Podpis ekspresji genowej jako predyktor przeżycia w raku piersi czesc 4

Udostępniamy również wyniki walidacji uwzględniające tylko nowe próbki. Korelacja danych mikromacierzy z profilem prognostycznym
Dla każdego z 234 guzów od pacjentów, którzy nie byli uwzględnieni w poprzednim badaniu, obliczyliśmy współczynnik korelacji poziomu ekspresji 70 genów z wcześniej określonym średnim profilem tych genów w nowotworach od pacjentów z dobrym rokowaniem (C1 ) .9 Pacjent ze współczynnikiem korelacji większym niż 0,4 (próg w poprzednim badaniu z 78 guzów, który dawał 10 procent wyników fałszywie ujemnych) został następnie przypisany do grupy z dobrym rokowaniem, a wszystkie inni pacjenci zostali przydzieleni do grupy ze złym rokowaniem. W przypadku 61 pacjentów z ujemną chorobą węzłów chłonnych, którzy byli uwzględnieni w poprzednim badaniu, użyliśmy wartości odcięcia 0,55 (odpowiadającej progowi, który spowodował 10-procentowy poziom wyników fałszywie ujemnych w kwalifikowanej krzyżowo klasyfikacji w naszym badaniu). poprzednie badanie) .9
Projekt badania
Projekt badań, wybór pacjentów, izolacja RNA z materiału nowotworowego, analizy histopatologiczne, opis kliniczny i interpretacja kliniczna zostały przeprowadzone w Holenderskim Instytucie Raka. Amplifikację RNA i hybrydyzację mikromacierzy przeprowadzono w Rosetta Inpharmatics. Analizy bioinformatyczne i statystyczne były wykonywane wspólnie przez autorów w obu lokalizacjach. Wszystkie surowe dane były dostępne dla wszystkich badaczy.
Analiza statystyczna
W analizie prawdopodobieństwa, że pacjenci pozostaną wolni od odległych przerzutów, określiliśmy odległe przerzuty jako pierwsze zdarzenie, które jest niepowodzeniem leczenia; dane dotyczące wszystkich innych pacjentów były cenzurowane w dniu ostatniej wizyty kontrolnej, zgonu z przyczyn innych niż rak piersi, nawrotu choroby miejscowej lub regionalnej lub rozwoju drugiego pierwotnego raka, w tym przeciwstronnego raka piersi. Dane dotyczące pacjentów analizowano od daty operacji do czasu pierwszego zdarzenia lub daty ocenzurowania danych, zgodnie z metodą Kaplana i Meiera, a krzywe porównano z wykorzystaniem testu log-rank. Wartości wyrażono jako średnie . SE, obliczone zgodnie z metodą Tsiatis
Zastosowaliśmy analizę regresji proporcjonalnego zagrożenia16 w celu dostosowania związku pomiędzy współczynnikiem korelacji (C1) a przerzutami dla innych zmiennych. Wszystkie SE obliczono przy użyciu estymatora warstwowego.17 Jako zmienne zastosowano histologiczną ocenę stopnia inwazji naczyniowej oraz liczbę przerzutów w węzłach chłonnych pachowych (0 vs. do 3 lub 0 w porównaniu z .4). Liniowość zależności między względnym współczynnikiem hazardu a średnicą guza, wiekiem i poziomem ekspresji receptorów estrogenu została przetestowana przy użyciu testu Walda dla nieliniowych składników ograniczonych sześciennych splajnów18. Nie znaleziono dowodów nieliniowości ( P = 0,83 dla wieku, P = 0,75 dla średnicy guza, P = 0,65 dla liczby węzłów dodatnich, a P = 0,27 dla poziomu ekspresji receptorów estrogenowych). Oceniliśmy, czy współczynnik ryzyka był proporcjonalny za pomocą metody Grambscha i Therneau.19 Ponadto ustaliliśmy różnicę między względnym współczynnikiem ryzyka przed i po pięciu latach obserwacji w odniesieniu do sygnatury prognostycznej przy użyciu testu Walda.
[hasła pokrewne: kalendarz ciąży kota, co warto zobaczyć w kielcach, zabieg taki jak shiatsu ]
[więcej w: bisocard cena, co warto zobaczyć w kielcach, krioterapia warszawa nfz ]