$$\rightleftharpoonup{xx}$$
$$\longleftharp{xx}$$,
$$\longrightharp{xx}$$,
Badanie kliniczne zostało przeprowadzone zgodnie z zasadami etycznymi określonymi w Deklaracji Helsińskiej i zatwierdzone przez Komisję Etyki Szpitala Ludowego Powiatu Haiyan (nr Zatwierdzenia: 2025-17).
Ocena i selekcja uczestników badania
Dane kliniczne dla wszystkich pacjentów z BPH zostały pobrane z elektronicznego systemu dokumentacji medycznej szpitala, obejmując okres od stycznia 2020 do marca 2021.
PSM zastosowano metodą 1:1 najbliższego sąsiada do ograniczenia potencjalnych czynników zakłócających i błędu selekcyjnego inherentnego w projektach retrospektywnych.
Proces dopasowywania zaowocował ostateczną kohortą 120 pacjentów, po 60 pacjentów w każdej grupie. Pacjenci z brakującymi danymi w dowolnym zaplanowanym momencie, w tym na poziomie wyjściowym 6, 12, 24 lub 36 miesięcy, zostali wykluczeni z analizy. W konsekwencji wszyscy 120 dopasowanych pacjentów miało pełne dane obserwacyjne. Jak pokazano na Rysunku 1, przepływ pracy badania obejmował przesiewowe badania pacjentów, PSM oraz ostateczną alokację kohort.
Zastosowano następujące kryteria włączenia do przesiewu potencjalnych uczestników. Diagnoza spełniała kryteria chińskich wytycznych dotyczących diagnozy i leczenia BPH. Wiek pacjenta został zweryfikowany na 50–80 lat, z IPSS ≥ 8, poziomem PSA > 1,4 ng/mL oraz PV ≥ 40 mL mierzonym USG przezrektu. Potwierdzono Qmax ≤ 15 mL/s. Dobrowolny udział oraz podpisana świadoma zgoda zostały również zweryfikowane.
Zastosowano następujące kryteria wykluczenia. Pacjenci z współistniejącymi rakiem prostaty, infekcją dróg moczowych, kamieniami neurogenicznymi lub pęcherzem moczowym zostali wykluczeni. Pacjenci z wywiadem operacji prostaty lub wcześniejszym leczeniem inhibitorami 5α-reduktazy lub blokerami α1 zostali wykluczeni. Pacjenci z ciężką niewydolnością serca, wątroby lub nerek, takimi jak kreatynina w surowicy > 2,0 mg/dL, zostali wykluczeni. Pacjenci z znaną alergią na chlorowodorek terazozyny lub finasteryd, a także ci z współistniejącymi ciężkimi chorobami psychicznymi lub przewidywaną słabą zgodnością, również zostali wykluczeni.
Po zapisaniu się zdefiniowano następujące kryteria rezygnacji ze studiów. Pacjenci, którzy ostatecznie nie spełnili wszystkich kryteriów włączenia lub mieli krytycznie niepełne informacje, zostali wykluczeni z ostatecznej analizy. Pacjenci, którzy wykazali słabe przestrzeganie leków lub dobrowolnie wycofali się z badania, zostali wykluczeni. Pacjenci, u których w okresie badania wystąpiły nagłe wystąpienia innych poważnych chorób, zostali wykluczeni. Pacjenci, u których rozwinęły się poważne problemy psychologiczne lub emocjonalne uniemożliwiające dalszy udział, byli wykluczani. Pacjenci, którzy przeszli zmianę leczenia, na przykład dodanie nowego zabiegu chirurgicznego, również byli wykluczani.
Wymagana wielkość próby została obliczona przed dopasowaniem. Obliczenia wielkości próby a priori zostały wykonane za pomocą dedykowanego oprogramowania. Zastosowano model t-test z niezależnymi próbkami. Rozmiar efektu (d) został ustawiony na 0,5, poziom istotności (alfa) na 0,05 (dwustronny), a pożądana moc statystyczna (1-β) na 0,8. Obliczona wielkość próby została zawyżona, aby uwzględnić szacowany wskaźnik utraty danych na poziomie 10% oraz potencjalne straty podczas procesu PSM. Wstępne obliczenia wskazywały na potrzebę 54 uczestników na grupę, co daje łączną wielkość próby 108. Ostateczna grupa została rozszerzona do 120 osób, aby spełnić wymagania statystyczne.
Przypisanie i wykonanie protokołu leczenia
Szczegóły leczenia specyficzne dla pacjenta zostały zidentyfikowane i zebrane na podstawie danych z elektronicznej dokumentacji medycznej (EMR).
U pacjentów przydzielonych do grupy terapii mieszanej potwierdzono podawanie chlorku terazozyny (2 mg) doustnie raz dziennie przed snem oraz finasteridu (5 mg) doustnie raz dziennie rano w dokumentacji.
U pacjentów przydzielonych do grupy monoterapii potwierdzono podawanie finasterydu (5 mg) doustnie raz dziennie rano.
Okres leczenia został zdefiniowany jako 12 miesięcy, a całkowity okres obserwacji na 36 miesięcy. Pacjenci zostali poinstruowani, aby nie przyjmowali żadnych innych leków wpływających na funkcje układu moczowego lub hormony płciowe podczas badania.
Zbieranie danych do miar wyników
Wszystkie dane z badań zostały zebrane retrospektywnie z elektronicznych dokumentacji instytucjonalnych, baz danych laboratoryjnych oraz systemów dokumentacji pielęgniarskiej.
Dane dla głównych miar wyników zostały zebrane na początku 6, 12, 24 i 36 miesięcy. Poziomy hormonów płciowych, w tym dihydrotestosteronu, testosteronu w surowicy i estradiolu, zostały wyodrębnione i zarejestrowane. Metryki funkcji kontroli moczu, w tym liczba epizodów nietrzymania moczu w ciągu 24 godzin oraz wynik ICIQ-SF, również zostały wyodrębnione i zarejestrowane.
Dane dla wtórnych miar wyników zbierano w tych samych punktach czasowych: w wieku 6, 12, 24 i 36 miesięcy. IPSS, Qmax, PVR i PV zostały wyodrębnione i zarejestrowane. Wszystkie zgłoszone zdarzenia niepożądane, takie jak zawroty głowy, niedociśnienie czy zaburzenia seksualne, zostały wyodrębnione i zarejestrowane z formularzy raportów o zdarzeniach niepożądanych, wraz z istotnymi wskaźnikami funkcji wątroby i nerek z raportów laboratoryjnych.
Analiza statystyczna
Wszystkie analizy statystyczne przeprowadzano przy użyciu dedykowanego oprogramowania. Aby złagodzić błędy selekcji, wykonano PSM 1:1 najbliższego sąsiada bez wymiany. Wynik skłonności oszacowano za pomocą modelu regresji logistycznej, z przypisaniem terapii, zdefiniowanym jako terapia skojarzona kontra monoterapia, jako zmienną zależną. Na podstawie klinicznej wiarygodności i wcześniejszej literatury wprowadzono następujące podstawowe kowarianty: wiek, BMI, IPSS, Qmax, PVR, PV, PSA, białko C-reaktywne, całkowity testosteron, estradiol, DHT, epizody nietrzymania moczu trwające 24 godziny oraz wynik ICIQ-SF. Dopasowanie wykonano na logicie wyniku skłonności przy użyciu kalipera 0,0224. Saldo po dopasowaniu oceniano za pomocą standaryzowanych średnich różnic (SMD), przy czym SMD < 0,1 wskazywało na znikome nierównowagę. Jak pokazano w Tabeli 1, wszystkie SMD po dopasowaniu miały < 0,1, co potwierdza odpowiednią kontrolę zakłóceń.
Ciągłe zmienne testowano pod kątem normalności za pomocą testu Shapiro-Wilka. Do porównań bazowych między dopasowanymi grupami przedstawiono zmienne ciągłe o rozkładzie normalnym jako średnią ± odchyleniu standardowym (x̄ ± s) i porównano je za pomocą testu t w parach, aby uwzględnić dopasowane pary. Zmienne kategoryczne przedstawiono jako liczby i procenty [n (%)] i porównano je za pomocą testu McNemara dla danych binarnych w parach.
Dla wyników podłużnych mierzonych w wielu punktach czasowych, w tym na poziomie wyjściowym 6, 12, 24 i 36 miesięcy, zastosowano liniowe modele o efektach mieszanych, gdzie grupa leczona, czas i ich interakcje były efektami stałymi, a badani losowymi przecięciami. To podejście uwzględniało dopasowany projekt i korelację wewnątrz podmiotu. Gdy było to stosowne, przeprowadzono porównania post-hoc z korektą Bonferroniego.
Wszystkie testy statystyczne przeprowadzono dwustronnie. Wartość P mniejsza niż 0,05 została zdefiniowana jako próg istotności statystycznej.