Biuletyn Informacji Publicznej

1.

Cezary Kiwała

Janssen Cilag Polska Sp. z o.o.

Uwaga do str. 13, 60, 73, 76, 81: uwaga zasadna, nie ma wpływu na wnioskowanie AWA. W analizach wnioskodawcy, m. in. w tabeli 35 analizy wpływu na budżet oraz w modelu BIA, wnioskodawca nieprecyzyjnie określił (nazwał) cenę leku za jedną kapsułkę w przypadku ceny z RSS. Powodowało to wątpliwości co do treści zaproponowanego RSS. Po wyjaśnieniach wnioskodawcy zaproponowany RSS nie budzi już wątpliwości. Wszystkie wyliczenia przeprowadzono w oparciu o właściwą cenę z RSS.  

Uwaga do str. 34, 39, 44, 45: uwaga nie ma wpływu na wnioskowanie AWA. Analitycy AOTMiT wskazywali na heterogeniczność badań dla ibrutynibu i komparatorów, której jedną z przyczyn są różnice w definicjach odpowiedzi na leczenie. Dla oceny heterogeniczności nie ma znaczenia z czego wynikają różnice w definicji odpowiedzi na leczenie. Sam wnioskodawca wskazywał w swoich analizach, że stosowanie różnych kryteriów odpowiedzi na leczenie w odnalezionych badaniach jest ograniczeniem analizy.  

Uwaga do str. 54, 57, 66, 69: uwaga nie ma wpływu na wnioskowanie AWA. Oczywiście zasadne jest stosowanie dostępnych danych z jak najdłuższego okresu obserwacji. Nie zmienia to faktu, że dane z abstraktu konferencyjnego są obciążone niepewnością w stosunku do danych z publikacji pełnotekstowej (zgodnie z kryteriami włączenia i wykluczenia do przeglądu systematycznego sam wnioskodawca deklarował chęć wykluczenia publikacji dostępnych w postaci abstraktów konferencyjnych, postępując następnie wbrew tym założeniom). Należy również zgodzić się, że mniejsza pula pacjentów na końcu krzywej Kaplana Meiera jest zjawiskiem powszechnie obserwowanym, co nie zmienia faktu, że w rozważanym przypadku na końcu okresu 16 miesięcznego obserwowani byli jedynie jednostkowi pacjenci. Spadek liczby pacjentów w oparciu o których dane wyznaczano krzywe Kaplana Meiera, następnie ekstrapolowane w analizie ekonomicznej, można więc uznać za drastyczny.  

Uwaga do str. 67: uwaga niezasadna. Brak jest dobrej jakości danych umożliwiających porównanie ibrutynibu z właściwymi komparatorami. Analitycy podtrzymują zastrzeżenia odnośnie sposobu zastosowania korekty MAIC przedstawione w analizie weryfikacyjnej. Przedstawione oszacowania korzyści klinicznej możliwej do uzyskania w wyniku stosowania ibrutynibu w porównaniu z komparatorami obarczone są znaczną niepewnością.  

Uwaga do str. 66, 69: uwaga nie ma wpływu na wnioskowanie AWA. Analitycy Agencji nie kwestionują zasadności oparcia się o dane z dłuższego okresu obserwacji, podtrzymują jednak swoje zastrzeżenia co do jakości tych danych.  

Uwaga do str. 56, 66, 69: uwaga stanowi powtórzenie twierdzeń wnioskodawcy z analiz przedłożonych do oceny. W AWA zwracano jedynie uwagę na znaczne różnice pomiędzy oceną badacza a niezależnej komisji. Zgodnie z aktualizacją IWCLL z 2012 r. konieczne jest zastosowanie tomografii komputerowej do potwierdzenia odpowiedzi na leczenie.  

Uwaga do str. 69: uwaga stanowi powtórzenie twierdzeń wnioskodawcy z analiz przedłożonych do oceny. W AWA zwrócono jedynie uwagę, że w przypadku ibrutynibu za odpowiedź na leczenie uznano też częściową odpowiedź z limfocytozą. Podano przy tym, że ma to związek z mechanizmem działania leku – w przypadku ibrutynibu uznano, że limfocytoza wskazuje nie na progresję choroby, ale na redystrybucję limfocytów z węzłów chłonnych do krążenia obwodowego.  

Uwaga do str. 66: Zastosowanie korekty cross-over nie jest działaniem nieprawidłowym. W AWA przetestowano jedynie wpływ przeprowadzenia tej korekty na wyniki.  

Uwaga do str. 67: Tak jak podaje wnioskodawca, w AWA wyraźnie wskazano, że populacja badania Fischer 2011 charakteryzowała się dużo lepszym rokowaniem niż populacja badania RESONATE. W AWA podkreślono również, że naiwne porównanie ibrutynibu ze schematem BR jest niezasadne ze względu na znaczną heterogeniczność populacji w dostępnych badaniach. Nie skutkuje to koniecznością bezkrytycznego przyjęcia wyników otrzymanych metodą MAIC. Analitycy Agencji podtrzymują swoje uwagi co do sposobu przeprowadzenia korekty oraz niepewności uzyskanych wyników.  

Uwaga do str. 65: Analitycy podtrzymują swoje uwagi zgłoszone względem wykonanej korekty MAIC. Wyniki wskazują na korzyść ze stosowania ibrutynibu względem schematu BR, niepewny jest jednak zakres tej korzyści. Dla przyjętego wariantu bardzo niewielka była efektywna liczebność badanej próby.  

Uwaga do str. 72: Celem analityków było zwrócenie uwagi na upraszczające założenie autorów BIA wnioskodawcy, które może doprowadzić do zawyżenia kosztów w scenariuszu istniejącym, a co za tym idzie zaniżenia kosztów inkrementalnych. Uwaga nie wpływa na wnioskowanie AWA.  

Uwaga do str. 74: Dane na podstawie, których analitycy szacowali średnią roczną liczbę pacjentów zostały przedstawione w AWA (m. in. na str. 74 AWA), więc pogwałcenie zasadny transparentności, co sugeruje wnioskodawca, nie miało miejsca. Zgodnie z informacją przedstawioną w AWA dane te odnosiły się do liczby pacjentów z rozpoznaniem ICD-10 C91.1 (jako rozpoznaniem głównym lub współistniejącym), którzy otrzymali co najmniej jedną linię leczenia przeciwnowotworowego (chemioterapię). Przedstawione dane pochodziły bezpośrednio z pisma NFZ.  

Zdaniem analityków różnica wielkości populacji wynikająca z wcześniejszych i aktualnych danych NFZ jest znacząca.  

Dane NFZ, na podstawie których analitycy szacowali wielkość populacji docelowej odnosiły się do niepowtarzalnych identyfikatorów (bez zdublowanych rekordów), więc zastosowanie przekształcenia, które przeprowadzili autorzy BIA wnioskodawcy nie było w tym przypadku zasadne (było zasadne w przypadku szacowania populacji przez autorów analizy wnioskodawcy na podstawie niepowtarzalnych numerów PESEL dla poszczególnych leków, więc po zsumowaniu liczby pacjentów dany identyfikator mógł występować kilkukrotnie).  

Zdaniem analityków przedstawienie danych dla wszystkich pacjentów z rozpoznaniem C91.1 (zarówno jako rozpoznaniem głównym jak i współistniejącym) jest zasadne w celu wskazania całkowitej, maksymalnej liczby pacjentów z CLL.  

Na podstawie analizy danych NFZ można stwierdzić, że wśród wszystkich pacjentów z CLL, dla których przedstawiono dane, 82,62% posiadało CLL jako rozpoznanie główne, więc możliwe przeszacowanie wielkości populacji nie będzie większe niż wynikające z tej wartości.