出于科學(xué)、倫理及商業(yè)層面的原因,制藥行業(yè)在臨床前安全性研究中使用動物一直是備受關(guān)注的焦點。近年來,該問題受到的審視日益嚴格——歐盟與美國均明確提出減少或淘汰毒理學(xué)研究中動物使用的目標,如《歐盟指令2010/63/EU》及2022年《FDA現(xiàn)代化法案2.0》。其中,減少或取消為滿足一定的統(tǒng)計學(xué)效力、科學(xué)要求及監(jiān)管審查所需的大型動物(如犬、非人靈長類動物)數(shù)量,是當(dāng)前持續(xù)爭論的議題(FDA,2022)。
傳統(tǒng)觀點認為,研究中納入更多動物能顯著提高觀察到罕見及極罕見事件的可能性。但為追求研究確定性而持續(xù)增加動物數(shù)量,最終會變得難以實施、成本過高且違背倫理。因此,核心問題在于:究竟需要多少動物?為研究新增一只動物所帶來的收益,是否足以證明其使用的合理性?
臨床前毒理學(xué)研究通常聚焦于兩點:一是檢測異常情況(包括預(yù)期內(nèi)與預(yù)期外)的存在,二是確定相關(guān)指標的變化規(guī)律(如藥物血漿濃度隨時間的變化)。研究目標可界定為各類“事件”。一旦界定事件,便可為其發(fā)生概率賦值。該概率通常由事件在受試群體中的發(fā)生率決定。本研究側(cè)重探討發(fā)生率與樣本量之間的關(guān)系,以評估增加研究中動物數(shù)量所帶來的邊際效益,即“更多”未必“更好”。
研究方法
本分析采用二項分布模型,以理解不同樣本量下檢測不同發(fā)生率事件的概率。在實際研究中,發(fā)生率通常為估算值,但本研究假設(shè)所采用的發(fā)生率能夠反映實驗樣本來源群體的真實發(fā)生率。新增動物后檢測概率的變化,可體現(xiàn)額外受試對象帶來的檢測邊際效益。
研究結(jié)果
概率分析方法
臨床前研究通常聚焦于檢測異常情況(包括預(yù)期內(nèi)與預(yù)期外)的存在,并確定相關(guān)指標的變化規(guī)律(如藥物血漿濃度隨時間的變化)。本分析將研究目標界定為各類“事件”,核心關(guān)注的事件包括:接受藥物處理的一只或多只動物出現(xiàn)意外異常,或一只或多只動物的生物標志物超過特定閾值。事件界定后,即可為其發(fā)生概率賦值。
假設(shè)研究人員關(guān)注特定異常X,且已知其在受試對象來源群體中的發(fā)生率。若受試對象是該群體中均質(zhì)且具代表性的樣本,則群體中X的發(fā)生率等同于單個受試對象出現(xiàn)X的概率。此場景可應(yīng)用參數(shù)為p和N的二項分布模型進行分析:其中p為樣本來源群體中X的發(fā)生率,N為研究中的受試對象數(shù)量。二項分布可計算N個受試對象中恰好有k個出現(xiàn)X的概率。
二項分布公式為:
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n為N個獨立受試對象中出現(xiàn)X的數(shù)量,k的取值范圍為0(無對象出現(xiàn)X)至N(所有對象均出現(xiàn)X)。例如,當(dāng)研究納入6只動物(N=6),且群體中X的發(fā)生率為0.1(p=0.1)時,恰好2只受試對象出現(xiàn)X的概率為:
下表列出了k=0、1、…、6時的所有概率情況:如下表所示,在6個受試對象的研究中,無對象出現(xiàn)X的概率為0.5314,至少1個對象出現(xiàn)X的概率為1–0.5314=0.4686;而在7個受試對象的研究中,上述概率分別為0.4783和1–0.4783=0.5217。
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邊際分析方法
當(dāng)發(fā)生率p固定時,隨著樣本量N的增加,檢測到至少1次事件的概率會隨之上升。但通過增加樣本量提高檢測概率的需求,與減少樣本量以符合倫理、操作及經(jīng)濟要求的需求存在沖突。解決這一沖突的思路是:從較小樣本量起步,權(quán)衡新增受試對象帶來的邊際效益與相應(yīng)的邊際成本。
定義q(N,p)為樣本量為N、事件發(fā)生率為p時,觀察到至少1次事件X的二項概率,其數(shù)學(xué)表達式為:q(N,p)=1–(1–p)?。結(jié)合上表數(shù)據(jù),q(6, 0.10)=0.4686,q(7, 0.10)=0.5217,即在6個受試對象的研究中新增1個對象,檢測概率的邊際提升為0.5217–0.4686=0.0531。
進一步定義邊際提升量Δq(N,p)=q(N+1,p)–q(N,p)=p×(1–p)?。下圖展示了N=3至9、p∈[0,1]時的Δq(N,p)值。
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若考慮逐步新增多個受試對象的累積效應(yīng):若初始樣本量為N,新增M個對象帶來的總提升為:Σ(i=1至M)p×(1–p)?????1?
例如,在3個受試對象的研究中新增2個對象的邊際效應(yīng)為:Σ(i=1至2)p×(1-p)?3???1?=p×(1-p)3+p×(1-p)?
直接通過二項式公式計算q(5,p)=1–(1–p)?,與逐步累加計算結(jié)果一致:Σ(i=1至5)p×(1-p)?????1?=1–(1–p)?
邊際提升的特征
對于樣本量為N、發(fā)生率為p的研究,Δq(N,p)=p×(1-p)?在p∈[0,1]范圍內(nèi)的全局最大值出現(xiàn)在p=1/(1+N)處,將該發(fā)生率值記為p?。此時函數(shù)值為Δq(N,p?)=N?/(1+N)?1???。值得注意的是,這兩個基準值——最大邊際提升量及實現(xiàn)該提升所需的發(fā)生率——均僅取決于研究樣本量。
結(jié)合上表中數(shù)據(jù),在6個受試對象的研究中新增1個對象,對發(fā)生率p=0.10的事件,檢測概率的邊際提升為0.0531,這與通過公式Δq(6,0.10)=0.1×(1–0.1)?=0.0531計算的結(jié)果一致。進一步計算可得:p*?=1/(1+6)=0.1429,Δq(6,0.1429)=6?/(1+6)?=0.0567。即對于N=6的研究,新增1個受試對象可實現(xiàn)的最大檢測概率提升為0.0567,對應(yīng)的事件發(fā)生率為0.1429。
為更具體地闡釋上述概念,以食蟹猴心律失常研究(Chui等人,2012)為例:該研究中室性心動過速(VT)、室上性期前收縮(SPC)和室性期前收縮(VPB)的日間發(fā)生率分別為1.4%、10.7%和25.4%。以這些發(fā)生率為基準,在N=4的臨床前研究中,觀察到至少1例VT的概率為q(4, 0.014)=1–(1–0.014)?=0.055,觀察到至少1例SPC和VPB的概率分別為0.364和0.690。當(dāng)樣本量從4增至5時,上述概率分別升至0.068(VT)、0.432(SPC)和0.769(VPB),邊際提升量依次為0.013、0.068和0.079。樣本量從4翻倍至8時的提升更為顯著。
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以SPC為例:樣本量從4增至5時,觀察到至少1例SPC的概率從0.364升至0.432,邊際提升0.068。研究負責(zé)人需判斷:在36%的基線概率基礎(chǔ)上,額外增加約6%的檢測概率,是否值得納入1只額外動物。而樣本量從4增至8時,問題的權(quán)衡維度更復(fù)雜:將SPC的檢測概率從0.432提升至0.596,是否值得新增4只動物?此類問題的答案不僅取決于事件X的重要性,還需考慮是否可在不新增動物的情況下實現(xiàn)樣本量的等效提升(例如,合并兩項或多項相同設(shè)計的N=4研究數(shù)據(jù))。
無論事件發(fā)生率如何,隨著樣本量增加,q(N,p)的邊際提升量均會下降。如上圖所示,若要達到60%的事件檢測概率(觀察到至少1次事件):對于發(fā)生率0.20的事件,需4個受試對象;對于發(fā)生率0.10的事件,需9個受試對象。
類比Fisher最小顯著差異法,可設(shè)定50%為檢測概率閾值:發(fā)生率≥0.12(12%)的事件,在N=6的研究中被觀察到的概率≥50%。臨床及非臨床研究設(shè)計中常采用80%作為前瞻性閾值:對于N=6的研究,能以80%概率觀察到至少1次事件的最低發(fā)生率為0.24(24%)。
最后
本文中,禮來提出了一種基于二項分布的方法,用于探究逐步增加受試對象所產(chǎn)生的影響。該方法的核心目標是通過“邊際效益與邊際成本權(quán)衡”的視角構(gòu)建樣本量問題框架,幫助研究管理者為研究結(jié)果設(shè)定合理預(yù)期。
該方法以“新增受試對象后,觀察到至少1次特定事件的概率提升”作為效益衡量標準,并聚焦核心問題:新增1個受試對象所產(chǎn)生的邊際成本(操作層面、經(jīng)濟層面、倫理層面),是否匹配其帶來的邊際效益。
采用了兩個核心指標進行衡量:
q(N,p):指在樣本量為N、事件發(fā)生率為p的研究中,觀察到至少1次目標事件的概率。
Δq(N,p):指將研究樣本量從N增至N+1時,上述概率的提升量。
若設(shè)定“觀察到至少1次目標事件的預(yù)期總概率p*”,通過調(diào)整N的取值,可利用q(N,p)確定所需的最小樣本量,進而幫助研究者在“可接受的事件觀察概率”與“可接受的研究樣本量”之間進行權(quán)衡決策。
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