Intention-to-Treat vs. per-protokoll-analyse: Fungert eksempel

Publisert 21. juni 2026 | Sist oppdatert 3. november 2026

Raskt svar: Intensjon-til-behandling- vs. per-protokoll-analyse skiller seg ut i hvem som telles. Intensjon-til-behandling-analyse (ITT) beholder alle randomiserte deltakere i gruppen tildelt, mens per-protokoll-analyse (PP) bare beholder et delsett som fulgte protokollen.¹ ICH E9 bruker hele analysesettet for den primære analysen av superioritetsforsøk, men sier at det generelt ikke er konservativt i ikke-inferioritetsforsøk, så begge analysene er planlagt.¹ Vi analyserte én åpen tilgangsstudie med ikke-inferioritet på nytt (320 pasienter, CC BY 4.0) i R. Eradikasjon var 81.9 % vs. 80.0 % i ITT, 89.1 % vs. 88.9 % i modifisert ITT og 90.9 % vs. 90.0 % i PP, med risikoforskjeller på 1.9, 0.2 og 0.9 poeng, alle med en nedre grense på 95 % over marginen -10 (beregnet av Editverse).² Konklusjonen endret seg ikke; ratene steg med 9 til 10 poeng fra ITT til PP, hovedsakelig fordi ITT regnet deltakere uten pustetest som ikke bestod.

Intensjon-til-behandling vs. per-protokoll-analyse: Hva hver enkelt inkluderer

Begge begrepene beskriver en analysepopulasjon , settet med deltakere hvis data inngår i resultatet. Definisjonene nedenfor er hentet fra ICH E9 og fra CONSORT 2025-forklaringsdokumentet. ¹^,³

Sveip sidelengs for å se hver kolonne.

Analysepopulasjon	Hvem som analyseres	Hva kildene sier
Intention-to-treat (fullstendig analysesett)	Forsøkspersonene ble analysert som medlemmer av gruppen de ble tildelt, uavhengig av om de fulgte den planlagte behandlingen.	ICH E9 beskriver det fullstendige analysesettet så komplett som mulig og så nært som mulig intensjon-to-treat-idealet om å inkludere alle randomiserte personer, og sier at det å bevare den opprinnelige randomiseringen forhindrer skjevhet.
Modifisert ITT (mITT)	Et avvik fra streng ITT, vanligvis ekskluderer deltakere som ikke mottok et minimumsmengde av intervensjonen.	ICH E9 definerer ikke begrepet; den tillater begrensede ekskluderinger fra hele analysesettet, for eksempel manglende mottak av minst én dose eller ingen data etter randomisering, og sier at slike ekskluderinger alltid bør begrunnes. CONSORT 2025 ber forfatterne om å forklare hva som definerer minimum.
Per-protokoll (PP)	Et delsett av hele analysesettet som er mer kompatibelt med protokollen.	ICH E9 gir kriterier som en forhåndsspesifisert minimumseksponering, tilgjengelighet av primære målinger og ingen større protokollbrudd, definert og dokumentert før blindingen brytes.

Hva ICH E9 og E9(R1) sier om valget

Overlegenhetstester

ICH E9 sier at i superioritetsstudier brukes hele analysesettet i den primære analysen, bortsett fra under spesielle omstendigheter, fordi det har en tendens til å unngå de overoptimistiske effektestimatene fra en per-protokoll-analyse: de ikke-samsvarende analysene den inkluderer vil generelt redusere den estimerte behandlingseffekten.1 Den sier også at en per-protokoll-analyse kan maksimere muligheten for at en ny behandling viser effekt, men at estimatet kan ^{være eller ikke være konservativt, og at den resulterende skjevheten, som kan}^være alvorlig, oppstår fordi etterlevelse kan være relatert til behandling og utfall.1

Ikke-inferioritets- og ekvivalensstudier

Retningslinjen reverserer argumentet for disse designene. Den slår fast at i en ekvivalens- eller ikke-inferioritetsstudie er bruk av hele analysesettet generelt ikke konservativt, og dets rolle bør vurderes svært nøye, og at frafall har en tendens til å mangle respons, slik at hele analysesettet kan være partisk mot å demonstrere ekvivalens.1 ^For bekreftende studier står det at det vanligvis er hensiktsmessig å planlegge både et fullstendig analysesett og en analyse per protokoll, slik at forskjeller kan diskuteres eksplisitt; konsistente resultater øker tilliten, med tanke på at det å ekskludere en betydelig andel av forsøkspersonene fra analysen per protokoll skaper tvil om den generelle validiteten.1 Tillegget fra ²⁰¹⁹ gjentar poenget for behandlingsstrategien: responser i begge gruppene kan virke mer like etter seponering av årsaker som ikke er relatert til de randomiserte ^{behandlingene.4}

Anslag: tillegget for 2019

ICH E9(R1) formulerer valget som et spørsmål om behandlingseffekten av interesse. Den lister opp fire estimatattributter (behandlingen, populasjonen, variabelen og et sammendrag på populasjonsnivå) og fem strategier for tilstøtende hendelser som behandlingsseponering eller tilleggsmedisinering.4 ^Den^sier også at analyse av settet per protokoll kanskje ikke samsvarer med noen relevante estimat.4

Sveip sidelengs for å se hver kolonne.

Strategi for en mellomliggende hendelse	Hva det betyr (E9(R1)-formulering, forkortet)
Behandlingspolicy	Hendelsen er irrelevant for behandlingseffekten av interesse: variabelen brukes uansett om hendelsen inntreffer eller ikke. Dette gjenspeiler effekten av en behandlingspolicy i ICH E9 ITT-ordlisteoppføringen.
hypotetisk	Det forutses et scenario der hendelsen ikke ville inntreffe; verdien er det variabelen ville ha vært i det scenarioet.
Sammensatt variabel	Hendelsen er informativ om utfallet og er innebygd i variabelen, for eksempel seponering på grunn av toksisitet som teller som ikke vellykket behandlet.
Mens man er i behandling	Respons før hendelsen inntreffer er av interesse.
Hovedstratum	Målpopulasjonen er det laget der hendelsen ville eller ikke ville inntreffe.

Én åpen tilgangsstudie, tre analysepopulasjoner

For å holde sammenligningen ærlig brukte vi publiserte data. Wang og kolleger randomiserte 320 behandlingsnaive voksne ved fire sykehus i Jiangsu-provinsen i Kina, mellom august 2025 og februar 2026, til en 14-dagers vismut-kvadrupelbehandling som inneholdt anaprazol eller rabeprazol, 160 per arm, i en åpen ikke-inferioritetsdesign med en forhåndsspesifisert margin på −10 prosentpoeng.2 Resultatet var en negativ ^13C -urea-pustetest minst 28 dager etter siste dose. Artikkelen er CC BY 4.0 , så vi gjenbrukte tallene fra tabell 3 ^og tegnet våre egne tall.2

Hvordan artikkelen definerer sine tre populasjoner

^{ITT-populasjonen besto av alle randomiserte deltakere, med manglende resultater fra pustetest etter behandling som ble imputert som mislykkede eradikasjonsstudier. Den modifiserte ITT-populasjonen besto av randomiserte deltakere som fikk} minst én dose og kom tilbake for en gyldig pustetest, uavhengig av etterlevelse. Populasjonen per protokoll var de som fullførte oppfølging med minst 80 % av dosene tatt.2

Sveip sidelengs for å se hver kolonne.

Befolkning	Anaprazol utryddet	Rabeprazol utryddet
ITT	131 av 160 (81.9 %)	128 av 160 (80.0 %)
Modifisert ITT	131 av 147 (89.1 %)	128 av 144 (88.9 %)
Per protokoll	130 av 143 (90.9 %)	126 av 140 (90.0 %)

Antallene er tabell 3 i artikkelen. ² Prosentandelene er artikkelens; alle andre tall på denne siden ble beregnet av Editverse i R. Hva dette tilfellet viser: hvordan de tre populasjonene er bygget opp fra det samme randomiserte utvalget og hvordan konklusjonen om ikke-inferioritet holdt seg i hver. Hva det ikke viser: at noen av analysene er objektive generelt, eller at anaprazol er bedre eller dårligere enn rabeprazol utenfor denne studien; designet var åpent, og sammenligningen var kun ikke-inferioritet. ²

Stolpediagram over utryddelsesrater for H. pylori per arm og analysepopulasjon: ITT 81.9 % (131/160) og 80.0 % (128/160), mITT 89.1 % (131/147) og 88.9 % (128/144), per protokoll 90.9 % (130/143) og 90.0 % (126/140) — Utryddelsesrate etter analysepopulasjon. Antall fra Wang et al. 2026, tabell 3 (CC BY 4.0); tegnet og beregnet av Editverse i R.

Å lese tabell 3 som aritmetikk viser hvor gapet på 9 til 10 poeng kommer fra. ITT har 160 deltakere per arm; det modifiserte ITT-settet har 147 og 144, så 13 og 16 randomiserte deltakere er utenfor den. ITT-armene inneholder 29 og 32 feil mot 16 og 16 i de modifiserte ITT-armene, noe som betyr at hver av disse 13 og 16 deltakerne ble telt som feil i ITT, i tråd med artikkelens regel for manglende pustetester. Fra modifisert ITT til per-protokoll forlater ytterligere 4 deltakere hver arm; nevnerne per-protokoll, 143 og 140, tilsvarer tallene med god overholdelse i tabell 4 i artikkelen. ² Dette er vår lesning av de trykte antallene, ikke et flytdiagram vi har kontrollert mot dataene på deltakernivå.

Omregning av risikoforskjellene

Vi beregnet risikoforskjellen i eradikasjon (anaprazol minus rabeprazol) med et upoolet Wald-intervall, en ensidig z-test mot −10-punktsmarginen og en kji-kvadrattest i R. ^2.

Sveip sidelengs for å se hver kolonne.

Befolkning	Risikoforskjell, poeng (95 % KI): artikkel	Risikoforskjell, poeng (95 % KI): Editverse i R	Ensidig ikke-underlegenhet p, Editverse
ITT	1.9 (-6.7 til 10.5)	1.9 (-6.7 til 10.5)	0.003
Modifisert ITT	0.2 (-7.0 til 7.4)	0.2 (-7.0 til 7.4)	0.003
Per protokoll	0.9 (-5.8 til 7.6)	0.9 (-5.9 til 7.8)	0.001

Gjengir nøyaktig når: intervallet er det upoolede Wald-intervallet. Det reproduserer ITT-intervallene og modifiserte ITT-intervaller til den trykte desimalen. For per protokoll er grensene våre −5.9 og 7.8 mot de trykte −5.8 og 7.6; vi kunne ikke identifisere en metode som gir de trykte grensene fra nevnerne 143 og 140, og forskjellen på 0.1 til 0.2 poeng endrer ikke konklusjonen. Kun som en slutning: den samme upoolede Wald-metoden gir −5.8 og 7.6 hvis nevnerne er 142 og 139 i stedet for de trykte 143 og 140. Vi kan ikke si ut fra artikkelen om det er det trykte intervallet eller de trykte nevnerne som er feil. Ukorrigerte kji-kvadrat p-verdier er 0.669, 0.951 og 0.795 mot de trykte 0.67, 0.95 og 0.80, og Wilson-intervallene for armratene stemmer overens med de trykte med en avvik på 0.1 prosentpoeng. Tabell 3 viser en ikke-inferioritets-P på under 0.001 for alle tre populasjonene; vår ensidige Wald-test gir verdiene ovenfor, alle under 0.025 som teksten i artikkelen rapporterer. ² Koden nedenfor returnerer de tre risikoforskjellene.

# Tabell 3-teller: utryddet / randomisert eller analysert, 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 (papirutskrifter -5.8 til 7.6)

Skogplott av forskjellen i eradikasjonsrate mellom anaprazol- og rabeprazolregimene i tre analysepopulasjoner: ITT 1.9 poeng (95 % KI -6.7 til 10.5), mITT 0.2 (-7.0 til 7.4) og per protokoll 0.9 (-5.9 til 7.8), alle over ikke-inferioritetsmarginen på -10 poeng. — Risikoforskjell med 95 %-intervall etter analysepopulasjon. Tellinger fra Wang et al. 2026, tabell 3 (CC BY 4.0); intervall beregnet av Editverse i R.

Stresstest: hvor mye spiller de manglende resultatene en rolle?

ICH E9 ber om en undersøkelse av hvor følsomme resultatene er for metoden for håndtering av manglende verdier, spesielt hvis antallet er betydelig. ¹ Artikkelens ITT teller alle 13 og 16 deltakere uten gyldig pustetest som feil. Vi stilte et enkelt spørsmål som artikkelen ikke gjør: behold de 13 anaprazoldeltakerne som feil, men anta at en andel av de 16 rabeprazoldeltakerne faktisk hadde blitt kurert. Den nedre 95 %-grensen for forskjellen holder seg over −10 poeng, mens den andelen er under omtrent 36 %: med 5 av de 16 kurerte er den −9.6 og med 6 av de 16 kurerte er den −10.1 poeng, så marginen krysses mellom 5 og 6. Grensen faller til -15.7 poeng hvis alle 16 ble kurert. Hvis det i stedet antas at de manglende deltakerne i hver arm blir kurert i den armens egen hastighet blant de testede, er forskjellen 0.2 (-6.6 til 7.1) poeng. Det første scenariet er bevisst ugunstig for anaprazol og er en stresstest utviklet av Editverse, ikke en analyse fra artikkelen.

Linjediagram som viser den nedre 95 % konfidensgrensen for risikoforskjellen mot den antatte andelen av 16 rabeprazoldeltakere som ble kurert, fra -6.7 poeng ved 0 % til omtrent -15.7 ved 100 %, og krysser -10-marginen ved omtrent 36 % (5 av 16 gir -9.6, 6 av 16 gir -10.1) — Stresstest av de manglende utfallene. Tellinger fra Wang et al. 2026, tabell 3 (CC BY 4.0); scenario designet og beregnet av Editverse i R.

Ikke-inferioritetsforsøk: Hvorfor begge analysene rapporteres

Studien ovenfor er en der ITT og PP er enige. Publiserte studier viser hvorfor retningslinjen ber om begge deler.

REMoxTB 1,931 pasienter med tuberkulose randomiserte til et 6-måneders kontrollregime eller ett av to 4-måneders moksifloksacinregimer. I per-protokoll-analysen ble det rapportert et gunstig utfall hos 92 % av kontrollgruppen, 85 % av isoniazidgruppen og 80 % av etambutolgruppen. Forfatterne rapporterer konsistente resultater i den modifiserte intensjon-til-behandling-analysen, og at det ikke ble vist noen «non-inferiority».⁵
OVIVA 1,054 voksne med bein- eller leddinfeksjon ble randomisert til intravenøs eller oral antibiotika. Behandlingssvikt forekom hos 74 av 506 (14.6 %) i den intravenøse gruppen og 67 av 509 (13.2 %) i den orale gruppen. Intention-to-treat-analysen viste en forskjell på −1.4 prosentpoeng (95 % KI −5.6 til 2.9) mot en margin på 7.5 poeng, og komplette kasus-, per-protokoll- og sensitivitetsanalyser støttet resultatet.⁶
CABANA er et eksempel på overlegenhet. Hos 2,204 pasienter med atrieflimmer gjennomgikk 90.8 % av de som ble tildelt ablasjon prosedyren, og 27.5 % av de som ble tildelt medikamentell behandling fikk til slutt ablasjon. Det primære endepunktet for ITT forekom hos 8.0 % mot 9.2 % (hazard ratio 0.86, 95 % KI 0.65 til 1.15), og forfatterne oppgir at overkrysninger og lavere hendelsesrater enn forventet påvirket den estimerte effekten.⁷

To metodologiske artikler forklarer risikoen. Dodd og kolleger rapporterer, ved hjelp av en simulering basert på REMoxTB, at når manglende etterlevelse varierer mellom armene, ga ITT- og PP-analyser ofte ikke-triviell skjevhet som kunne øke eller redusere type I-feilraten, og at invers sannsynlighetsvekting og dobbelt robuste metoder korrigerte skjevhet i de fleste scenarier.8 ^{Hernán og Hernández-Díaz gjennomgår manglene ved ITT-, «as}^- treated»- og «per-protocol»-analyser som vanligvis implementert, og anbefaler at studier med betydelig manglende etterlevelse eller tap av oppfølging bruker flere metoder.9 En CONSORT-utvidelse for ikke-inferioritets- og ekvivalensstudier finnes ^også.10

Hvordan rapportere analysepopulasjoner (CONSORT 2025)

CONSORT 2025 er en sjekkliste med 30 punkter som erstatter CONSORT 2010 og ble publisert samtidig i The BMJ, JAMA, The Lancet, Nature Medicine og PLOS Medicine. ¹¹ Punktene som er relevante for ITT og PP er listet opp nedenfor, tett etter ordlyden i sjekklisten. ¹¹

Sveip sidelengs for å se hver kolonne.

Sak	Hva den spør om
21b	Definisjon av hvem som er inkludert i hver analyse (for eksempel alle randomiserte deltakere), og i hvilken gruppe.
21c	Hvordan manglende data ble håndtert i analysen.
21d	Metoder for eventuelle tilleggsanalyser, som undergruppe- og sensitivitetsanalyser, som skille mellom forhåndsspesifisert og post hoc.
22a	For hver gruppe ble antallet deltakere som ble tilfeldig tildelt, mottatt tiltenkt intervensjon og analysert for det primære utfallet (med deltakerflytdiagram).
22b	For hver gruppe, tap og ekskluderinger etter randomisering, sammen med årsaker.
24a	Intervensjon og sammenligning slik de faktisk ble administrert, inkludert hvordan deltakerne fulgte opp og om de ble levert som tiltenkt.
26	For hvert primært og sekundært utfall, etter gruppe: antall deltakere inkludert i analysen og antallet med tilgjengelige data på utfallstidspunktet.

Forklaringsdokumentet legger til at ekskluderinger kan kompromittere randomiseringen og skjeve estimatet hvis passende metoder ikke brukes, og at imputering av manglende utfall ikke garanterer å unngå skjevhet, unntatt under sterke antagelser^.

Hvilken analyse bør lede? En beslutningsveiledning

Dette er Editverse-forslag hentet fra kildene ovenfor, ikke regler.

Sveip sidelengs for å se hver kolonne.

Situasjon	Rimelig mislighold
Overlegenhetsprøve	Led med hele analysesettet, definer det fullstendig, og rapporter PP som en støttende analyse.
Ikke-inferioritetsstudie	Planlegg og rapporter begge før avblinding, vis dem side om side som i figuren ovenfor, og angi hva hver populasjon er.
Mange deltakere uten resultat	Rapporter metoden med manglende data og en sensitivitetsanalyse, som stresstesten ovenfor.
Tung overkrysning eller manglende overholdelse	Rapporter ITT-resultatet, og vurder deretter estimeringsrammeverket og metodene som håndterer manglende overholdelse.

Trenger du å kjøre eller sjekke analysen? Kontakt Editverse

Editverses fageksperter jobber i henhold til veiledningen fra COPE, ICMJE og GPP 2022, og følger institusjonell og landsspesifikk etikk.

Editverse

Statistisk analyse

Trenger du å kjøre og rapportere ITT- og per-protokoll-resultatene?

Du sender inn: dataene dine, forskningsspørsmålene dine og din foretrukne programvare.

Du får: analyse i SPSS, R/RStudio eller STATA med kommentert kode, komplette utdatafiler, en veiledning for tolkning av utdata og publikasjonsklare tabeller.

Når: Standard behandlingstid er 4–6 virkedager.

SPSS/R/STATA Statistisk analyse · 400 dollar

Analyser dataene mine →

Editverse

Manuskriptskriving

Rettssaken analysert, og rapporten fortsatt uskrevet?

Du sender inn: forskningsskissen eller utkaststrukturen din, rådata, figurer og tabeller, og viktige referanser.

Du får: et publikasjonsklart manuskript skrevet av PhD-kvalifikerte fageksperter, med statistisk gjennomgang og tidsskriftutvalg.

Når: Standard 15 dager, eller ekspresslevering på 1–3 dager.

Manuskriptskrivingstjenester · 1,500 dollar

Skriv oppgaven min →

Editverse

Journalvalg

Er du usikker på hvilken journal som passer til studierapporten din?

Du sender: manuskriptet ditt.

Du får: en rangert liste med 5–10 anbefalte tidsskrifter med begrunnelse for hver anbefaling.

Når: Leveringstiden er 3–5 virkedager.

Tjenester for utvelgelse av vitenskapelige tidsskrifter · 115 dollar

Få min journalliste →

Gratis forskningsverktøy fra Editverse

Kalkulator for utvalgsstørrelse og potensanalysePlanlegg antall deltakere, inkludert godtgjørelse for frafall.
Statistisk testvelgerTilpass testen til resultatet og designet ditt.
Gratis forskningsverktøy for medisinske forskere: hele settet med nettleserbaserte verktøy.

Ofte Stilte Spørsmål

Hva er forskjellen mellom intensjon-til-behandling og per-protokoll-analyse?

Intention-to-treat-analyse holder alle randomiserte deltakere i gruppen de ble tildelt, uansett behandling de faktisk fikk. ICH E9 definerer prinsippet som å analysere forsøkspersoner som medlemmer av sin tildelte gruppe uavhengig av etterlevelse av den planlagte behandlingen. En per-protokoll-analyse bruker kun en undergruppe som fulgte protokollen, karakterisert ved kriterier som minimal eksponering for behandling, tilgjengelighet av den primære målingen og ingen større protokollbrudd.

Hvilken analyse bør være den primære?

ICH E9 sier at i superioritetsstudier brukes hele analysesettet til den primære analysen, bortsett fra under spesielle omstendigheter, fordi ikke-compliance-patienter som er inkludert i det generelt reduserer den estimerte behandlingseffekten. I en ekvivalens- eller ikke-inferioritetsstudie sier de at bruk av hele analysesettet generelt ikke er konservativt, og dets rolle bør vurderes svært nøye. For bekreftende studier sier de at det vanligvis er hensiktsmessig å planlegge begge analysene slik at forskjeller kan diskuteres.

Hvorfor kan intensjon-til-behandling-analyse være misvisende i en ikke-inferioritetsstudie?

ICH E9 bemerker at personer som trekker seg eller forlater en av gruppene har en tendens til å vise mangel på respons, så hele analysesettet kan være skjevt i retning av å demonstrere ekvivalens. ICH E9(R1) legger til at responsene i begge gruppene kan virke mer like etter seponering av behandling av årsaker som ikke er relatert til likheten mellom de randomiserte behandlingene. Hernan og Hernandez-Diaz beskriver også intensjon-til-behandling som ikke-konservativ for ikke-inferioritetsstudier når sammenligningsgruppen er placebo.

Hva viste ITT-, mITT- og per-protokoll-resultatene i den åpne tilgangsstudien som brukes her?

I anaprazol versus rabeprazol-studien var eradikasjonsratene 81.9 % versus 80.0 % i ITT-populasjonen, 89.1 % versus 88.9 % i den modifiserte ITT-populasjonen og 90.9 % versus 90.0 % i per-protokoll-populasjonen. Editverse beregnet risikoforskjellene på nytt til 1.9, 0.2 og 0.9 prosentpoeng, hver med en nedre grense på 95 prosent over marginen på minus 10 poeng, slik at alle tre analysene støttet ikke-inferioritet.

Hva er modifisert behandlingsintensjon, og bør jeg bruke begrepet?

Forklaringen og utdypingen i CONSORT 2025 sier at forfatterne bruker modifisert behandlingsintensjon for å dekke avvik fra en streng behandlingsintensjon, for eksempel å ekskludere deltakere som ikke mottok et minimum av intervensjonen, og at minimumsmengden deretter bør forklares. Den konkluderer med at forfatterne bør definere hvilke deltakere som er inkludert i hver analyse og i hvilken gruppe, og unngå begreper som modifisert behandlingsintensjon eller protokollanalyse. ICH E9 definerer ikke begrepet.

Hva ber CONSORT 2025 meg om å rapportere om analysepopulasjoner?

CONSORT 2025 punkt 21b ber om definisjon av hvem som er inkludert i hver analyse, for eksempel alle randomiserte deltakere, og i hvilken gruppe. Punkt 21c spør hvordan manglende data ble håndtert, og punkt 21d ber om ytterligere analyser som sensitivitetsanalyser, der man skiller mellom forhåndsspesifisert og post hoc. Punkt 22a ber om tallene som ble tilfeldig tildelt, som mottok den tiltenkte intervensjonen og analysert for det primære utfallet i hver gruppe, og punkt 22b ber om tap og ekskluderinger etter randomisering med begrunnelse.

Kan en analyse per protokoll være partisk?

Ja. ICH E9 slår fast at estimatet per protokoll kan være konservativt eller ikke, avhengig av studien, og at skjevheten, som kan være alvorlig, oppstår fordi overholdelse av studieprotokollen kan være relatert til behandling og utfall. ICH E9(R1) legger til at analyse av settet per protokoll ikke oppnår målet om å estimere effekten i et hovedstratum, fordi den kanskje ikke sammenligner lignende forsøkspersoner på forskjellige behandlinger.

Hvordan forholder estimater seg til intensjon-til-behandling og per-protokoll-analyse?

ICH E9(R1) sier at behandlingsstrategien for mellomliggende hendelser gjenspeiler effekten av en behandlingspolicy beskrevet under intensjon-til-behandling-prinsippet i ICH E9. Den lister opp fem strategier totalt: behandlingspolicy, hypotetisk, sammensatt variabel, mens den er på behandling og hovedstratum. Den sier at det kanskje ikke er mulig å konstruere et relevant estimat som analysen av protokollsettet er justert mot.

Referanser

Internasjonal konferanse om harmonisering. ICH Harmonisert trepartsretningslinje E9: Statistiske prinsipper for kliniske studier. 1998. Avsnitt 3.3.2, 5.2.1, 5.2.2, 5.2.3, 5.3 og ordlisten ble lest på database.ich.org 4. november 2026. database.ich.org/sites/default/files/E9_Retningslinje.pdf
Wang X, Wang H, Wang Y, Shen L, Li G, Zhu J, Li C, Gao J, Zhang Z. Anaprazolbasert versus rabeprazolbasert firedobbelt terapi for Helicobacter pylori utryddelse: en prospektiv, multisenter, randomisert kontrollert studie. Frontcelle infiserer mikrobiol. 2026;16:1972507. doi:10.3389/fcimb.2026.1972507. Registrert ChiCTR2600117235. Åpen tilgang, CC BY 4.0 (lisens lest i PMC XML, PMC13713657); antall gjenbrukt, figurer tegnet og avledede tall beregnet av Editverse i R. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/42952689/
Hopewell S, Chan AW, Collins GS, et al. CONSORT 2025 forklaring og utdyping: oppdatert retningslinje for rapportering av randomiserte studier. BMJ. 2025;389:e081124. doi:10.1136/bmj-2024-081124. Åpen tilgang, CC BY 4.0. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/40228832/
Det internasjonale harmoniseringsrådet. ICH E9(R1) Tillegg om estimater og sensitivitetsanalyse i kliniske studier til retningslinjen for statistiske prinsipper for kliniske studier. Trinn 4, 20. november 2019. Avsnitt A.3.1 til A.3.4 og avsnittet om sensitivitetsanalyse ble lest på database.ich.org 4. november 2026. database.ich.org/sites/default/files/E9-R1_Step4_Guideline_2019_1203.pdf
Gillespie SH, Crook AM, McHugh TD, et al. Fire måneders moksifloksacinbaserte behandlingsregimer for medikamentfølsom tuberkulose. N Engl J Med. 2014;371(17):1577–1587. doi:10.1056/NEJMoa1407426. Sammendrag lest på PubMed. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/25196020/
Li HK, Rombach I, Zambellas R, et al. Orale versus intravenøse antibiotika for bein- og leddinfeksjon. N Engl J Med. 2019;380(5):425–436. doi:10.1056/NEJMoa1710926. Sammendrag lest på PubMed. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/30699315/
Packer DL, Mark DB, Robb RA, et al. Effekt av kateterablasjon vs. antiarytmisk medikamentell behandling på dødelighet, hjerneslag, blødning og hjertestans blant pasienter med atrieflimmer: den randomiserte kliniske studien CABANA. JAMA. 2019;321(13):1261-1274. doi:10.1001/jama.2019.0693. Sammendrag lest på PubMed. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/30874766/
Dodd M, Carpenter J, Thompson JA, Williamson E, Fielding K, Elbourne D. Vurdering av effekt i ikke-inferioritetsstudier med manglende etterlevelse av intervensjoner: er intensjon-til-behandling- og per-protokoll-analyser egnet for formålet? Stat Med. 2024;43(12):2314-2331. doi:10.1002/sim.10067. Sammendrag lest på PubMed. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/38561927/
Hernán MA, Hernández-Díaz S. Beyond the intension-to-treat i komparativ effektivitetsforskning. Kliniske studier. 2012;9(1):48–55. doi:10.1177/1740774511420743. Sammendrag lest på PubMed. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/21948059/
Piaggio G, Elbourne DR, Pocock SJ, Evans SJW, Altman DG; CONSORT Group. Rapportering av randomiserte studier som vurderer ikke-inferioritet og ekvivalens: utvidelse av CONSORT 2010-erklæringen. JAMA. 2012;308(24):2594-2604. doi:10.1001/jama.2012.87802. Sammendrag lest på PubMed. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/23268518/
Hopewell S, Chan AW, Collins GS, et al. CONSORT 2025-uttalelse: oppdatert retningslinje for rapportering av randomiserte studier. BMJ. 2025;389:e081123. doi:10.1136/bmj-2024-081123. Åpen tilgang, CC BY 4.0. pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/40228833/

Relatert Reading

Editverse Research Team | Oppdatert november 2026