Análisis por intención de tratar frente a análisis por protocolo: ejemplo práctico

Publicado el 21 de junio de 2026 | Última actualización: 3 de noviembre de 2026

Respuesta rápida: El análisis por intención de tratar y el análisis por protocolo difieren en quiénes se incluyen en el recuento. El análisis por intención de tratar (ITT) incluye a todos los participantes aleatorizados en el grupo asignado; el análisis por protocolo (PP) incluye solo a un subconjunto de aquellos que cumplieron con el protocolo.¹ La guía ICH E9 utiliza el conjunto completo de análisis para el análisis primario de los ensayos de superioridad, pero indica que, por lo general, no es conservadora en los ensayos de no inferioridad, por lo que se prevén ambos análisis.¹ Reanalizamos un ensayo de no inferioridad de acceso abierto (320 pacientes, CC BY 4.0) en R. La erradicación fue del 81.9% frente al 80.0% en ITT, del 89.1% frente al 88.9% en ITT modificado y del 90.9% frente al 90.0% en PP, con diferencias de riesgo de 1.9, 0.2 y 0.9 puntos, todos con un límite inferior del 95% por encima del margen de −10 (calculado por Editverse).² La conclusión no cambió; las tasas aumentaron entre 9 y 10 puntos desde ITT a PP, principalmente porque ITT contabilizó como fracasos a los participantes que no se sometieron a la prueba de aliento.

Análisis por intención de tratar frente a análisis por protocolo: qué incluye cada uno

Ambos términos describen una población de análisis , el conjunto de participantes cuyos datos se incluyen en el resultado. Las definiciones que aparecen a continuación se han tomado de ICH E9 y del documento explicativo de CONSORT 2025. ¹^,³

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Población de análisis	¿Quién es analizado?	Lo que dicen las fuentes
Análisis por intención de tratar (conjunto de análisis completo)	Los sujetos fueron analizados como miembros del grupo al que fueron asignados, independientemente de si cumplieron con el tratamiento previsto.	La guía ICH E9 describe el conjunto de análisis completo como lo más exhaustivo posible y lo más cercano posible al ideal de intención de tratar, que consiste en incluir a todos los sujetos aleatorizados, y afirma que preservar la aleatorización inicial previene el sesgo.
ITT modificado (mITT)	Se aparta del estricto criterio de intención de tratar (ITT), que suele excluir a los participantes que no recibieron una cantidad mínima de la intervención.	La guía ICH E9 no define el término; permite exclusiones limitadas del conjunto de análisis completo, como no tomar al menos una dosis o no tener datos después de la aleatorización, y establece que dichas exclusiones siempre deben estar justificadas. La guía CONSORT 2025 solicita a los autores que expliquen qué define el mínimo.
Por protocolo (PP)	Un subconjunto del conjunto de análisis completo que cumple mejor con el protocolo.	La guía ICH E9 establece criterios como una exposición mínima preespecificada, la disponibilidad de las mediciones primarias y la ausencia de violaciones importantes del protocolo, todo ello definido y documentado antes de romper el enmascaramiento.

Lo que dicen ICH E9 y E9(R1) sobre la elección

Ensayos de superioridad

La guía ICH E9 indica que, en los ensayos de superioridad, se utiliza el conjunto completo de análisis en el análisis primario, salvo circunstancias excepcionales, porque tiende a evitar las estimaciones de eficacia excesivamente optimistas de un análisis por protocolo: los pacientes que no cumplen con el protocolo, incluidos en este análisis, generalmente disminuyen el efecto estimado del tratamiento. ¹ También señala que un análisis por protocolo puede maximizar la oportunidad de que un nuevo tratamiento demuestre eficacia, pero que la estimación puede ser conservadora o no, y que el sesgo resultante, que puede ser grave, surge porque la adherencia puede estar relacionada con el tratamiento y el resultado. ^{1 }

Ensayos de no inferioridad y equivalencia

La directriz invierte el argumento a favor de estos diseños. Afirma que en un ensayo de equivalencia o no inferioridad, el uso del conjunto de análisis completo generalmente no es conservador y su función debe considerarse con mucho cuidado, y que los abandonos tienden a no responder, por lo que el conjunto de análisis completo puede estar sesgado hacia la demostración de la equivalencia. ^1 Para los ensayos confirmatorios, indica que suele ser apropiado planificar tanto un conjunto de análisis completo como un análisis por protocolo, de modo que las diferencias puedan discutirse explícitamente; los resultados consistentes aumentan la confianza, teniendo en cuenta que excluir una proporción sustancial de sujetos del análisis por protocolo genera dudas sobre la validez general. ^1 El anexo de 2019 reitera el punto sobre la estrategia de política de tratamiento: las respuestas en ambos grupos pueden parecer más similares después de la interrupción por razones no relacionadas con los tratamientos aleatorizados. ^4

Estimaciones: el anexo de 2019

ICH E9(R1) plantea la elección como una cuestión sobre el efecto del tratamiento de interés. Enumera cuatro atributos del estimador (el tratamiento, la población, la variable y un resumen a nivel poblacional) y cinco estrategias para eventos intercurrentes, como la interrupción del tratamiento o la administración de medicación adicional. ⁴ También indica que el análisis del conjunto por protocolo puede no coincidir con ningún estimador relevante. ⁴

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Estrategia para un evento intercurrente	Qué significa (redacción E9(R1), abreviada)
Política de tratamiento	El evento es irrelevante para el efecto del tratamiento de interés: la variable se utiliza independientemente de si el evento ocurre o no. Esto refleja el efecto de una política de tratamiento en la entrada del glosario ICH E9 ITT.
Hipotético	Se contempla un escenario en el que el evento no ocurriría; el valor es el que habría tenido la variable en ese escenario.
Variable compuesta	El evento proporciona información sobre el resultado y está incorporado a la variable; por ejemplo, la interrupción del tratamiento por toxicidad se contabiliza como tratamiento fallido.
Mientras estaba en tratamiento	Resulta interesante la respuesta previa a que ocurra el evento.
Estrato principal	La población objetivo es el estrato en el que el evento ocurriría o no.

Un ensayo de acceso abierto, tres poblaciones de análisis.

Para garantizar la honestidad de la comparación, utilizamos datos publicados. Wang y sus colegas asignaron aleatoriamente a 320 adultos sin tratamiento previo en cuatro hospitales de la provincia de Jiangsu, China, entre agosto de 2025 y febrero de 2026, a un régimen cuádruple de bismuto de 14 días que contenía anaprazol o rabeprazol, 160 por grupo, en un diseño abierto de no inferioridad con un margen preespecificado de -10 puntos porcentuales.² ^El resultado fue una prueba de aliento con 13C-urea negativa al menos 28 días después de la última dosis. El artículo está bajo la ^licencia CC BY 4.0 , por lo que reutilizamos los recuentos de su Tabla 3 y elaboramos nuestras propias figuras.²

Cómo define el documento sus tres poblaciones

La población ITT incluyó a todos los participantes aleatorizados, y los resultados faltantes de la prueba de aliento posterior al tratamiento se imputaron como fallos de erradicación. La población ITT modificada incluyó a los participantes aleatorizados que recibieron al menos una dosis y regresaron para una prueba de aliento válida, independientemente del cumplimiento. La población por protocolo incluyó a aquellos que completaron el seguimiento con al menos el 80 % de las dosis tomadas. ²

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Población	Anaprazol erradicado	Rabeprazol erradicado
ITT	131 de 160 (81.9%)	128 de 160 (80.0%)
ITT modificado	131 de 147 (89.1%)	128 de 144 (88.9%)
Por protocolo	130 de 143 (90.9%)	126 de 140 (90.0%)

Los recuentos se encuentran en la Tabla 3 del artículo. ² Los porcentajes son los del artículo; todos los demás números de esta página fueron calculados por Editverse en R. Lo que muestra este caso: cómo se construyen las tres poblaciones a partir de la misma muestra aleatoria y cómo se mantuvo la conclusión de no inferioridad en cada una. Lo que no muestra: que ningún análisis sea imparcial en general, ni que el anaprazol sea mejor o peor que el rabeprazol fuera de este ensayo; el diseño fue abierto y la comparación fue solo de no inferioridad. ²

Gráfico de barras de las tasas de erradicación de H. pylori por grupo y población de análisis: ITT 81.9% (131/160) y 80.0% (128/160), mITT 89.1% (131/147) y 88.9% (128/144), por protocolo 90.9% (130/143) y 90.0% (126/140) — Tasa de erradicación por población de análisis. Recuentos de Wang et al. 2026, Tabla 3 (CC BY 4.0); dibujado y calculado por Editverse en R.

Leer la Tabla 3 como aritmética muestra de dónde proviene la brecha de 9 a 10 puntos. ITT tiene 160 participantes por brazo; el conjunto ITT modificado tiene 147 y 144, por lo que 13 y 16 participantes aleatorizados están fuera de él. Los brazos ITT contienen 29 y 32 fallas frente a 16 y 16 en los brazos ITT modificados, lo que significa que cada uno de esos 13 y 16 participantes fue contado como una falla en ITT, de acuerdo con la regla del artículo para pruebas de aliento faltantes. De ITT modificado a por protocolo, otros 4 participantes salen de cada brazo; los denominadores por protocolo, 143 y 140, son iguales a los números con buena adherencia en la Tabla 4 del artículo. ² Esta es nuestra lectura de los recuentos impresos, no un diagrama de flujo que hayamos cotejado con los datos a nivel de participante.

Recalcular las diferencias de riesgo

Calculamos la diferencia de riesgo en la erradicación (anaprazol menos rabeprazol) con un intervalo de Wald no agrupado, una prueba z unilateral contra el margen de −10 puntos y una prueba de chi-cuadrado, en R. ²

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Población	Diferencia de riesgo, puntos (IC del 95%): artículo	Diferencia de riesgo, puntos (IC del 95%): Editverse en R	No inferioridad unilateral p, Editverse
ITT	1.9 (-6.7 a 10.5)	1.9 (-6.7 a 10.5)	0.003
ITT modificado	0.2 (-7.0 a 7.4)	0.2 (-7.0 a 7.4)	0.003
Por protocolo	0.9 (-5.8 a 7.6)	0.9 (-5.9 a 7.8)	0.001

Reproduce exactamente cuando: el intervalo es el intervalo de Wald no agrupado. Eso reproduce los intervalos ITT y ITT modificado al decimal impreso. Para por protocolo nuestros límites son −5.9 y 7.8 frente a los impresos −5.8 y 7.6; no pudimos identificar un método que dé los límites impresos a partir de los denominadores 143 y 140, y la diferencia de 0.1 a 0.2 puntos no cambia la conclusión. Como inferencia solamente: el mismo método de Wald no agrupado da −5.8 y 7.6 si los denominadores son 142 y 139 en lugar de los impresos 143 y 140. No podemos determinar a partir del artículo si el error está en el intervalo impreso o en los denominadores impresos. Los valores p de chi-cuadrado sin corregir son 0.669, 0.951 y 0.795 frente a los 0.67, 0.95 y 0.80 impresos, y los intervalos de Wilson para las tasas de los brazos coinciden con los impresos dentro de 0.1 puntos porcentuales. La Tabla 3 imprime una P de no inferioridad de menos de 0.001 para las tres poblaciones; nuestra prueba de Wald unilateral da los valores anteriores, todos por debajo de 0.025 lo que informa el texto del artículo. ² El código a continuación devuelve las tres diferencias de riesgo.

# Tabla 3 recuentos: erradicado / aleatorizado o analizado, anaprazol vs rabeprazol rd <- function(x1, n1, x2, n2) { p1 <- x1 / n1; p2 <- x2 / n2 se <- sqrt(p1 * (1 - p1) / n1 + p2 * (1 - p2) / n2) round(100 * c(rd = p1 - p2, lo = p1 - p2 - 1.96 * se, hi = p1 - p2 + 1.96 * se), 1) } rd(131, 160, 128, 160) # ITT: 1.9 -6.7 10.5 rd(131, 147, 128, 144) # mITT: 0.2 -7.0 7.4 rd(130, 143, 126, 140) # PP: 0.9 -5.9 7.8 (el papel imprime de -5.8 a 7.6)

Gráfico de bosque de la diferencia en la tasa de erradicación entre los regímenes de anaprazol y rabeprazol en tres poblaciones de análisis: ITT 1.9 puntos (IC del 95%: -6.7 a 10.5), mITT 0.2 (-7.0 a 7.4) y por protocolo 0.9 (-5.9 a 7.8), todos por encima del margen de no inferioridad de -10 puntos. — Diferencia de riesgo con intervalo del 95% por población de análisis. Recuentos de Wang et al. 2026, Tabla 3 (CC BY 4.0); intervalo calculado por Editverse en R.

Prueba de estrés: ¿cuánta importancia tienen los resultados faltantes?

ICH E9 solicita una investigación sobre la sensibilidad de los resultados al método de manejo de valores faltantes, especialmente si el número es sustancial. ¹ El ITT del artículo cuenta a los 13 y 16 participantes sin una prueba de aliento válida como fracasos. Hicimos una pregunta simple que el artículo no hace: mantener a los 13 participantes de anaprazol como fracasos, pero suponer que una parte de los 16 participantes de rabeprazol se hubiera curado. El límite inferior del 95% de la diferencia se mantiene por encima de -10 puntos mientras que esa proporción está por debajo de aproximadamente el 36%: con 5 de los 16 curados es -9.6 y con 6 de los 16 curados es -10.1 puntos, por lo que el margen se cruza entre 5 y 6. El límite cae a -15.7 puntos si los 16 se hubieran curado. Si, en cambio, se asume que los participantes ausentes en cada grupo se curan al ritmo propio de ese grupo entre los evaluados, la diferencia es de 0.2 (-6.6 a 7.1) puntos. El primer escenario es deliberadamente desfavorable para el anaprazol y se trata de una prueba de estrés diseñada por Editverse, no de un análisis del artículo.

Gráfico lineal del límite inferior de confianza del 95% de la diferencia de riesgo frente a la proporción supuesta de 16 participantes curados con rabeprazol, desde -6.7 puntos en el 0% hasta aproximadamente -15.7 en el 100%, cruzando el margen de -10 en aproximadamente el 36% (5 de los 16 dan -9.6, 6 de los 16 dan -10.1). — Prueba de estrés de los resultados faltantes. Recuentos de Wang et al. 2026, Tabla 3 (CC BY 4.0); escenario diseñado y calculado por Editverse en R.

Ensayos de no inferioridad: ¿Por qué se informan ambos análisis?

El ensayo anterior es uno en el que ITT y PP coinciden. Los ensayos publicados muestran por qué la guía solicita ambos.

REMoxTB Se aleatorizó a 1,931 pacientes con tuberculosis a un régimen de control de 6 meses o a uno de dos regímenes de moxifloxacino de 4 meses. En el análisis por protocolo, se informó un resultado favorable en el 92 % del grupo de control, el 85 % del grupo de isoniazida y el 80 % del grupo de etambutol; los autores informan resultados consistentes en el análisis modificado por intención de tratar y que no se demostró la no inferioridad.⁵
OVIVA Se aleatorizó a 1,054 adultos con infección ósea o articular para recibir antibióticos intravenosos u orales. El fracaso del tratamiento se produjo en 74 de 506 (14.6 %) en el grupo intravenoso y en 67 de 509 (13.2 %) en el grupo oral; el análisis por intención de tratar mostró una diferencia de -1.4 puntos porcentuales (IC del 95 %: -5.6 a 2.9) frente a un margen de 7.5 puntos, y los análisis de casos completos, por protocolo y de sensibilidad respaldaron el resultado.⁶
CABAÑA es un ejemplo de superioridad. En 2,204 pacientes con fibrilación auricular, el 90.8 % de los asignados a ablación se sometieron al procedimiento y el 27.5 % de los asignados a terapia farmacológica finalmente recibieron ablación. El criterio de valoración principal por intención de tratar se produjo en el 8.0 % frente al 9.2 % (cociente de riesgos instantáneos 0.86, IC del 95 % 0.65 a 1.15), y los autores afirman que los cambios de tratamiento y las tasas de eventos inferiores a las esperadas afectaron al efecto estimado.⁷

Dos artículos metodológicos explican el riesgo. Dodd y sus colegas, utilizando una simulación basada en REMoxTB, informan que cuando la falta de adherencia difiere entre los grupos, los análisis ITT y PP a menudo arrojaron un sesgo no trivial que podría inflar o desinflar la tasa de error de tipo I, y que la ponderación de probabilidad inversa y los métodos doblemente robustos corrigieron el sesgo en la mayoría de los escenarios. ⁸ Hernán y Hernández-Díaz revisan las deficiencias de los análisis ITT, por tratamiento recibido y por protocolo tal como se implementan comúnmente y recomiendan que los ensayos con una falta de adherencia sustancial o pérdida de seguimiento utilicen varios métodos. ⁹ También existe una extensión CONSORT para ensayos de no inferioridad y equivalencia. ¹⁰

Cómo informar sobre las poblaciones de análisis (CONSORT 2025)

CONSORT 2025 es una lista de verificación de 30 ítems que reemplaza a CONSORT 2010 y se publicó simultáneamente en The BMJ, JAMA, The Lancet, Nature Medicine y PLOS Medicine. ^11 Los ítems relacionados con ITT y PP se enumeran a continuación, siguiendo fielmente la redacción de la lista de verificación. ^11

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Parámetro	Lo que pide
21b	Definición de quiénes se incluyen en cada análisis (por ejemplo, todos los participantes aleatorizados) y en qué grupo.
21c	Cómo se trataron los datos faltantes en el análisis.
21d	Métodos para cualquier análisis adicional, como análisis de subgrupos y de sensibilidad, distinguiendo entre análisis preespecificados y post hoc.
22a	Para cada grupo, se muestra el número de participantes que fueron asignados aleatoriamente, recibieron la intervención prevista y fueron analizados para el resultado principal (con el diagrama de flujo de participantes).
22b	Para cada grupo, se registrarán las pérdidas y exclusiones posteriores a la aleatorización, junto con los motivos.
24a	La intervención y el tratamiento de comparación se administraron tal y como se hicieron en la práctica, incluyendo el grado de adherencia de los participantes y si se administraron según lo previsto.
26	Para cada resultado primario y secundario, por grupo: el número de participantes incluidos en el análisis y el número con datos disponibles en el momento de la evaluación del resultado.

El documento explicativo añade que las exclusiones pueden comprometer la aleatorización y sesgar la estimación si no se utilizan métodos apropiados, y que la imputación de resultados faltantes no garantiza evitar el sesgo excepto bajo supuestos fuertes. ³

¿Qué análisis debería prevalecer? Una guía para la toma de decisiones.

Estas son sugerencias de Editverse extraídas de las fuentes mencionadas anteriormente, no reglas.

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Situación	Incumplimiento razonable
Ensayo de superioridad	Encabezado del análisis, defínelo completamente e informa sobre PP como un análisis de apoyo.
Ensayo de no inferioridad	Planifique e informe ambos antes de revelar la información, muéstrelos uno al lado del otro como en la figura anterior e indique qué representa cada población.
Muchos participantes sin el resultado	Informe sobre el método utilizado para el tratamiento de datos faltantes y un análisis de sensibilidad, como la prueba de estrés descrita anteriormente.
Cruce excesivo o falta de adherencia	Informe el resultado de la ITT y, a continuación, considere el marco de estimación y los métodos que manejan el incumplimiento.

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Preguntas frecuentes

¿Cuál es la diferencia entre el análisis por intención de tratar y el análisis por protocolo?

El análisis por intención de tratar mantiene a cada participante aleatorizado en el grupo al que fue asignado, independientemente del tratamiento que haya recibido. La guía ICH E9 define este principio como el análisis de los sujetos como miembros de su grupo asignado, sin importar si cumplieron con el tratamiento previsto. Un análisis por protocolo utiliza solo un subconjunto de los participantes que cumplieron con el protocolo, caracterizado por criterios como una exposición mínima al tratamiento, la disponibilidad de la medición principal y la ausencia de violaciones importantes del protocolo.

¿Cuál debería ser el análisis principal?

La guía ICH E9 indica que, en los ensayos de superioridad, se utiliza el conjunto de análisis completo para el análisis primario, salvo circunstancias excepcionales, ya que los pacientes que no cumplen con el tratamiento y que se incluyen en él generalmente disminuyen el efecto estimado del tratamiento. En un ensayo de equivalencia o no inferioridad, señala que el uso del conjunto de análisis completo no suele ser conservador y su función debe considerarse con mucha cautela. Para los ensayos confirmatorios, recomienda planificar ambos análisis para poder analizar las diferencias.

¿Por qué el análisis por intención de tratar puede resultar inducible en un ensayo de no inferioridad?

La guía ICH E9 señala que las personas que se retiran o abandonan cualquiera de los grupos tienden a mostrar una falta de respuesta, por lo que el conjunto de análisis completo puede estar sesgado hacia la demostración de equivalencia. La guía ICH E9(R1) añade que las respuestas en ambos grupos pueden parecer más similares después de la interrupción del tratamiento por razones no relacionadas con la similitud de los tratamientos aleatorizados. Hernán y Hernández-Díaz también describen el análisis por intención de tratar como no conservador para los ensayos de no inferioridad cuando el comparador es un placebo.

¿Qué mostraron los resultados de ITT, mITT y por protocolo en el ensayo de acceso abierto utilizado aquí?

En el ensayo de anaprazol frente a rabeprazol, las tasas de erradicación fueron del 81.9 % frente al 80.0 % en la población por intención de tratar (ITT), del 89.1 % frente al 88.9 % en la población ITT modificada y del 90.9 % frente al 90.0 % en la población por protocolo. Editverse recalculó las diferencias de riesgo en 1.9, 0.2 y 0.9 puntos porcentuales, cada una con un límite inferior del 95 % por encima del margen de -10 puntos, por lo que los tres análisis respaldaron la no inferioridad.

¿Qué es el análisis por intención de tratar modificado y debería utilizar este término?

La explicación y elaboración de CONSORT 2025 indica que los autores utilizan el análisis por intención de tratar modificado para cubrir las desviaciones de un análisis estricto por intención de tratar, por ejemplo, la exclusión de participantes que no recibieron una cantidad mínima de la intervención, y que dicha cantidad mínima debe explicarse. Concluye que los autores deben definir qué participantes se incluyen en cada análisis y en qué grupo, y evitar términos como análisis por intención de tratar modificado o análisis por protocolo. ICH E9 no define este término.

¿Qué información me exige CONSORT 2025 sobre las poblaciones analizadas?

El ítem 21b de CONSORT 2025 solicita la definición de quién se incluye en cada análisis, por ejemplo, todos los participantes aleatorizados, y en qué grupo. El ítem 21c pregunta cómo se manejaron los datos faltantes, y el ítem 21d solicita análisis adicionales, como análisis de sensibilidad, distinguiendo entre análisis preespecificados y post hoc. El ítem 22a solicita el número de participantes asignados aleatoriamente que recibieron la intervención prevista y que fueron analizados para el resultado primario en cada grupo, y el ítem 22b solicita las pérdidas y exclusiones posteriores a la aleatorización con sus razones.

¿Puede un análisis por protocolo estar sesgado?

Sí. La guía ICH E9 indica que la estimación por protocolo puede ser conservadora o no, dependiendo del ensayo, y que el sesgo, que puede ser grave, surge porque la adherencia al protocolo del estudio puede estar relacionada con el tratamiento y el resultado. La guía ICH E9(R1) añade que el análisis del conjunto por protocolo no permite estimar el efecto en un estrato principal, ya que puede no comparar sujetos similares sometidos a diferentes tratamientos.

¿Cómo se relacionan los parámetros de estimación con el análisis por intención de tratar y el análisis por protocolo?

La guía ICH E9(R1) indica que la estrategia de política de tratamiento para eventos intercurrentes refleja el efecto de una política de tratamiento descrita bajo el principio de intención de tratar en la guía ICH E9. Enumera cinco estrategias en total: política de tratamiento, hipotética, variable compuesta, durante el tratamiento y estrato principal. Señala que puede no ser posible construir un estimador relevante con el que se alinee el análisis del conjunto por protocolo.

Referencias

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Wang X, Wang H, Wang Y, Shen L, Li G, Zhu J, Li C, Gao J, Zhang Z. Terapia cuádruple basada en anaprazol versus basada en rabeprazol para Helicobacter pylori Erradicación: un ensayo clínico prospectivo, multicéntrico y aleatorizado. Microbiol de infección de células frontales. 2026;16:1972507. doi:10.3389/fcimb.2026.1972507. Registrado ChiCTR2600117235. Acceso abierto, CC BY 4.0 (licencia leída en el XML de PMC, PMC13713657); recuentos reutilizados, figuras dibujadas y números derivados calculados por Editverse en R. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/42952689/
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Consejo Internacional para la Armonización. ICH E9(R1) Anexo sobre Estimadores y Análisis de Sensibilidad en Ensayos Clínicos a la Guía sobre Principios Estadísticos para Ensayos Clínicos. Paso 4, 20 de noviembre de 2019. Las secciones A.3.1 a A.3.4 y la sección de análisis de sensibilidad se consultaron en database.ich.org el 4 de noviembre de 2026. database.ich.org/sites/default/files/E9-R1_Step4_Guideline_2019_1203.pdf
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Li HK, Rombach I, Zambellas R, et al. Antibióticos orales versus intravenosos para infecciones óseas y articulares. N Engl J Med. 2019;380(5):425-436. doi:10.1056/NEJMoa1710926. Resumen leído en PubMed. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/30699315/
Packer DL, Mark DB, Robb RA, et al. Efecto de la ablación por catéter frente a la terapia con fármacos antiarrítmicos sobre la mortalidad, el accidente cerebrovascular, el sangrado y el paro cardíaco en pacientes con fibrilación auricular: el ensayo clínico aleatorizado CABANA. JAMA. 2019;321(13):1261-1274. doi:10.1001/jama.2019.0693. Resumen leído en PubMed. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/30874766/
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Hernán MA, Hernández-Díaz S. Más allá de la intención de tratar en la investigación de efectividad comparada. Ensayos clínicos. 2012;9(1):48-55. doi:10.1177/1740774511420743. Resumen leído en PubMed. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/21948059/
Piaggio G, Elbourne DR, Pocock SJ, Evans SJW, Altman DG; Grupo CONSORT. Notificación de ensayos aleatorizados de no inferioridad y equivalencia: extensión de la declaración CONSORT 2010. JAMA. 2012;308(24):2594-2604. doi:10.1001/jama.2012.87802. Resumen leído en PubMed. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/23268518/
Hopewell S, Chan AW, Collins GS, et al. Declaración CONSORT 2025: guía actualizada para la presentación de informes de ensayos aleatorizados. BMJ. 2025;389:e081123. doi:10.1136/bmj-2024-081123. Acceso abierto, CC BY 4.0. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/40228833/

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