AbstractObjective To evaluate the i

Abstract
Objective To evaluate the incremental increase in new onset diabetes from higher potency statins compared with lower potency statins when used for secondary prevention.
Design Eight population based cohort studies and a meta-analysis.
Setting Six Canadian provinces and two international databases from the UK and US.
Participants 136 966 patients aged ≥40 years newly treated with statins between 1 January 1997 and 31 March 2011.
Methods Within each cohort of patients newly prescribed a statin after hospitalisation for a major cardiovascular event or procedure, we performed as-treated, nested case-control analyses to compare diabetes incidence in users of higher potency statins with incidence in users of lower potency statins. Rate ratios of new diabetes events were estimated using conditional logistic regression on different lengths of exposure to higher potency versus lower potency statins; adjustment for confounding was achieved using high dimensional propensity scores. Meta-analytic methods were used to estimate overall effects across sites.
Main outcome measures Hospitalisation for new onset diabetes, or a prescription for insulin or an oral antidiabetic drug.
Results In the first two years of regular statin use, we observed a significant increase in the risk of new onset diabetes with higher potency statins compared with lower potency agents (rate ratio 1.15, 95% confidence interval 1.05 to 1.26). The risk increase seemed to be highest in the first four months of use (rate ratio 1.26, 1.07 to 1.47).
Conclusions Higher potency statin use is associated with a moderate increase in the risk of new onset diabetes compared with lower potency statins in patients treated for secondary prevention of cardiovascular disease. Clinicians should consider this risk when prescribing higher potency statins in secondary prevention patients.
Introduction
Labels on statin medications in the United States now include information concerning glycaemic effects, including diabetes and increases in haemoglobin A1c or fasting plasma glucose. The US Food and Drug Administration approved these labelling changes in February 2012, based mainly on evidence drawn from two meta-analyses of randomised controlled trials.1 The first meta-analysis of statins compared with placebo, conducted by Rajpathak and colleagues,2 included 57 593 patients from six trials and showed a small increase in risk for type 2 diabetes (relative risk 1.13, 95% confidence interval 1.03 to 1.23). The second meta-analysis, reported the following year by Sattar and colleagues, examined the effect of statins on the risk of diabetes in 91 140 patients from 13 trials.3 That meta-analysis showed that statins were associated with a 9% increased risk of diabetes (odds ratio 1.09, 1.02 to 1.17). Preiss and colleagues also compared the risk of diabetes associated with higher potency and lower potency statins in a meta-analysis of 32 752 patients in five trials,4 and found that higher potency statins were associated with a 12% increased risk of diabetes relative to lower potency statins (odds ratio 1.12, 1.04 to 1.22).
The meta-analysis by Preiss et al is of particular relevance to patients treated with statins for secondary prevention of cardiovascular events. Strong, clinically meaningful evidence that shows statins reduce all cause mortality in secondary prevention means that balancing treatment risks with benefits reduces to a question of the potency (and perhaps other properties) of which statin to prescribe rather than a choice between treatment or no treatment. Meta-analyses of statins and total mortality in primary prevention patients have provided conflicting results.5 6 7 While statins are recommended for secondary prevention of cardiovascular events in all patients who tolerate treatment, the incremental increase in diabetes risk with higher potency statins compared with lower potency statins remains to be determined.
Existing clinical trials of statins were not based on real world use, were not specifically designed to assess diabetes endpoints (and all had different and informal ways of identifying diabetes), and were not restricted to secondary prevention of cardiovascular events, where the potential benefit-risk profile is different from that for primary prevention. Furthermore, many studies have not been able to ensure that diabetes cases were truly incident, as diabetes is often asymptomatic and more common among those with cardiovascular disease and other indications for statin therapy. Therefore, the Canadian Network for Observational Drug Effect Studies (CNODES)8 designed a study to evaluate the risk of new diabetes in patients who received higher potency statins as opposed to lower potency statins shortly after a cardiovascular event or procedure. A priori, we expected to observe an association of similar size for secondary prevention (rate ratio of approximately 1.15), based on the existing meta-analyses conducted in patients receiving statins for primary and secondary prevention.4
Methods
Study population
We used a common analytical protocol to conduct population based cohort studies of the association between statins and diabetes in six provinces of Canada (Alberta, Manitoba, Nova Scotia, Ontario, Quebec, and Saskatchewan; source population 13.2 million in 2013), as well as in two international databases (the UK Clinical Practice Research Datalink (CPRD), population 11.6 million; and the US MarketScan database, source population about 70 million). The study populations were patients aged ≥40 years, without previously diagnosed or treated diabetes, and newly prescribed a statin (no prescription for a cholesterol lowering drug in the year before hospitalisation) between 1 January 1997 and 31 March 2011 after a hospitalisation for a major cardiovascular event (myocardial infarction, stroke, coronary artery bypass graft, or percutaneous coronary intervention). In three of the Canadian provinces (Alberta, Ontario, and Nova Scotia) data were available only for patients aged ≥65 years, and in the MarketScan database only data for patients aged

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

บทคัดย่อวัตถุประสงค์เพื่อประเมินโรคเบาหวานเริ่มใหม่จาก statins ศักยภาพสูงเมื่อเทียบกับ statins สมรรถภาพต่ำเมื่อใช้ป้องกันรองเพิ่มเพิ่มประชากรแปดออกแบบการศึกษา cohort และ meta-analysisตั้ง 6 จังหวัดแคนาดาและฐานข้อมูลนานาชาติที่สองจากสหราชอาณาจักรและสหรัฐอเมริกาผู้เข้าร่วม 136 966 ผู้ป่วยอายุ ≥40 ปีใหม่รับ statins ระหว่าง 1 1997 มกราคมและ 31 2554 มีนาคมวิธี cohort แต่ละของผู้ป่วยได้กำหนดเป็นสแตตินหลังจาก hospitalisation สำหรับเหตุการณ์สำคัญหัวใจและหลอดเลือดหรือกระบวนการใหม่ เราดำเนินการในวิเคราะห์ควบคุมกรณี ถือเป็น ซ้อนเพื่อเปรียบเทียบอุบัติการณ์ของโรคเบาหวานในผู้ใช้ของ statins ศักยภาพสูง มีอุบัติการณ์ในผู้ใช้ของต่ำกว่าศักยภาพของ statins อัตราส่วนอัตราของโรคเบาหวานใหม่ถูกประเมินโดยใช้การถดถอยโลจิสติกแบบมีเงื่อนไขบนความยาวแตกต่างกันของการสัมผัสกับศักยภาพสูงกับต่ำกว่าศักยภาพของ statins ปรับปรุง confounding สำเร็จใช้คะแนนมิติสิ่งสูง Meta-ระบบถูกใช้ในการประเมินผลรวมทั้งเว็บไซต์วัดผลหลัก Hospitalisation สำหรับใหม่เริ่มมีอาการโรคเบาหวาน หรือยาอินซูลินหรือยา antidiabetic ปากผลลัพธ์ในสองปีแรกของสแตตินเมื่อใช้เป็นประจำ เราสังเกตการเพิ่มขึ้นอย่างมีนัยสำคัญในความเสี่ยงของโรคเบาหวานเริ่มใหม่ ด้วย statins ศักยภาพสูงเมื่อเทียบกับตัวแทนศักยภาพต่ำ (อัตราอัตรา 1.15 ช่วงความเชื่อมั่น 95% 1.05-1.26) เพิ่มความเสี่ยงดูเหมือนจะสูงที่สุดในสี่เดือนแรกของการใช้ (อัตราอัตรา 1.26, 1.07-1.47)บทสรุปศักยภาพสูงใช้สแตตินจะสัมพันธ์กับการเพิ่มขึ้นปานกลางในความเสี่ยงของโรคเบาหวานใหม่เริ่มเปรียบเทียบกับต่ำกว่าศักยภาพของ statins ในผู้ป่วยที่รับการรักษาโรคหลอดเลือดหัวใจป้องกันรอง Clinicians ควรพิจารณาความเสี่ยงนี้เมื่อกำหนดสูงกว่าศักยภาพของ statins ในผู้ป่วยที่ป้องกันรองแนะนำป้ายชื่อบนสแตตินยาในสหรัฐอเมริกาขณะนี้มีข้อมูลเกี่ยวกับผล glycaemic รวมถึงโรคเบาหวานและเพิ่ม haemoglobin A1c หรืออดอาหารระดับน้ำตาลในพลาสมา เราอาหารและยาอนุมัติเหล่านี้จำกัดการเปลี่ยนแปลงในเดือน 2012 กุมภาพันธ์ ส่วนใหญ่ตามหลักฐานที่ออกจาก meta-วิเคราะห์ที่สองของ trials.1 ควบคุม randomised meta-analysis แรกของ statins เปรียบเทียบกับยาหลอก โดย Rajpathak และเพื่อนร่วมงาน ผู้ป่วย 57 593 รวม 2 จาก 6 ทดลอง และแสดงให้เห็นการเพิ่มขึ้นเล็กในความเสี่ยงสำหรับเบาหวานชนิดที่ 2 (ความเสี่ยงสัมพัทธ์ 1.13 ช่วงความเชื่อมั่น 95% 1.03-1.23) ปีต่อมา Sattar และเพื่อนร่วมงาน การตรวจสอบรายงานสอง meta-analysis ผลของ statins ในความเสี่ยงของโรคเบาหวานในผู้ป่วย 91 140 จาก 13 trials.3 ว่า meta-analysis พบว่า statins เกี่ยวข้องกับความเสี่ยงเพิ่มขึ้น 9% ของโรคเบาหวาน (ราคาต่อรองอัตรา 1.09, 1.02 ความ 1.17) Preiss และเพื่อนร่วมงานยังเปรียบเทียบความเสี่ยงของโรคเบาหวานสัมพันธ์กับศักยภาพที่สูงกว่าและต่ำกว่าศักยภาพของ statins ใน meta-analysis ของผู้ป่วยที่ 32 752 ในการทดลอง 5, 4 และพบว่า สูงกว่าศักยภาพของ statins ได้สัมพันธ์กับความเสี่ยงเพิ่มขึ้น 12% ของโรคเบาหวานสัมพันธ์ต่ำกว่าศักยภาพของ statins (ราคาต่อรองอัตรา 1.12, 1.04-1.22)The meta-analysis by Preiss et al is of particular relevance to patients treated with statins for secondary prevention of cardiovascular events. Strong, clinically meaningful evidence that shows statins reduce all cause mortality in secondary prevention means that balancing treatment risks with benefits reduces to a question of the potency (and perhaps other properties) of which statin to prescribe rather than a choice between treatment or no treatment. Meta-analyses of statins and total mortality in primary prevention patients have provided conflicting results.5 6 7 While statins are recommended for secondary prevention of cardiovascular events in all patients who tolerate treatment, the incremental increase in diabetes risk with higher potency statins compared with lower potency statins remains to be determined.Existing clinical trials of statins were not based on real world use, were not specifically designed to assess diabetes endpoints (and all had different and informal ways of identifying diabetes), and were not restricted to secondary prevention of cardiovascular events, where the potential benefit-risk profile is different from that for primary prevention. Furthermore, many studies have not been able to ensure that diabetes cases were truly incident, as diabetes is often asymptomatic and more common among those with cardiovascular disease and other indications for statin therapy. Therefore, the Canadian Network for Observational Drug Effect Studies (CNODES)8 designed a study to evaluate the risk of new diabetes in patients who received higher potency statins as opposed to lower potency statins shortly after a cardiovascular event or procedure. A priori, we expected to observe an association of similar size for secondary prevention (rate ratio of approximately 1.15), based on the existing meta-analyses conducted in patients receiving statins for primary and secondary prevention.4Methods
Study population
We used a common analytical protocol to conduct population based cohort studies of the association between statins and diabetes in six provinces of Canada (Alberta, Manitoba, Nova Scotia, Ontario, Quebec, and Saskatchewan; source population 13.2 million in 2013), as well as in two international databases (the UK Clinical Practice Research Datalink (CPRD), population 11.6 million; and the US MarketScan database, source population about 70 million). The study populations were patients aged ≥40 years, without previously diagnosed or treated diabetes, and newly prescribed a statin (no prescription for a cholesterol lowering drug in the year before hospitalisation) between 1 January 1997 and 31 March 2011 after a hospitalisation for a major cardiovascular event (myocardial infarction, stroke, coronary artery bypass graft, or percutaneous coronary intervention). In three of the Canadian provinces (Alberta, Ontario, and Nova Scotia) data were available only for patients aged ≥65 years, and in the MarketScan database only data for patients aged <65 years were available. In four sites patient accrual began after 1997.
Data sources
All eight participating sites analysed data from their respective administrative healthcare databases, all of which have been used previously for observational research.9 10 All databases included information on the specific drug dispensed in a prescription, the quantity or days’ supply of medication dispensed (or prescribed in CPRD), and the date of dispensing. In general, physician claims and hospitalisation discharge records included date of service encounter or hospital admission, up to 25 ICD-9 or ICD-10 (international classification of diseases, ninth or 10th revision) diagnosis codes, and procedure and billing codes. Patients who were missing demographic data (sex, <1%; age, <1%) were not included in the analysis, and no imputation methods were used. We assumed that the completeness and misclassification of diagnostic coding in our datasets were similar to those in other administrative databases.
Cohorts of statin treated patients
We conducted as-treated analyses using nested case-control methodology. This type of analytical approach is well suited to studies involving time dependent exposures, and it provides good computational efficiency for analysing rare events in large databases.11 Analyses were undertaken separately at each site according to a common analytical protocol and then meta-analytic methods were used to estimate an overall rate ratio. We assembled secondary prevention cohorts, which included patients who were admitted to a hospital between 1 January 1998 (or one year after the beginning of data availability) and 31 March 2011, who received a coded diagnosis (principal or secondary) for acute myocardial infarction or stroke or a procedure for coronary artery bypass graft or percutaneous coronary intervention during their stay in hospital, who had no record of a diabetes diagnosis during their hospitalisation, and who then received a statin prescription within 90 days after being discharged, having not been prescribed a cholesterol lowering drug in the previous year (World Health Organization Anatomical Therapeutic Class C10, cerivastatin excluded). Patients were required to have a length of stay in hospital for their cohort-defining event or procedure of at least three days and no greater than 30 days. Diagnostic codes for myocardial infarction and stroke and procedural codes for coronary artery bypass graft and percutaneous coronary intervention are listed in the data supplement appendix.
Patients’ cohort entry dates were defined as the date of the first statin prescription after discharge from hospital. We excluded patients if they were <40 years old (or <66 years old in jurisdictions that only had drug data on senior citizens), had less than one year of database history, received any cholesterol lowering drug, or received any diabetes medication or a diabetes diagnosis in the previous year, including diagnoses during their index hospitalisation (drug use in hospital was not available). Our categorisation of daily statin dose was derived from a systematic review and meta-analysis of clinical trials which quantified the effects of statins on serum low density lipoprotein (LDL) cholesterol concentration.12 We defined rosuvastatin ≥10 mg, atorvastatin ≥20 mg, and simvastatin ≥40 mg as higher potency statins, and all other statins were defined as lower potency statins. That analysis showed that statins clustered around three levels of reduction of LDL cholesterol concentration: one group produced an approximate 35% reduction, one reduced concentration by about 45%, and rosuvastatin 80 mg lowered LDL concentration by 60%. This classification is similar to ones used by CNODES and others.13 14 15 We grouped rosuvastatin 80 mg with the middle group since there were relatively few such prescriptions. T

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

บทคัดย่อวัตถุประสงค์เพื่อประเมินเพิ่มขึ้นเพิ่มขึ้นในผู้ป่วยโรคเบาหวานที่เริ่มมีอาการใหม่จากยากลุ่ม statin ความแรงที่สูงขึ้นเมื่อเทียบกับยากลุ่ม statin ที่ต่ำกว่าความแรงเมื่อนำมาใช้ในการป้องกันรอง. ออกแบบแปดประชากรตามการศึกษาการศึกษาและ meta-analysis. ตั้งหกแคนาดาจังหวัดและสองฐานข้อมูลระหว่างประเทศจากสหราชอาณาจักรและ สหรัฐ. ผู้เข้าร่วม 136 966 ผู้ป่วยอายุ≥40ปีที่ได้รับการรักษาด้วยยากลุ่ม statin ใหม่ระหว่าง 1 มกราคมปี 1997 และวันที่ 31 มีนาคม 2011 วิธีการภายในกลุ่มของผู้ป่วยแต่ละคนกำหนดขึ้นใหม่ statin หลังจากรักษาในโรงพยาบาลสำหรับโรคหลอดเลือดหัวใจใหญ่หรือขั้นตอนที่เราดำเนินการตามที่ได้รับการรักษาที่ซ้อนกัน กรณีการควบคุมการวิเคราะห์เพื่อเปรียบเทียบอัตราการเกิดโรคเบาหวานในผู้ที่ใช้ยากลุ่ม statin ความแรงที่สูงขึ้นกับอัตราการเกิดในผู้ที่ใช้ยากลุ่ม statin ที่ต่ำกว่าความแรง อัตราส่วนอัตราการเกิดโรคเบาหวานใหม่ที่ถูกคำนวณโดยใช้วิธีการถดถอยโลจิสติกเงื่อนไขในยาวแตกต่างกันของการสัมผัสกับความแรงที่สูงขึ้นเมื่อเทียบกับยากลุ่ม statin ที่ต่ำกว่าความแรง; ปรับรบกวนก็ประสบความสำเร็จโดยใช้คะแนนนิสัยชอบมิติสูง วิธี Meta วิเคราะห์ถูกนำมาใช้ในการประเมินผลกระทบโดยรวมในเว็บไซต์. วัดที่สำคัญการรักษาพยาบาลสำหรับผู้ป่วยโรคเบาหวานที่เริ่มมีอาการใหม่หรือใบสั่งยาสำหรับอินซูลินหรือในช่องปากยาเบาหวาน. ผลในช่วงสองปีแรกของการใช้ยา statin ปกติเราสังเกตการเพิ่มขึ้นอย่างมีนัยสำคัญ ความเสี่ยงของการเป็นโรคเบาหวานที่เริ่มมีอาการใหม่ที่มีความแข็งแรงสูงกว่ายากลุ่ม statin เมื่อเทียบกับตัวแทนที่ต่ำกว่าความแรง (อัตราส่วนอัตรา 1.15, 95% confidence interval 1.05-1.26) การเพิ่มขึ้นของความเสี่ยงที่ดูเหมือนจะเป็นที่สูงที่สุดในสี่เดือนแรกของการใช้ (อัตราส่วนอัตรา 1.26, 1.07-1.47). สรุปความแรงการใช้ยา statin ที่สูงขึ้นมีความเกี่ยวข้องกับการเพิ่มขึ้นในระดับปานกลางในความเสี่ยงของโรคเบาหวานที่เริ่มมีอาการใหม่เมื่อเทียบกับที่ลดลงยากลุ่ม statin ความแรงในผู้ป่วยที่ได้รับการรักษา สำหรับการป้องกันที่สองของโรคหัวใจและหลอดเลือด แพทย์ควรพิจารณาความเสี่ยงนี้เมื่อกำหนดกลุ่ม statin ความแรงที่สูงขึ้นในผู้ป่วยการป้องกันรอง. บทนำฉลากยา statin ในประเทศสหรัฐอเมริกาในขณะนี้รวมถึงข้อมูลเกี่ยวกับผลกระทบของระดับน้ำตาลในเลือดรวมทั้งโรคเบาหวานและการเพิ่มขึ้นของฮีโมโกล A1c การอดอาหารหรือน้ำตาลในเลือด สหรัฐอเมริกาอาหารและยาได้รับการอนุมัติการเปลี่ยนแปลงการติดฉลากเหล่านี้ในเดือนกุมภาพันธ์ 2012 ตามหลักในหลักฐานที่มาจากสองการวิเคราะห์อภิมาของ trials.1 แบบสุ่มเมตาดาต้าวิเคราะห์แรกของยากลุ่ม statin เทียบกับยาหลอกดำเนินการโดย Rajpathak และเพื่อนร่วมงาน 2 รวม 57 593 ผู้ป่วยจากหกทดลองและแสดงให้เห็นเพิ่มขึ้นเล็กน้อยในความเสี่ยงในการเป็นโรคเบาหวานชนิดที่ 2 (ความเสี่ยง 1.13, 95% confidence interval 1.03-1.23) ประการที่สองการวิเคราะห์อภิมารายงานในปีต่อไปโดย Sattar และเพื่อนร่วมงาน, การตรวจสอบผลกระทบของยากลุ่ม statin ในความเสี่ยงของการเป็นโรคเบาหวานใน 91 140 ผู้ป่วยจาก 13 trials.3 นั่น meta-analysis พบว่ายากลุ่ม statin มีความสัมพันธ์กับ 9% เพิ่มความเสี่ยงของ โรคเบาหวาน (อัตราส่วนราคาต่อรอง 1.09, 1.02-1.17) Preiss และเพื่อนร่วมงานยังเทียบความเสี่ยงของโรคเบาหวานที่เกี่ยวข้องกับความแรงที่สูงขึ้นและต่ำกว่ายากลุ่ม statin ความแรงใน meta-analysis 32 752 ผู้ป่วยในห้าการทดลองที่ 4 และพบว่ายากลุ่ม statin แรงสูงที่เกี่ยวข้องกับ 12% เพิ่มความเสี่ยงของโรคเบาหวานเมื่อเทียบกับที่ลดลง ยากลุ่ม statin แรง (อัตราส่วนราคาต่อรอง 1.12, 1.04-1.22). การวิเคราะห์อภิมาโดย Preiss et al, มีความเกี่ยวข้องโดยเฉพาะอย่างยิ่งกับผู้ป่วยที่รับการรักษาด้วยยากลุ่ม statin สำหรับการป้องกันที่สองของการเกิดโรคหลอดเลือดหัวใจ แรง, หลักฐานทางการแพทย์ที่มีความหมายที่แสดงให้เห็นกลุ่ม statin ลดอัตราการตายจากทุกสาเหตุในการป้องกันรองหมายความว่าสมดุลความเสี่ยงการรักษาที่มีประโยชน์ช่วยลดความแรงของคำถามที่ (และอาจจะคุณสมบัติอื่น ๆ ) ซึ่ง statin กำหนดมากกว่าทางเลือกระหว่างการรักษาหรือการรักษาไม่มี การวิเคราะห์อภิมาของยากลุ่ม statin และเสียชีวิตโดยรวมในผู้ป่วยการป้องกันหลักได้ให้ results.5 ที่ขัดแย้งกัน 6 7 ในขณะที่กลุ่ม statin มีการแนะนำสำหรับการป้องกันที่สองของการเกิดโรคหลอดเลือดหัวใจในผู้ป่วยทุกคนที่ทนต่อการรักษาที่เพิ่มขึ้นเพิ่มขึ้นในความเสี่ยงโรคเบาหวานด้วยยากลุ่ม statin ความแรงที่สูงขึ้นเมื่อเทียบกับที่ลดลง ยากลุ่ม statin แรงยังคงได้รับการพิจารณา. ที่มีอยู่การทดลองทางคลินิกของยากลุ่ม statin ไม่ได้ตามการใช้งานจริงไม่ได้ถูกออกแบบมาโดยเฉพาะเพื่อประเมินปลายทางโรคเบาหวาน (และมีวิธีการที่แตกต่างกันและไม่เป็นทางการในการระบุโรคเบาหวาน) และไม่ได้ถูก จำกัด ให้การป้องกันที่สองของโรคหัวใจและหลอดเลือด เหตุการณ์ที่รายละเอียดผลประโยชน์ที่อาจเกิดความเสี่ยงที่แตกต่างจากที่หลักในการป้องกัน นอกจากนี้การศึกษาจำนวนมากยังไม่ได้รับสามารถที่จะให้แน่ใจว่ากรณีผู้ป่วยโรคเบาหวานที่มีเหตุการณ์ที่เกิดขึ้นอย่างแท้จริงเช่นโรคเบาหวานมักจะเป็นอาการที่พบบ่อยและมากขึ้นในหมู่ผู้ที่มีโรคหัวใจและหลอดเลือดและตัวชี้วัดอื่น ๆ สำหรับการรักษาด้วยยา statin ดังนั้นแคนาดาเครือข่ายสำหรับการสังเกตผลการศึกษายาเสพติด (CNODES) 8 ได้รับการออกแบบการศึกษาเพื่อประเมินความเสี่ยงของโรคเบาหวานใหม่ในผู้ป่วยที่ได้รับยากลุ่ม statin ที่สูงขึ้นแรงเมื่อเทียบกับยากลุ่ม statin ลดความแรงไม่นานหลังจากที่เหตุการณ์หัวใจและหลอดเลือดหรือขั้นตอนที่ เบื้องต้นเราคาดว่าจะสังเกตเห็นความสัมพันธ์ของขนาดใกล้เคียงกันสำหรับการป้องกันทุติยภูมิ (อัตราส่วนอัตราประมาณ 1.15) บนพื้นฐานของการวิเคราะห์เมตาที่มีอยู่ดำเนินการในกลุ่ม statin ป่วยที่ได้รับสำหรับประถมศึกษาและมัธยมศึกษา prevention.4 วิธีประชากรการศึกษาเราใช้ร่วมกันวิเคราะห์โปรโตคอลที่จะดำเนินประชากรตามการศึกษาการศึกษาของสมาคมระหว่างกลุ่ม statin และโรคเบาหวานในหกจังหวัดของแคนาดา (อัลเบอร์ต้าแมนิโทบาโนวาสโกเชีย, Ontario, ควิเบกและแคตเชวัน; แหล่งประชากร 13,200,000 ในปี 2013) เช่นเดียวกับในสองฐานข้อมูลระหว่างประเทศ ( วิจัยคลินิกสหราชอาณาจักรปฏิบัติ Datalink (CPRD) ประชากร 11,600,000 และฐานข้อมูล MarketScan สหรัฐอเมริกาแหล่งที่มาของประชากรประมาณ 70 ล้านบาท) ประชากรศึกษาเป็นผู้ป่วยอายุ≥40ปีที่ผ่านมาก่อนหน้านี้โดยไม่ได้รับการวินิจฉัยหรือการรักษาโรคเบาหวานและกำหนดขึ้นใหม่ statin (ไม่มีใบสั่งยาสำหรับลดคอเลสเตอรอลยาเสพติดในปีก่อนที่จะรักษาในโรงพยาบาล) ระหว่าง 1 มกราคมปี 1997 และ 31 มีนาคม 2011 หลังจากการรักษาในโรงพยาบาลเป็นเวลาที่สำคัญ โรคหลอดเลือดหัวใจ (หัวใจ, โรคหลอดเลือดสมอง, หลอดเลือดหัวใจผ่าตัดทำทางเบี่ยงหรือแทรกแซงหัวใจลวด) ในสามจังหวัดแคนาดา (อัลเบอร์ต้า, ออนและโนวาสโก) ข้อมูลคือใช้ได้เฉพาะสำหรับผู้ป่วยที่อายุ≥65ปีและในฐานข้อมูล MarketScan เฉพาะข้อมูลสำหรับผู้ป่วยที่อายุ <65 ปีที่มีอยู่ ในสี่เว็บไซต์ของผู้ป่วยคงค้างหลังจากที่เริ่มปี 1997 แหล่งที่มาของข้อมูลทั้งหมดแปดไซต์ที่เข้าร่วมวิเคราะห์ข้อมูลจากฐานข้อมูลด้านการดูแลสุขภาพการบริหารของตนซึ่งทั้งหมดได้ถูกนำมาใช้ก่อนหน้านี้สำหรับ research.9 สังเกตการณ์ 10 ฐานข้อมูลทั้งหมดรวมถึงข้อมูลเกี่ยวกับยาเสพติดที่เฉพาะเจาะจงจ่ายในใบสั่งยา ปริมาณอุปทานหรือวันจ่ายของยา (หรือที่กำหนดไว้ใน CPRD) และวันที่จ่าย โดยทั่วไปแพทย์การเรียกร้องและมีการบันทึกการปล่อยรักษาในโรงพยาบาลรวมถึงวันที่ของการให้บริการการเผชิญหน้าหรือเข้ารับการรักษาในโรงพยาบาลถึง 25 ICD-9 หรือ ICD-10 (จำแนกระหว่างประเทศของโรคหรือการแก้ไขที่เก้า 10) รหัสการวินิจฉัยและขั้นตอนและรหัสการเรียกเก็บเงิน ผู้ป่วยที่หายไปข้อมูลประชากร (เพศ <1%; อายุ <1%) ไม่ได้ถูกรวมในการวิเคราะห์และไม่มีวิธีการใส่ร้ายถูกนำมาใช้ เราสันนิษฐานว่าครบถ้วนและจำแนกของการเข้ารหัสการวินิจฉัยในชุดข้อมูลของเรามีความคล้ายคลึงกับผู้ที่อยู่ในฐานข้อมูลการบริหารอื่น ๆ . ผอง statin ของการรักษาผู้ป่วยเราดำเนินการตามที่ได้รับการรักษาโดยใช้วิธีการวิเคราะห์กรณีการควบคุมที่ซ้อนกัน ประเภทของวิธีการวิเคราะห์นี้เป็นอย่างดีเหมาะกับการศึกษาเกี่ยวกับความเสี่ยงขึ้นอยู่กับเวลาและให้ประสิทธิภาพการประมวลผลที่ดีสำหรับการวิเคราะห์เหตุการณ์ที่เกิดขึ้นได้ยากในการวิเคราะห์ databases.11 ขนาดใหญ่ถูกนำไปแยกที่แต่ละเว็บไซต์ตามการวิเคราะห์โปรโตคอลที่พบบ่อยและวิธีการเมตาจากนั้นวิเคราะห์ได้ ใช้ในการประมาณการอัตราส่วนอัตราโดยรวม เราประกอบผองป้องกันรองซึ่งรวมถึงผู้ป่วยที่เข้ารับการรักษาที่โรงพยาบาลระหว่าง 1 มกราคม 1998 (หรือหนึ่งปีหลังจากที่จุดเริ่มต้นของความพร้อมข้อมูล) และวันที่ 31 มีนาคม 2011 ที่ได้รับการวินิจฉัยรหัส (เงินต้นหรือรอง) สำหรับกล้ามเนื้อหัวใจตายเฉียบพลันหรือ โรคหลอดเลือดสมองหรือขั้นตอนการผ่าตัดทำทางเบี่ยงหลอดเลือดหัวใจหรือหลอดเลือดหัวใจลวดระหว่างการเข้าพักของพวกเขาในโรงพยาบาลที่มีการบันทึกการวินิจฉัยโรคเบาหวานที่ไม่มีในโรงพยาบาลของพวกเขาและผู้ที่ได้รับใบสั่งยา statin ภายใน 90 วันหลังจากที่ถูกปล่อยออกมาได้ไม่ได้รับการกำหนด ลดคอเลสเตอรอลยาเสพติดในปีที่ผ่านมา (องค์การอนามัยโลกในการรักษาระดับกายวิภาค C10, cerivastatin ยกเว้น) ผู้ป่วยจะต้องมีความยาวในการเข้าพักในโรงพยาบาลสำหรับเหตุการณ์การศึกษากำหนดหรือขั้นตอนของการอย่างน้อยสามวันและไม่เกิน 30 วัน รหัสการวินิจฉัยสำหรับกล้ามเนื้อหัวใจตายและโรคหลอดเลือดสมองและรหัสสำหรับขั้นตอนการผ่าตัดทำทางเบี่ยงหลอดเลือดหัวใจและหลอดเลือดหัวใจลวดมีการระบุไว้ในภาคผนวกเสริมข้อมูล. ผู้ป่วยวันที่เข้าศึกษาได้รับการกำหนดให้เป็นวันที่มีใบสั่งยา statin แรกหลังจากออกจากโรงพยาบาล เราได้รับการยกเว้นผู้ป่วยว่าพวกเขา <40 ปี (หรือ <66 ปีในเขตอำนาจศาลที่มีเพียงข้อมูลยาเสพติดในผู้สูงอายุ) มีน้อยกว่าหนึ่งปีของประวัติศาสตร์ฐานข้อมูลที่ได้รับคอเลสเตอรอลใด ๆ ลดยาเสพติดหรือได้รับยารักษาโรคเบาหวานหรือใด ๆ การวินิจฉัยโรคเบาหวานในปีที่ผ่านมารวมทั้งการวินิจฉัยในโรงพยาบาลดัชนี (การใช้ยาในโรงพยาบาลก็ไม่สามารถใช้ได้) การจัดหมวดหมู่ของเรายา statin ในชีวิตประจำวันที่ได้มาจากการตรวจสอบระบบและ meta-analysis การทดลองทางคลินิกที่ปริมาณผลกระทบของยากลุ่ม statin ในซีรั่มความหนาแน่นต่ำไลโปโปรตีน (LDL) คอเลสเตอรอล concentration.12 เรากำหนด rosuvastatin ≥10มิลลิกรัม atorvastatin ≥20มก. และ simvastatin ≥40 mg เป็นยากลุ่ม statin ความแรงที่สูงขึ้นและกลุ่ม statin อื่น ๆ ได้รับการกำหนดให้เป็นยากลุ่ม statin ที่ต่ำกว่าความแรง การวิเคราะห์ที่แสดงให้เห็นว่ายากลุ่ม statin คลัสเตอร์รอบสามระดับของการลดลงของความเข้มข้นของคอเลสเตอรอล: กลุ่มหนึ่งที่ผลิตลดลงประมาณ 35% ซึ่งเป็นหนึ่งในความเข้มข้นลดลงประมาณ 45% และ 80 มิลลิกรัม rosuvastatin ความเข้มข้นของ LDL ลดลง 60% การจัดหมวดหมู่นี้จะคล้ายกับคนที่ใช้โดย CNODES และ others.13 14 15 เราจัดกลุ่ม rosuvastatin 80 มก. กับกลุ่มกลางเนื่องจากมีใบสั่งยาดังกล่าวค่อนข้างน้อย T

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

นามธรรม
วัตถุประสงค์เพื่อประเมินเพิ่มส่วนโรคเบาหวานมีอาการจากที่สูงลงมาที่ต่ำลงมา เมื่อเทียบกับศักยภาพความแรงเมื่อใช้ในการป้องกันทุติยภูมิ .
ออกแบบ 8 ประชากรที่ใช้ศึกษา การศึกษาและการวิเคราะห์อภิมาน .
ตั้งหกแคนาดาจังหวัดและนานาชาติ 2 ฐานข้อมูลจากอังกฤษและสหรัฐ
ผู้เข้าร่วม 136 966 ผู้ป่วยอายุ 40 ปี ได้รับความ≥ใหม่ระหว่างวันที่ 1 มกราคม 2540 ถึง 31 มีนาคม 2554 .
วิธีภายในแต่ละเพื่อนร่วมงานของผู้ป่วยใหม่ สั่งยา หลังจากเข้าโรงพยาบาลเป็นสาขาโรคหัวใจและหลอดเลือดเหตุการณ์หรือขั้นตอนที่เราดำเนินการ เช่น การรักษาด้วยการวิเคราะห์เปรียบเทียบอุบัติการณ์ของโรคเบาหวานในกลุ่มผู้ใช้ที่มีศักยภาพสูงลงมาเกิดในผู้ใช้ของความแรงต่ำ อัตราสัดส่วนของกิจกรรมเบาหวานใหม่วิธีถดถอยโลจิสติกเงื่อนไขในความยาวที่แตกต่างกันของแสงสูงกว่า เมื่อเทียบกับศักยภาพลดความแรงลงมา การปรับตัวเพื่อเพิ่มโอกาสเสี่ยงมีความสูงขนาดความโน้มเอียงการใช้คะแนนวิธีการวิเคราะห์เมตาเพื่อใช้ประมาณการโดยรวมผลในเว็บไซต์ .
hospitalisation การวัดผลหลักสำหรับผู้ป่วยโรคเบาหวานมีอาการหรือยาอินซูลินหรือยากว่าปาก .
ผลลัพธ์ใน 2 ปีแรกของการใช้ยาทั่วไป เราสังเกตอย่างมีนัยสำคัญเพิ่มความเสี่ยงของโรคเบาหวานที่เกิดใหม่ที่มีศักยภาพสูงลงมาเทียบกับตัวแทน ศักยภาพต่ำ ( อัตรา 1 .15 , ช่วงความเชื่อมั่น 95% 1.05 1.27 ) ความเสี่ยงเพิ่มดูเหมือนจะสูงที่สุดในช่วง 4 เดือนแรกของการใช้ ( อัตราส่วนอัตรา 1.26 , 1.07 ถึง 1.47 ) .
สรุปศักยภาพสูงกว่าใช้สแตตินมีความเกี่ยวข้องกับความเสี่ยงของโรคเบาหวานเพิ่มขึ้นปานกลางในการลดความแรงลงมาใหม่เมื่อเทียบกับในการรักษาสำหรับการป้องกันทุติยภูมิของโรคหัวใจและหลอดเลือดแพทย์ควรพิจารณาความเสี่ยงนี้เมื่อกำหนดความแรงความสูงในผู้ป่วยการป้องกันทุติยภูมิ .

ป้ายยาเบื้องต้นในยาในสหรัฐอเมริกาในขณะนี้รวมถึงข้อมูลเกี่ยวกับผลไกลซีมิก ได้แก่ โรคเบาหวาน และเพิ่มฮีโมโกลบิน A1C ระดับน้ำตาลหรือ . สหรัฐอเมริกาอาหารและยาอนุมัติฉลาก การเปลี่ยนแปลงเหล่านี้ในเดือนกุมภาพันธ์ 2555ขึ้นอยู่กับหลักฐานที่ได้มาจากสองโดยวิธีการวิเคราะห์เมต้าของการทดลองควบคุม Randomised 1 แรกการวิเคราะห์ความเมื่อเทียบกับยาหลอก จัดโดย rajpathak และเพื่อนร่วมงาน 2 รวม 57 593 จากผู้ป่วย 6 การทดลองและพบเพิ่มขึ้นเล็กน้อยในความเสี่ยงสำหรับโรคเบาหวานชนิดที่ 2 ( เทียบความเสี่ยง 1.13 , ช่วงความเชื่อมั่น 95% 1.03 1.23 ) โดยการวิเคราะห์อภิมาน 2รายงานว่าในปีต่อไป โดย sattar และเพื่อนร่วมงานตรวจสอบผลของความบนความเสี่ยงของโรคเบาหวานใน 91 140 จากผู้ป่วย 13 การทดลอง ที่ 3 การวิเคราะห์พบว่ามีความเชื่อมโยงกับความเสี่ยงที่เพิ่มขึ้นของโรคเบาหวานร้อยละ 9 ( Odds Ratio 1.09 , 1.02 ถึง 1.17 )preiss และเพื่อนร่วมงานเปรียบเทียบความเสี่ยงของโรคเบาหวานที่เกี่ยวข้องกับที่สูงขึ้นซึ่งความความแรงลดลงในการวิเคราะห์อภิมาน 32 752 ราย ห้าการทดลอง 4 และพบว่าสูงกว่าศักยภาพความสัมพันธ์กับความเสี่ยงที่เพิ่มขึ้นของโรคเบาหวาน 12% เทียบกับลดความแรงลงมา ( Odds Ratio 1.12 , 1.04
1.22 )ในการวิเคราะห์โดยเฉพาะ preiss et al มีความเกี่ยวข้องกับการรักษาความป้องกันทุติยภูมิของกิจกรรมหัวใจและหลอดเลือด แข็งแรงความหมายและหลักฐานที่แสดงให้เห็นความลดอัตราการตายของสาเหตุทั้งหมดในการป้องกันทุติยภูมิหมายความว่าการรักษาที่มีประโยชน์ช่วยลดความเสี่ยงกับคำถามของความแรง ( และบางที คุณสมบัติอื่น ๆ ) ซึ่งสตาลินาแทนที่จะเลือกระหว่างการรักษาหรือไม่รักษาการวิเคราะห์ความเมตาและอัตราการตายรวมในผู้ป่วยระดับปฐมภูมิได้ให้ผลที่ขัดแย้งกัน ลงมาเป็น 5 6 7 ในขณะที่แนะนำสำหรับการป้องกันทุติยภูมิของโรคหลอดเลือดหัวใจในผู้ป่วยทุกคนที่ทนการรักษา เพิ่มความเสี่ยงเบาหวานเพิ่มสูงขึ้นเมื่อเทียบกับความแรงลดความแรงลงมาลงมายังคงที่จะตัดสินใจ .