Wskaźniki rokowania w negatywnym raku piersi cd

Odsetek jąder w frakcji fazy S obliczono planemetrycznie.19 Analiza statystyczna
Wartość czynników prognostycznych (współzmiennych) została określona zgodnie z modelami statystycznymi i metodami analizy danych w czasie do niepowodzenia leczenia, z wykorzystaniem pakietu statystycznego BMDP (BMDP Statistical Software, Los Angeles). Przeżywalność wyrażono jako liczbę miesięcy od daty pierwotnej operacji do wystąpienia zdarzenia20 i analizowano ją na cztery sposoby: jako całkowite przeżycie, w oparciu o zgony z dowolnej przyczyny; jako czas przeżycia z rakiem piersi, w oparciu o zgon z powodu lub z zaawansowanym rakiem piersi; jako czas wolny od choroby, w oparciu o obecność klinicznie potwierdzonej, odległej, lokalnej lub regionalnej nawrotu; oraz jako przeżycie wolne od choroby odległej, w oparciu o obecność potwierdzonego klinicznie odległego nawrotu.
Analiza statystyczna obejmowała zarówno zmienne ciągłe, jak i dyskretne, z których wszystkie zostały uznane za stałe (nie zależne od czasu). Aby uzyskać optymalną kategoryzację ciągłych zmiennych towarzyszących, dokonano porównania jednowymiarowego z wartościami chi-kwadrat, 21 z różnymi poziomami odcięcia dla wartości zarówno receptora hormonu, jak i fazy S. Wartość prognostyczną różnych zmiennych towarzyszących oceniano za pomocą oszacowania limitu dotyczącego funkcji przeżycia.22 Różnice między funkcjami przeżycia oceniano za pomocą testu log-rank23 i potwierdzano za pomocą uogólnionego testu Wilcoxona.
Wielowymiarowe analizy przeżycia przeprowadzono przy użyciu modelu proporcjonalnych hazardów Coxa. 24 Współzmienne zostały wybrane krokowo (z powrotem do przodu), z zastosowaniem współczynnika maksymalnego prawdopodobieństwa. Wartość AP wynosząca 0,15 została przyjęta jako granica włączenia zmiennej współzmiennej. Założenia modelu proporcjonalnych zagrożeń zostały sprawdzone przez wykreślenie dziennika funkcji skumulowanego zagrożenia.
Indeks prognostyczny został skonstruowany na podstawie wyników analiz wieloczynnikowych w odniesieniu do przeżycia wolnego od choroby odległej. Ostatecznie, obserwowany całkowity czas przeżycia w różnych grupach prognostycznych porównano z oczekiwanym przeżyciem w ogólnej populacji szwedzkiej w porównywalnym wieku.25 Korelacje wyrażono jako współczynniki korelacji rang Spearmana (rs).
Wyniki
Mediana czasu obserwacji wynosiła 48 miesięcy (zakres od 24 do 70); na podstawie ich ostatniej odnotowanej oceny kontrolnej, 276 pacjentów (75 procent) było żywe i nie było nawrotów. Tabela podsumowuje charakterystykę i leczenie pacjentów oraz obserwowane zdarzenia.
Korelacja współzmiennych
Wiek korelował z zawartością receptora estrogenu (rs = 0,39, P <0,0005) i zawartością receptora progesteronu (rs = 0,10, P = 0,03). Było odwrotnie proporcjonalne do frakcji fazy S (rs = -0,20, P <0,0005) i niediploidii (rs = -0,10, P = 0,04), chociaż jej związek z niedeploidalnością był słaby.
Wielkość guza korelowała słabo z frakcją fazy S (rs = 0,16, P = 0,03) i była odwrotnie proporcjonalna do zawartości receptora estrogenu (rs = -0,21, P <0,0005) i zawartości receptora progesteronu (rs = -0,18, P <0,0005). Wartości receptora estrogenu i receptora progesteronu były silnie skorelowane (rs = 0,60, P <0,0005). Wartości frakcji fazy S były odwrotnie proporcjonalne do zawartości receptora estrogenu (rs = -0,30, P <0,0005) i zawartości receptora progesteronu (rs = -0,26, P <0,0005) [hasła pokrewne: apo napro cena, wałeczki ziarniste w moczu, diastaza we krwi ]