกแยกออกจากการผู้ผ่านการ สมาชิกทั้งหมดของ cohort นี้ตามค่าจากการเริ่มวันจนถึงการเกิดขึ้นเร็วที่สุดของสิ้นสุดต่อไปนี้อย่างใดอย่างหนึ่งคะแนน: ตรวจหา MI มะเร็งวันเกิด 85th ตาย หรือสิ้นสุดศึกษาระยะเวลา ผู้ผ่านขั้นสุดท้ายประกอบด้วยคน 716,395 ตามสำหรับค่าเฉลี่ย 4.1ปีเราใช้วิธีการคล้ายกันของกรณี ascertainment และตรวจสอบเป็นดำเนินการใน 2 การศึกษาล่าสุด (16,17) เราระบุผู้ป่วยที่ มีการวินิจฉัยการบันทึกของ MI ระหว่างรอบระยะเวลาศึกษา (n 12,499), เกิดในผู้ป่วย 10,653พิจารณากรณีปัญหาของ MI หลังของพวกเขาคอมพิวเตอร์ประวัติผู้ป่วย เราจากนั้นตรวจสอบการสุ่มตัวอย่างของผู้ป่วยแพทย์ดูแล 500ความร่วมมือของแพทย์ที่ดูแลได้ดีเยี่ยม(อัตราการตอบสนองของ 91%), และเราได้สูงเหมือนกันอัตรายืนยัน (95%) เมื่อเทียบกับการศึกษาก่อนหน้านี้(16,17) เราเก็บไว้สำหรับกรณีเหตุการณ์ nonfatal วิเคราะห์ของ MI กำหนดไว้เป็นผู้ป่วยที่มีชีวิตภายใน 1 เดือนหลังจากเกิด MI จำนวนสุดท้ายคือ 8,852 Aสุ่มเลือกกลุ่มวิชาควบคุม 20000จากรายการสิทธิ์ person-days (วันดัชนี) และความถี่ที่ตรงกับกรณีเพศ อายุภายใน 1 ปีและปีปฏิทินเราแบ่ง NSAIDs เป็นสัมผัสซึ่งกันและกันหน้าต่างเวลาพิเศษ: ปัจจุบัน เมื่อจัดหาล่าสุดยากินเวลาจนถึงวันดัชนี หรือสิ้นสุดลง7 วันก่อนวันดัชนี ล่าสุด เมื่อมันสิ้นสุดระหว่าง 8 และ 90 วันก่อนวันดัชนี ที่ผ่านมา เมื่อนั้นสิ้นสุดระหว่าง 91 และ 365 วันก่อนวันดัชนี และnonuse เมื่อมีใช้ไม่มีบันทึกไว้ในปีก่อนวันดัชนี ประเภทการใช้งานปัจจุบันได้เพิ่มเติมปฐมภูมิ: เดียว เมื่อมีการใช้ของแต่ละคน 1ผลไม้ มักในเดือนก่อนวันดัชนี หลายเมื่อผู้ป่วยได้รับใบสั่งสำหรับแต่ละบุคคลอย่าง น้อย 2NSAIDs ในสัปดาห์ก่อนวันดัชนี และสลับ เมื่อมีการใช้ผลไม้ มัก 1 ในสัปดาห์ก่อนดัชนี แต่มีใช้น้อย 1 อื่น ๆผลไม้ มักในหน้าต่าง 8-30 วันก่อนวันดัชนีในปัจจุบันผู้ใช้เดียว เรามีประเมินผลของNSAIDs ตามช่วงเวลา ยา และพลาสม่า half-life /กำหนด เราวิเคราะห์ความเสี่ยงระหว่างผู้ใช้ใหม่ เดอ-ปรับเป็นผู้ป่วยที่เสียการผลไม้ มักใช้ในการปีก่อนหน้ายาผลไม้ มักแรกหลังจากวันเริ่มต้น(18) . นอกจากนี้เรายังทำการวิเคราะห์ความไวโดยใช้ 0 ถึง 30วันเวลาหน้าต่างการกำหนดใช้ในปัจจุบันในหลอดเลือดทั้ง assays เราเลือกเฉพาะค่าตัดยอดใน milligrams ระหว่างยาประจำวันต่ำปานกลางและยาประจำวันสูงของ NSAIDs ที่ใช้ในประชากรบางลิปกลอสไขผลต่อเกล็ดเลือดค็อกซ์-1 และโมโนไซต์ค็อกซ์-2 โดยรักษาความเข้มข้นของแตกต่างกันNSAIDs (12 – 14) ได้กำหนดในการเพาะเลี้ยงโดยใช้มนุษย์เลือดทั้งหมด assays (3, 4) ปริมาณ (Cmax) ได้เป็นดังต่อไปนี้: นาโปรเซน 750 มิลลิกรัม (253 เมตร), ไอบูโปรเฟน 1200 มิลลิกรัม(39 เมตร), มีลอกซิแคม 7.5 มิลลิกรัม (3 M), ซีลีคอกซิบ 200 มิลลิกรัม(1.8 M), โรฟีคอกซิบ 25 มิลลิกรัม (1 เมตร), indomethacin 75มิลลิกรัม (3 M), etoricoxib 90 มิลลิกรัม (3.6 เมตร), diclofenac 100 มิลลิกรัม(0.8 M), ไพรอกซิแคม 20 มิลลิกรัม (16.6 เมตร), etodolac SR และ400 มิลลิกรัม (ม. 26) ตัวอย่างเลือดดำต่อพ่วงได้ถอนจาก 10 เรื่องเพื่อสุขภาพ (อายุ 22-35 ปี),ที่ให้การแจ้งความยินยอมเป็นลายลักษณ์อักษร การศึกษาการเพาะเลี้ยงได้รับการอนุมัติ โดยคณะกรรมการจริยธรรมในท้องถิ่น และจะไม่คณะกรรมการตรวจสอบสถาบันตรวจสอบต้องการวิเคราะห์ทางสถิติ เราประเมินอัตราราคาและ 95%ช่วงความเชื่อมั่น (CIs) สำหรับ MI ที่เกี่ยวข้องกับผลไม้ มักใช้เปรียบเทียบกับ nonuse โดยไม่มีเงื่อนไขโดยใช้โลจิสติกถดถอยกับ Statview 5.0.1 (สถาบัน SAS แครีแกรนต์ เหนือแคโรไลน่า) กลไกในการสุ่มตัวอย่างควบคุมที่ใช้ในของเราศึกษา (หรือที่เรียกว่าการสุ่มตัวอย่างความหนาแน่นของอุบัติการณ์) หมายความ ว่า การโอกาสถูกเลือกเป็นตัวควบคุมเป็นสัดส่วนกับคนเวลาที่มีความเสี่ยง (19) ภายใต้การออกแบบนี้ เศษอัตราส่วนเป็นการประมาณการคนอัตราส่วนอัตราอุบัติการณ์โดยทั่วไปเรียกว่าเป็น RR ถดถอยโลจิสติกแบบมีเงื่อนไขรูปแบบ stratified สำหรับการจับคู่ปัจจัย (อายุ เพศ และปฏิทินปี) ผลิตผลคล้ายกัน (ข้อมูลไม่แสดง) เราใช้เป็นp ค่า 0.05 เป็นขีดจำกัดของค่านัยสำคัญทางสถิติ เราปรับปรุงสำหรับการจับคู่ตัวแปร ใช้ยาอื่น ๆ(แอสไพริน ยาลดความดัน statins, lipidlowering อื่น ๆยา สเตอรอยด์ปาก และวาร์ฟาริน), comorbidity(เบาหวาน ความดันโลหิตสูง ไขมันในเลือด สูง rheumatoidโรคไขข้ออักเสบ โรคข้อเข่าเสื่อม โรคโลหิตจาง โรคหลอดเลือดหัวใจ[CAD], และโรค cerebrovascular), การสูบ บุหรี่ มวลร่างกายดัชนี และตัวบ่งชี้ที่ใช้ดูแลสุขภาพ ตัวแปรที่เปลี่ยนแปลงการประเมินผลไม้ มักใช้ 10% หรือมากกว่าได้รวมอยู่ในแบบ multivariable เฉพาะ stratifiedมีดำเนินการวิเคราะห์ ทางเพศ อายุ ประวัติของ CADทำการวิเคราะห์ถดถอยเชิงเส้นโดยใช้ InStat(GraphPad, San Diego แคลิฟอร์เนีย) เพื่อประเมินความสัมพันธ์ระหว่างความเสี่ยงสัมพัทธ์ที่ได้จากการศึกษาบาง และดัชนีของค็อกซ์ยับยั้งของ NSAIDs แต่ละตัวเข้มข้นตอบเส้นโค้งถูกติดตั้ง และ IC50 (ยาเสพติดจำเป็นสำหรับการได้รับ 50% ของการยับยั้งการเปลี่ยนความเข้มข้น)ค่าถูกวิเคราะห์ ด้วยปริซึม (GraphPad)

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

วิธีการอธิบายรายละเอียดของวิธีการที่ใช้ในบางการวิเคราะห์สามารถพบได้ในภาคผนวกออนไลน์. บางกรณีศึกษาการควบคุมที่ซ้อนกัน เราดำเนินการของประชากรที่ใช้ศึกษาการศึกษาย้อนหลังที่ซ้อนกันกับการวิเคราะห์กรณีการควบคุมโดยใช้ข้อมูลจากฐานข้อมูลบางในสหราชอาณาจักร(15) การศึกษาการศึกษารวมถึงผู้ป่วยทุกเพศทุกวัย 50-84 ปีระหว่างเดือนมกราคม 2000 และตุลาคม 2005 ที่มีอย่างน้อย 2 ปีของการลงทะเบียนกับผู้ประกอบการทั่วไปและอย่างน้อย1 ติดต่อสุขภาพในก่อนหน้านี้3 ปีก่อนวันที่เริ่มต้นของพวกเขา ผู้ป่วยที่มีโรคมะเร็งได้รับการยกเว้นจากการศึกษา สมาชิกทั้งหมดของกลุ่มนี้ได้รับการติดตามจากวันที่เริ่มต้นจนเกิดที่เก่าแก่ที่สุดแห่งหนึ่งของปลายต่อไปนี้จุด: MI การตรวจหามะเร็งวันเกิดปีที่85 เสียชีวิตหรือจุดสิ้นสุดของระยะเวลาการศึกษา หมู่สุดท้ายประกอบด้วย 716,395 คนตามขึ้นสำหรับค่าเฉลี่ยของ4.1 ปี. เราใช้วิธีการที่คล้ายกันของสอบถามกรณีการตรวจสอบที่ดำเนินการใน 2 การศึกษาล่าสุด (16,17) เราระบุผู้ป่วยที่มีการวินิจฉัยบันทึก MI ในช่วงระยะเวลาการศึกษา(n? 12499) ส่งผลให้ผู้ป่วย 10,653 พิจารณากรณีของเหตุการณ์ที่เกิดขึ้นหลังจาก MI ความคิดเห็นของพวกเขารายละเอียดของผู้ป่วยด้วยระบบคอมพิวเตอร์ จากนั้นเราจะตรวจสอบสุ่มกลุ่มตัวอย่างจาก 500 ผู้ป่วยที่มีแพทย์ดูแลหลัก. การทำงานร่วมกันของแพทย์ปฐมภูมิเป็นที่ยอดเยี่ยม(อัตราการตอบสนองจาก 91%) และเราประสบความสำเร็จสูงคล้ายอัตราการยืนยัน(95%) เมื่อเทียบกับการศึกษาก่อนหน้า(16 , 17) เรายังคงอยู่ในการวิเคราะห์กรณีเหตุการณ์ที่เกิดขึ้น nonfatal ของ MI, กำหนดให้เป็นผู้ป่วยที่ยังมีชีวิตอยู่ภายใน 1 เดือนหลังจากที่มีการเกิดขึ้นของMI; จำนวนสุดท้ายของกรณีเป็น 8852 กลุ่ม 20,000 กลุ่มควบคุมได้รับการสุ่มเลือกจากรายการของวันที่คนที่มีสิทธิ์(ดัชนีวันที่) และความถี่ในการจับคู่กับกรณีที่เกี่ยวกับเพศอายุไม่เกิน1 ปีและปฏิทินปี. เราแบ่งการสัมผัสกับ NSAIDs เข้าร่วมกันหน้าต่างเวลาพิเศษ: ปัจจุบันเมื่ออุปทานของใบสั่งยาล่าสุดจนถึงวันที่ดัชนีหรือสิ้นสุดลงใน7 วันก่อนวันดัชนี; ที่ผ่านมาเมื่อมันจบลงระหว่าง 8 และ 90 วันก่อนวันดัชนี; ที่ผ่านมาเมื่อมันสิ้นสุดวันที่ระหว่าง 91 และ 365 วันก่อนวันดัชนี; และnonuse เมื่อไม่มีการใช้งานที่บันทึกไว้ในปีก่อนวันดัชนี ประเภทของการใช้งานในปัจจุบันที่ได้รับการต่อไปแบ่ง: เดียวเมื่อมีการใช้งานเพียง 1 ราย NSAID ภายในเดือนก่อนวันดัชนี; หลายเมื่อผู้ป่วยที่ได้รับใบสั่งยาสำหรับ 2 คนหรือมากกว่าแต่ละ NSAIDs ภายในหนึ่งสัปดาห์ก่อนวันดัชนี; และสลับเมื่อมีการใช้เพียง 1 NSAID ในสัปดาห์ก่อนวันดัชนีแต่มีการใช้งานอย่างน้อย 1 คนNSAID ในหน้าต่าง 8-30 วันก่อนวันดัชนี. ในบรรดาผู้ใช้งานเพียงครั้งเดียวในปัจจุบันที่เราประเมินผลกระทบจากNSAIDs ตามระยะเวลาปริมาณและพลาสม่าครึ่งชีวิต / สูตร เราวิเคราะห์ความเสี่ยงในหมู่ผู้ใช้ใหม่พืชเกษตรปรับเป็นผู้ป่วยที่มีอิสระในการใช้ NSAID ใด ​​ๆ ในปีที่ผ่านมายาNSAID แรกหลังจากวันที่เริ่มต้น(18) นอกจากนี้เรายังดำเนินการวิเคราะห์ความไวโดยใช้ 0-30 วันหน้าต่างเวลาที่จะกำหนดใช้ในปัจจุบัน. ในหลอดทดลองการตรวจเลือด เราเลือกเฉพาะค่าตัดในระหว่างมิลลิกรัมยาทุกวันต่ำกลางและรายวันปริมาณสูงของยากลุ่มNSAIDs ที่ใช้ในประชากรบาง. ผลกระทบต่อการยับยั้งเกล็ดเลือด COX-1 และmonocyte COX-2 โดยความเข้มข้นในการรักษาที่แตกต่างกันของยากลุ่มNSAIDs (12-14) ได้รับการพิจารณาในหลอดทดลองโดยใช้มนุษย์การตรวจเลือด(3,4) ปริมาณ (Cmax) มีดังต่อไปนี้: naproxen 750 mg (253 M), ibuprofen 1,200 มก. (39 M), meloxicam 7.5 มก. (3 M), celecoxib 200 มก. (1.8 M), rofecoxib 25 มก. (1 M), indomethacin 75 มก. (3 M), etoricoxib 90 มก. (3.6 M), diclofenac 100 มิลลิกรัม(0.8 ล้าน), piroxicam 20 มก. (16.6 M) และ etodolac SR 400 มก. (26 M) อุปกรณ์ต่อพ่วงตัวอย่างเลือดดำถูกถอนออกจาก 10 คนสุขภาพดี (อายุ 22-35 ปี) ที่ให้ยินยอมเป็นลายลักษณ์อักษรของพวกเขา ในหลอดทดลองการศึกษาได้รับการอนุมัติจากคณะกรรมการจริยธรรมท้องถิ่นและมันก็ไม่จำเป็นต้องตรวจสอบคณะกรรมการสถาบัน. การวิเคราะห์ทางสถิติ เราคาดอัตราส่วนราคาต่อรองและ 95% ช่วงความเชื่อมั่น (CIS) สำหรับ MI เกี่ยวข้องกับ NSAID การใช้งานเมื่อเทียบกับ nonuse ใช้โลจิสติกที่ไม่มีเงื่อนไขการถดถอยกับStatview 5.0.1 (SAS Institute, แครีนอร์ทแคโรไลนา) การสุ่มตัวอย่างกลไกของการควบคุมที่ใช้ในการของเราการศึกษา (ที่รู้จักกันสุ่มตัวอย่างอุบัติการณ์ความหนาแน่น) หมายความว่าโอกาสในการได้รับเลือกเป็นตัวควบคุมเป็นสัดส่วนกับคนเวลาที่มีความเสี่ยง(19) ภายใต้การออกแบบนี้ราคาอัตราส่วนเป็นกลาง estimator อัตราส่วนอัตราอุบัติการณ์ที่ยังเรียกกันทั่วไปว่าเป็นRR เงื่อนไขการถดถอยโลจิสติกรุ่นแซดปัจจัยการจับคู่(อายุเพศและปฏิทินปี) ผลลัพธ์ที่คล้ายกัน (ไม่ได้แสดงข้อมูล) เราใช้ค่าพี 0.05 เป็นเกณฑ์อย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ เราปรับตัวแปรที่ตรงกับการใช้ยาอื่น ๆ (แอสไพริน, ยาลดความดันโลหิต, ยากลุ่ม statin, lipidlowering อื่น ๆยาเสพติดเตียรอยด์ในช่องปากและ warfarin) โรคร่วม(เบาหวานความดันโลหิตสูงไขมันในเลือดสูง, ไขข้ออักเสบโรคข้ออักเสบ, โรคข้อเข่าเสื่อม, โรคโลหิตจางโรคหลอดเลือดหัวใจ[CAD ] และโรคหลอดเลือดสมอง), การสูบบุหรี่มวลกายดัชนีชี้วัดการใช้และการดูแลสุขภาพ ตัวแปรที่เปลี่ยนแปลงประมาณการของการใช้ NSAID โดย 10% หรือมากกว่าถูกรวมอยู่ในรูปแบบหลายตัวแปร แซดเฉพาะการวิเคราะห์ได้ดำเนินการตามเพศอายุและประวัติของ CAD. การวิเคราะห์การถดถอยเชิงเส้นได้รับการดำเนินการโดยใช้ InStat (GraphPad, San Diego, California) เพื่อประเมินความสัมพันธ์ระหว่างความเสี่ยงที่ได้รับจากการศึกษาบางและดัชนีการยับยั้งCOX ของ NSAIDs ของแต่ละบุคคลเส้นโค้งความเข้มข้นของการตอบสนองกำลังพอดีและ IC50 (ยาเสพติดความเข้มข้นที่จำเป็นสำหรับการได้รับ50% ของการยับยั้ง) ค่าที่ได้มาวิเคราะห์กับ PRISM (GraphPad)

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

วิธีการ
รายละเอียดของวิธีการที่ใช้ในการวิเคราะห์บาง
สามารถพบได้ในภาคผนวกออนไลน์ .
บางซ้อนกันการศึกษาทางระบาดวิทยา . เราทำการ
- ตามจำนวนประชากร การศึกษาติดตามย้อนหลังกับซ้อน
การวิเคราะห์ย้อนหลังโดยใช้ข้อมูลจากฐานข้อมูลบางใน
สหราชอาณาจักร ( 15 ) การศึกษาติดตามผู้ป่วย

รวมอายุ 84 ปี 50 ระหว่างวันที่ 2 ตุลาคม 2548

และกับการลงทะเบียนเรียน
อย่างน้อย 2 ปี มีแพทย์ทั่วไป

และในก่อนหน้านี้ 3 ปี อย่างน้อย 1 ติดต่อสุขภาพก่อน
วันที่เริ่มต้นของพวกเขา ผู้ป่วยมะเร็งที่ได้รับการยกเว้นจาก

รุ่นที่เข้าศึกษา สมาชิกทั้งหมดนี้ติดตาม
ตามมา จากวันที่เริ่มต้นจนถึงแรกเกิด

ของหนึ่งต่อไปนี้ : การตรวจหามะเร็งจุดจบ

วันเกิดมิ เสียชีวิต 85 , หรือจบ
ระยะเวลาการศึกษา
ติดตามสุดท้ายประกอบด้วยบุคคลตาม 716395
ขึ้นเฉลี่ย 4.1

เราใช้ปี วิธีที่คล้ายกันของวิธีการค้นหาและตรวจสอบเป็นแสดงในเคส
2 การศึกษา ( อันเป็น ) เรา
ระบุผู้ป่วยบันทึกการวินิจฉัย มีช่วงระยะเวลาการศึกษา ( n

12499 ) ส่งผล 10653 ผู้ป่วย
ถือว่าเหตุการณ์กรณีมิทบทวนหลังของผู้ป่วย
คอมพิวเตอร์ข้อมูลจากนั้นเราจะตรวจสอบสุ่ม
ตัวอย่าง 500 ผู้ป่วยแพทย์ดูแลหลัก .
ความร่วมมือของแพทย์ดูแลหลักที่เป็นเลิศ
( อัตราการตอบสนองของ 91 % ) และเราได้คะแนนสูง
ยืนยันคล้ายกัน ( 95 % ) เมื่อเทียบกับ
การศึกษาก่อนหน้านี้ ( อันเป็น ) เราเก็บไว้ในการวิเคราะห์ที่ไม่ถึงขั้นเสียชีวิต กรณีเหตุการณ์
มินิยามเป็นผู้ป่วยยังมีชีวิตอยู่ภายใน 1 เดือนหลังจากการเกิดของมิ
;หมายเลขสุดท้ายของคดี 8852 . กลุ่มควบคุมจำนวน 20 , 000 คน

สุ่มจากรายชื่อผู้สิทธิวัน ( วันที่ดัชนี ) และความถี่ตรงกับ
กรณีเกี่ยวกับ เพศ อายุ ภายใน 1 ปี และ ปี ปฏิทิน
.
เราแบ่งการ NSAIDs ในกันและกัน
เวลาพิเศษของ Windows : ปัจจุบันเมื่ออุปทานของ
ล่าสุด ส่วนใหญ่ยาจนถึงวันที่สิ้นสุดใน
ดัชนีหรือ7 วัน ก่อนวันดัชนี ล่าสุด เมื่อจบแล้ว
ระหว่าง 8 และ 90 วันก่อนวันที่ดัชนี ที่ผ่านมาเมื่อ
สิ้นสุดระหว่าง 91 และ 365 วัน ก่อนวันที่ดัชนี ; และ
ใช้ เมื่อไม่มีการใช้ในปีก่อน
วันที่ดัชนี ประเภทของการใช้ในปัจจุบันต่อไป
แบ่ง : เดียว เมื่อมีการใช้เพียง 1 บุคคล
บอกว่าภายในเดือนนี้ก่อนวันที่ดัชนีหลาย
เมื่อผู้ป่วยรับยา 2 หรือมากกว่าในแต่ละ
อรภายใน 1 สัปดาห์ก่อนวันดัชนี ;
, สลับเมื่อมีใช้เพียง 1 บอกว่าในสัปดาห์
ก่อนวันที่ดัชนี แต่มีการใช้อย่างน้อย 1 อื่นๆ
บอกว่าในหน้าต่าง 8 30 วัน ก่อนวันที่ ดัชนี
ในหมู่ผู้ใช้เดียว ปัจจุบัน เราประเมินผลของ
อรตามระยะเวลา , โดสและพลาสมา /
- การกำหนด เราวิเคราะห์ความเสี่ยงของผู้ใช้ใหม่ , de -
ปรับเป็นผู้ป่วยที่ฟรีใด ๆมาใช้ใน
1 ปีที่ผ่านมาก่อนบอกว่ายาหลังจากวันที่เริ่มต้น
( 18 ) นอกจากนี้เรายังได้ทำการวิเคราะห์ความอ่อนไหวโดยใช้ 0 30
วันเวลาหน้าต่างเพื่อกำหนดใช้ในปัจจุบัน .
ในหลอดทดลองเลือดทั้งหมด ) . เราเลือกเฉพาะ
ค่าตัดในมิลลิกรัมระหว่างต่ำกลางและสูงรายวันปริมาณ
ยาทุกวันของอรใช้ในประชากรบาง ผลการยับยั้งต่อ

cox-1 โรคตับ cox-2 โดยความเข้มข้นการ NSAIDs แตกต่างกัน
( 12 – 14 ) พบว่าในหลอดทดลองโดยใช้มนุษย์
เลือดทั้งหมด ) ( 3 , 4 ) ปริมาณของเวลาที่เป็น
ดังนี้ : บาเลนเซีย 750 มก. ( 253 ) , ibuprofen 1200 มก.
( ม. 39 )แคม 7.5 มิลลิกรัม ( 3 เมตร ) , Celecoxib 200 มก.
( 1.8 เมตร ) , 25 โรฟีคอกซิบมิลลิกรัม ( 1 เมตร ) , indomethacin 75 มก. (
3 M ) , อิทอริค็อกสิบ 90 มิลลิกรัม ( 3.6 เมตร ) , diclofenac 100 มก.
( 0.8 เมตร ) แคม 20 มิลลิกรัม ( 16.6 เมตร ) และโทโดแล็ก SR
400 มิลลิกรัม ( 25 เมตร ) อุปกรณ์ต่อพ่วงจากตัวอย่างเลือดถูก
ถอนตัวจาก 10 คนปกติ ( อายุ 22 ปี ) ,
ใครให้พวกเขาเขียนความยินยอม . ในหลอดทดลอง
ศึกษาได้รับอนุมัติจากคณะกรรมการท้องถิ่น และไม่ได้ต้องการสถาบันคณะกรรมการพิจารณาทบทวน
.
การวิเคราะห์ทางสถิติ เราคาดอัตราส่วนความน่าจะเป็นและ 95 %
ช่วงความเชื่อมั่น ( CIS ) มีความสัมพันธ์กับการอักเสบ
ใช้เมื่อเทียบกับการใช้โดยใช้การถดถอยโลจิสติก
ไม่มีเงื่อนไขกับ statview 5.0.1 ( SAS Institute , แครี่ , North Carolina
) กลไกการควบคุมที่ใช้ในตัวอย่างของเรา
การศึกษา ( ที่รู้จักกันเป็นอุบัติการณ์ของการสุ่มตัวอย่าง ) หมายความว่า
ความน่าจะเป็นของการถูกเลือกให้เป็นการควบคุมสัดส่วน

คนที่เวลาเสี่ยง ( 19 ) ภายใต้การออกแบบนี้เดิมพัน
อัตราส่วนเป็นแบบกำลังสองของอัตราส่วนอัตราอุบัติการณ์ยัง
โดยทั่วไปเรียกว่าเป็น RR . เงื่อนไขการถดถอยโลจิสติก
รุ่นแบ่งสำหรับการจับคู่ที่มีเพศ อายุ และปฏิทิน
ปี ) ผลิตผลที่คล้ายกัน ( ข้อมูลไม่แสดง ) เราใช้
P ค่า 0.05 เป็นเกณฑ์ อย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ เรา
ปรับการจับคู่ตัวแปร ใช้อื่น ๆโรค
( แอสไพริน ยาลดความดันโลหิต ยา ความ อื่น ๆ lipidlowering
ยาในช่องปากเตียรอยด์ และสารพิษ ) , กฤษณา
( เบาหวาน ความดันโลหิตสูง ไขมันในเลือดสูง โรคไขข้ออักเสบรูมาตอยด์ ข้อเข่าเสื่อม ,
, , โลหิตจางโรคหลอดเลือดหัวใจ
[ CAD ] และโรคหลอดเลือดสมอง ) การสูบบุหรี่ ดัชนีมวลร่างกาย
และตัวชี้วัดการใช้ระบบการดูแลสุขภาพ ตัวแปรที่เปลี่ยนมาใช้
ประมาณ 10% หรือมากกว่า
รวมอยู่ในรุ่น multivariable . เฉพาะชั้น
วิเคราะห์ได้ เพศ อายุ และประวัติของ CAD .
การวิเคราะห์การถดถอยเชิงเส้นการใช้ instat
( graphpad ซานดิเอโกแคลิฟอร์เนีย ) เพื่อประเมินความสัมพันธ์ระหว่างความเสี่ยงสัมพัทธ์
ได้จากการศึกษาบางและ
ดัชนี Cox การยับยั้ง NSAIDs แต่ละ .
เส้นโค้งตอบสนองความเข้มข้นเข็มขัด และ ic50 ( ยา
ความเข้มข้นที่จำเป็นสำหรับการได้รับ 50% ของการวิเคราะห์ด้วยค่า )

( graphpad ปริซึม )