Skomputeryzowana randomizacja została przeprowadzona centralnie za pośrednictwem bezpiecznego obiektu internetowego z wykorzystaniem minimalizacji w celu zrównoważenia przydziału grupy badawczej zgodnie z liczbą wcześniejszych poronień (3 lub .4), wieku matek (.35 lub> 35 lat), obecności lub nieobecności jajników policystycznych i wskaźnik masy ciała (BMI [waga w kilogramach podzielona przez kwadrat wysokości w metrach], .30 lub> 30). Wygląd, droga i czas podawania badanych leków były identyczne w grupach otrzymujących placebo i progesteron. Uczestnicy, lekarze i pielęgniarki próbne nie były świadome zadań grupy badawczej podczas całego badania. Mierniki rezultatu
Pierwszorzędową miarą wyniku były porody na żywo po 24 zakończonych tygodniach ciąży. Drugorzędne wyniki obejmowały ciążę kliniczną (obecność co najmniej worka ciążowego) w 6 do 8 tygodni, trwającą ciążę z płodową czynnością serca w 12 tygodniu, poronienie (utrata ciąży przed 24 tygodniem ciąży), tydzień ciąży po porodzie, przeżycie 28 dni życia noworodków i wrodzone nieprawidłowości (w szczególności anomalie narządów płciowych, ponieważ pojawiły się obawy o możliwe zwiększone ryzyko spodziectwa przy użyciu pewnych analogów progesteronu6). Wyniki badawcze obejmowały stany położnicze, takie jak stan przedrzucawkowy, mały rozmiar w wieku ciążowym (<10 centyl na masę urodzeniową), przedterminowe przedoperacyjne pęknięcie błon, krwotok przedporodowy i sposób porodu, a także zmienne noworodkowe, takie jak masa urodzeniowa, tętnicza i żylna pH, oceny Apgar i potrzeba wsparcia wentylacji.
Analiza statystyczna
Wyliczyliśmy, że dla każdej grupy badawczej potrzebowalibyśmy przypisać 376 kobiet, aby mieć 80% mocy do wykrycia minimalnie istotnej absolutnej różnicy wynoszącej 10 punktów procentowych między grupą progesteronową a grupą placebo w odniesieniu do wskaźnika żywych urodzeń po 24 tygodnie (od 60% do 70%, iloraz szans, 1,56), na poziomie alfa 0,05. W badaniu wzięliśmy pod uwagę 790 kobiet, które odpowiadają za 5% straty w obserwacji.
Kategoryczne dane bazowe były zgłaszane jako liczby bezwzględne i procenty. Normalnie rozproszone zmienne ciągłe podsumowano jako średnie z odchyleniami standardowymi, a zmienne ciągłe o rozkładzie nieregularnym podano jako mediany z przedziałami kwartylowymi. Analizy przeprowadzono zgodnie z zasadą zamiaru leczenia. Regresja binarna z funkcją log-link została wykorzystana do określenia względnych wskaźników dla pierwotnego wyniku i innych wyników binarnych, z korektą dla zmiennych minimalizujących. Ciągłe wyniki analizowano jako średnie różnice lub stosunki, odpowiednio.
Pierwotny punkt końcowy analizowano za pomocą wieloczynnikowej regresji logistycznej w trzech wcześniej określonych podgrupach zdefiniowanych w zależności od wieku matki (.35 vs.> 35 lat), liczby poprzednich poronień (3 vs. .4) oraz obecności lub braku zespołu policystycznego. jajników, a także w trzech dodatkowych podgrupach post hoc zdefiniowanych w zależności od wieku rozpoczęcia leczenia (<5 tygodni 0 dni vs. .5 tygodni 0 dni), BMI (.30 vs.> 30) i kraju (Wielka Brytania vs. Holandia ). W każdej analizie podgrupy najpierw używaliśmy testu chi-kwadrat do interakcji, aby określić, czy wpływ progesteronu i placebo był różny w dowolnej z podgrup.
Tymczasowe analizy głównych punktów bezpieczeństwa i skuteczności zostały dwukrotnie przeprowadzone w imieniu komitetu monitorującego dane i bezpieczeństwa
[podobne: laserowe obkurczanie pochwy, terapia cranio-sacralna, dygestorium ]