Abstract
Léčba spinálních epidurálních metastáz je multidisciplinární a obvykle se na ní podílí tým lékařských onkologů, radiologů, radioterapeutů a spinálních chirurgů. Očekávaná délka života je jedním z faktorů zvažovaných při rozhodování, zda je operace oprávněná. Vzhledem k tomu, že odborné odhady očekávané délky života nejsou obecně spolehlivé, je zapotřebí predikční model. Zde jsme časově ověřili model, který byl dříve ověřen geograficky.
Záznamy 110 po sobě jdoucích pacientů, kteří byli odesláni se spinální epidurální metastázou, byly shromážděny prospektivně v letech 2009-2013 za účelem ověření modelu, který byl publikován v roce 2011. Skutečná a odhadovaná délka života byla znázorněna graficky a byla stanovena kalibrace a diskriminace. Byl vypočten kalibrační sklon, Harrellův c-index, D a RD2. Poměry rizik v odvozeném souboru z roku 2011 byly porovnány s validačním souborem. Nespecifikace byla určena pomocí společného testu pro β*.
Kalibrační sklon byl 0,64 ± 0,15 (95% CI: 0,34-0,94), Harrellův c-index byl 0,72, D byl 1,08 a RD2 byl 0,22, což ukazuje na mírně horší diskriminaci v derivačním souboru. Společný test pro β* = 0 byl statisticky významný a naznačoval chybnou specifikaci; tato chybná specifikace však byla připsána výhradně chirurgické skupině.
Ověřili jsme predikční model pro chirurgické rozhodování a ukázali, že celkový výkon modelu je dobrý. Na základě těchto výsledků tento model pomůže klinickým lékařům při rozhodování, zda pacientům se spinálními epidurálními metastázami nabídnout chirurgický zákrok.
Výskyt symptomatických spinálních epidurálních metastáz se bude díky pokroku v léčebných možnostech zvyšovat. Pokud se objeví symptomy, může mít metastáza devastující důsledky pro pacienta i jeho rodinu. Účinná léčba tohoto stavu je proto nezbytná pro zlepšení nebo zachování kvality života a obvykle se upřednostňuje multidisciplinární přístup.1
Ve většině případů se používá radioterapie. Ve vybraných případech však může chirurgický zákrok pomoci obnovit stabilitu a/nebo dekompresi nervových struktur. O tom, zda je pacient vhodným kandidátem pro operaci, může rozhodnout několik faktorů; mezi tyto faktory patří přání pacienta, histologie metastázy, radiosenzitivita, dostupnost operace a délka trvání neurologického deficitu. Kromě toho je odhadovaná délka života ≥ 3 měsíce dalším faktorem, podle kterého se určuje, zda je pacient vhodným kandidátem na operaci.1-3
Protože odborníci nedokážou spolehlivě odhadnout očekávanou délku života,1,4,5 bylo vyvinuto mnoho predikčních modelů.6-8 Jeden takový model byl ověřen interně9 i geograficky.10 Model je dostupný na internetu (www.nccn.nl/nccn-en/). Zde jsme se pokusili o časovou validaci tohoto modelu (tj. s využitím prospektivně shromážděných dat) pomocí nejmodernější validace.11 Tento validační proces je mezi predikčními modely očekávané délky života s ohledem na spinální epidurální metastázy jedinečný.
Materiál a metody
Protokol výzkumu byl schválen etickými komisemi příslušných institucí. Od září 2009 do ledna 2013 byly prospektivně shromážděny údaje od všech pacientů se spinálními epidurálními metastázami, kteří byli přijati na neurochirurgické oddělení Radboud University Medical Center a Canisius Wilhelmina Hospital (87 pacientů); kromě toho byly prospektivně shromážděny údaje od všech pacientů se spinálními epidurálními metastázami, kteří byli v roce 2012 odesláni na neurochirurgické oddělení The Haaglanden Medical Center v Haagu (23 pacientů).
Pacienti s chybějícími údaji byli ze studie vyloučeni. Kromě základních charakteristik pacientů byly dokumentovány následující znaky: Karnofského skóre výkonnosti (v případě náhlého vzniku závažné míšní léze , bylo skóre odhadnuto těsně před zhoršením); kurativní záměr léčby primárního nádoru; povaha metastázy; a úroveň míchy. Původní model nezahrnoval zavedenou léčbu jako prediktor; i ta však byla zaznamenána. Pacienti byli léčeni buď pomocí radioterapie, nebo chirurgicky (dekomprese nervových struktur a stabilizace páteře) s následnou radioterapií. Tyto údaje byly použity k validaci predikčního modelu publikovaného v roce 2011.10 Údaje byly zkráceny na 10 měsíců, protože to přispělo k zachování předpokladu proporcionálních rizik a bylo to provedeno i v původním modelu.
Coxův model byl validován pomocí testovací populace, jak popsali Royston a Altman.11 Nejprve byla graficky vyhodnocena predikční schopnost vynesením skutečného přežití jako Kaplan-Meierovy křivky a predikovaného přežití jako průměru predikovaných Coxových křivek přežití. Poté byla vypočtena prediktivní schopnost a vyjádřena jako Harrellův c-index (diskriminace) a Royston-Sauerbreiho D-statistika, RD2 (kalibrace). Vypočítán byl také kalibrační sklon – vyjádřený jako regresní koeficient na prognostický index (PI). Rozložení PI v odvozeném souboru a v současném validačním souboru bylo porovnáno a statisticky testováno pomocí Mannova-Whitneyho U-testu. Nesprávná specifikace/vhodnost modelu byla ověřena pomocí společného testu β* = 0,11. Hodnoty β* představují rozdíly mezi regresními koeficienty odhadnutými v odvozeném souboru a koeficienty odhadnutými v modelu přizpůsobeném validačnímu souboru. Poměry rizik pro různé prediktory byly porovnány s poměry rizik derivačního souboru. Prediktivní schopnost byla rovněž znázorněna Kaplanovými-Meierovými křivkami dalších 2 skupin pacientů: pacientů s předpokládaným mediánem přežití 3 měsíce a více a pacientů s předpokládaným mediánem přežití kratším než 3 měsíce. Přežití je vyjádřeno jako medián v měsících (rozmezí: minimum-maximum). Ostatní hodnoty jsou vyjádřeny jako průměr ± standardní chyba s 95% intervalem spolehlivosti. Rozdíly byly považovány za statisticky významné, pokud P < ,05.
Výsledky
Všech 110 po sobě jdoucích pacientů v uvedeném časovém období mělo kompletní záznamy a bylo zahrnuto. U žádného z pacientů tedy nechyběly údaje. V době analýzy (říjen 2014) bylo 90 pacientů po smrti a medián doby přežití byl 5,7 měsíce (rozmezí: 0,3-68,3 měsíce);18,1 % pacientů mělo cenzurovanou dobu přežití.
Graficky odhadovaná doba přežití dobře odpovídala skutečné době přežití pacientů (obr. 1). Kalibrační sklon byl 0,64 ± 0,15 (95% CI: 0,34-0,94), což ukazuje na horší diskriminaci ve validačním souboru než v souboru odvozeném. Hodnoty c-indexu, D-statistiky a RD2 z derivačního a validačního souboru jsou shrnuty v tabulce 1. Společný test pro β* byl 0 (P = .0003), což naznačuje významnou chybnou specifikaci.
Souhrn c, D a R2D pro původní derivační soubor, celkový validační soubor, validační pacienty, kteří podstoupili pouze radioterapii, a pacienty, kteří podstoupili operaci i radioterapii
| . | Derivační soubor 2011 . |
Ověřovací soubor 2014 N = 110 . |
Validační soubor Radioterapie n = 58 . |
Validační soubor Chirurgie a radioterapie n = 52 . |
|---|---|---|---|---|
| c | 0,72 | 0,68 | 0,75 | 0,55 |
| D | 1,47 | 1,08 | 1.5 | 0,32 |
| R2D | 0,34 | 0,22 | 0,35 | 0,02 |
| . | Derivační sada 2011 . |
Ověřovací soubor 2014 N = 110 . |
Validační soubor Radioterapie n = 58 . |
Validační soubor Chirurgie a radioterapie n = 52 . |
|---|---|---|---|---|
| c | 0,72 | 0,68 | 0,75 | 0,55 |
| D | 1.47 | 1,08 | 1,5 | 0,32 |
| R2D | 0,34 | 0,22 | 0,35 | 0.02 |
Přehled c, D a R2D pro původní odvozený soubor, celkový validační soubor, validační pacienty, kteří podstoupili pouze radioterapii, a pacienty, kteří podstoupili operaci i radioterapii
| . | Derivační soubor 2011 . |
Ověřovací soubor 2014 N = 110 . |
Validační soubor Radioterapie n = 58 . |
Validační soubor Chirurgie a radioterapie n = 52 . |
|---|---|---|---|---|
| c | 0,72 | 0,68 | 0,75 | 0,55 |
| D | 1,47 | 1,08 | 1.5 | 0,32 |
| R2D | 0,34 | 0,22 | 0,35 | 0,02 |
| . | Derivační sada 2011 . |
Ověřovací soubor 2014 N = 110 . |
Validační soubor Radioterapie n = 58 . |
Validační soubor Chirurgie a radioterapie n = 52 . |
|---|---|---|---|---|
| c | 0,72 | 0,68 | 0,75 | 0,55 |
| D | 1.47 | 1,08 | 1,5 | 0,32 |
| R2D | 0,34 | 0,22 | 0.35 | 0,02 |
Odhadovaná křivka přežití (Cox; čárkovaná čára) a skutečná křivka přežití (Kaplan-Meier; plná čára) v měsících po prezentaci pro kompletní validační soubor (N = 110 pacientů).
Odhadovaná křivka přežití (Cox; čárkovaná čára) a křivka skutečného přežití (Kaplan-Meier; plná čára) v měsících po prezentaci pro kompletní validační soubor (N = 110 pacientů).
Dále byla validační skupina rozdělena na pacienty, kteří podstoupili operaci následovanou radioterapií (58 pacientů), a pacienty, kteří podstoupili pouze radioterapii (52 pacientů). U těchto 2 podskupin byl společný test pro β* = 0 signifikantní pro skupinu s operací (P = .001), ale nesignifikantní pro skupinu bez operace (P = .52). Ve skupině, která nepodstoupila operaci, tedy k chybné specifikaci nedošlo (obr. 2 a 3). Tento jev se vyskytl i při hodnocení diskriminace (tabulka 1). Ve skupině po operaci zemřelo do 3 měsíců od prezentace pouze 6 pacientů. Poměry rizika jsou shrnuty v tabulce 2. Rozložení PI v derivačním souboru a ve validačním souboru je znázorněno v tabulce 3. Statistický rozdíl nebyl přítomen (P = .58). Kaplanovy-Meierovy křivky po dichotomizaci pro odhadovaný medián přežití (<3 vs ≥3 měsíce) jsou uvedeny na obr. 4. Model přesně predikoval u osob s odhadovaným mediánem přežití 3 měsíce a více. Druhá skupina si vedla o něco hůře: predikované přežití bylo horší než pozorované přežití.5
Přehled poměrů rizik (HR) derivačního (2011) a validačního (2014) souboru
| Predikátor . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
|---|---|---|
| Pohlaví (žena vs. muž) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1.58) |
| Karcinom plic | 1,89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
| Karcinom ledviny | 2.52 (1,64-3,87) | 0,31 (0,04-2,47) |
| Jiný karcinom | 1,76 (1,31-2,26) | 0.75 (0,36-1,57) |
| Kurativní léčba primárního | 0,69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0.79) |
| Cervikální lokalizace metastázy | 2,32 (1,68-3,19) | 1,47 (0,79-2.74) |
| KPS: 10-20 | 80,92 (33,26-196,77) | – |
| KPS: 30-40 | 10,12 (5,32-19,25) | 8.36 (3,16-22,07) |
| KPS: 50-70 | 5,23 (2,83-9,67) | 1,82 (0,73-4,59) |
| KPS: 80 | 3.84 (1,95-7,53) | 1,30 (0,51-3,33) |
| Predikátor . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
|---|---|---|
| Pohlaví (žena vs. muž) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1,58) |
| Karcinom plic | 1.89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
| Karcinom ledviny | 2,52 (1,64-3,87) | 0,31 (0.04-2,47) |
| Jiný karcinom | 1,76 (1,31-2,26) | 0,75 (0,36-1,57) |
| Kurativní léčba primárního | 0.69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0,79) |
| Cervikální lokalizace metastázy | 2,32 (1,68-3.19) | 1,47 (0,79-2,74) |
| KPS: 10-20 | 80,92 (33,26-196,77) | – |
| KPS: 30-40 | 10.12 (5,32-19,25) | 8,36 (3,16-22,07) |
| KPS: 50-70 | 5,23 (2,83-9,67) | 1,82 (0,73-4.59) |
| KPS: 80 | 3,84 (1,95-7,53) | 1,30 (0,51-3,33) |
Přehled poměrů rizik (HR) derivačního (2011) a validačního (2014) souboru
| Prediktor . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
|---|---|---|
| Pohlaví (žena vs. muž) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1.58) |
| Karcinom plic | 1,89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
| Karcinom ledviny | 2.52 (1,64-3,87) | 0,31 (0,04-2,47) |
| Jiný karcinom | 1,76 (1,31-2,26) | 0.75 (0,36-1,57) |
| Kurativní léčba primárního | 0,69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0.79) |
| Cervikální lokalizace metastázy | 2,32 (1,68-3,19) | 1,47 (0,79-2,74) |
| KPS: 10-20 | 80.92 (33,26-196,77) | – |
| KPS: 30-40 | 10,12 (5,32-19,25) | 8.36 (3,16-22,07) |
| KPS: 50-70 | 5,23 (2,83-9,67) | 1,82 (0,73-4,59) |
| KPS: 80 | 3.84 (1,95-7,53) | 1,30 (0,51-3,33) |
| Predikátor . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
|---|---|---|
| Pohlaví (žena vs. muž) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1,58) |
| Karcinom plic | 1.89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
| Karcinom ledviny | 2,52 (1,64-3,87) | 0,31 (0.04-2,47) |
| Jiný karcinom | 1,76 (1,31-2,26) | 0,75 (0,36-1,57) |
| Kurativní léčba primárního | 0.69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0,79) |
| Cervikální lokalizace metastázy | 2,32 (1,68-3.19) | 1,47 (0,79-2,74) |
| KPS: 10-20 | 80,92 (33,26-196,77) | – |
| KPS: 30-40 | 10.12 (5,32-19,25) | 8,36 (3,16-22,07) |
| KPS: 50-70 | 5,23 (2,83-9,67) | 1,82 (0.73-4,59) |
| KPS: 80 | 3,84 (1,95-7,53) | 1,30 (0,51-3,33) |
Rozdělení prognostického indexu v derivačním souboru a validačním souboru
| Datový soubor . | Minimální . | Q25a . | Medián . | Q75b . | Maximum . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivace N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1,7 | 2,3 | 5,9 | 0 .07 |
| Ověření N = 110 |
-0,8 | 0,8 | 1,7 | 2.3 | 3,8 | -0,24 |
| Datový soubor . | Minimální . | Q25a . | Medián . | Q75b . | Maximum . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivace N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1,7 | 2,3 | 5,9 | 0 .07 |
| Ověření N = 110 |
-0,8 | 0,8 | 1,7 | 2,3 | 3,8 | -0.24 |
a25% kvartil.
b75% kvartil.
Rozdělení prognostického indexu v derivačním souboru a validačním souboru
| Datový soubor . | Minimum . | Q25a . | Medián . | Q75b . | Maximum . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivace N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1,7 | 2,3 | 5,9 | 0 .07 |
| Ověření N = 110 |
-0,8 | 0,8 | 1,7 | 2.3 | 3,8 | -0,24 |
| Datový soubor . | Minimum . | Q25a . | Medián . | Q75b . | Maximum . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivace N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1.7 | 2,3 | 5,9 | 0,07 |
| Ověření N = 110 |
-0.8 | 0,8 | 1,7 | 2,3 | 3,8 | -0,24 |
a25% kvartil.
b75% kvartil.
Odhadovaná křivka přežití (Cox; čárkovaná čára) a křivka skutečného přežití (Kaplan-Meier; plná čára) v měsících po prezentaci pro pacienty, kteří podstoupili radioterapii (n = 58).
Odhadovaná křivka přežití (Cox; čárkovaná čára) a skutečná křivka přežití (Kaplan-Meier; plná čára) v měsících po prezentaci pro pacienty, kteří podstoupili radioterapii (n = 58).
Odhadovaná křivka přežití (Cox; čárkovaná čára) a křivka skutečného přežití (Kaplan-Meier; plná čára) v měsících po prezentaci pro pacienty, kteří podstoupili jak operaci, tak radioterapii (n = 52).
Odhadovaná křivka přežití (Cox; čárkovaná čára) a skutečná křivka přežití (Kaplan-Meier; plná čára) v měsících po prezentaci pro pacienty, kteří podstoupili operaci i radioterapii (n = 52).
Kaplanovy-Meierovy křivky pro 2 odlišné skupiny pacientů: pacienty s přežitím 3 a více měsíců (PI ≤ 2,4; zeleně) a pacienty s přežitím <3 měsíce (PI > 2,4). Zobrazeny jsou odhadované přežití (tečkované čáry) a skutečné přežití na základě aktuálního validačního souboru (plné čáry).
Kaplanovy-Meierovy křivky pro 2 odlišné skupiny pacientů: pacienty s přežitím 3 měsíce nebo více (PI ≤ 2,4; zeleně) a pacienty s přežitím <3 měsíce (PI > 2,4). Zobrazeny jsou odhadované přežití (tečkované čáry) a skutečné přežití na základě aktuálního validačního souboru (plné čáry).
(A a B) Snímky obrazovek grafů 2 pacientů, kteří se dostavili do naší nemocnice kvůli symptomatické spinální epidurální metastáze. V (A) je vynesen graf očekávané délky života 35letého muže trpícího karcinomem ledviny, pro který před rokem podstoupil kurativně zamýšlenou nefrektomii. Objevily se u něj symptomatické metastázy v Th12 a KPS 70. Vzhledem k odhadované délce života delší než 3 měsíce mu byla nabídnuta operace (dorzální fúze po dekompresi a přední opoře). Po 15 měsících zemřel v důsledku stavu nesouvisejícího s touto páteřní metastázou, a to na masivní extraspinální metastázy. Do 1 měsíce před smrtí byl ambulantní. Na obrázku (B) je uvedena odhadovaná délka života 61letého muže, u něhož bylo 2 měsíce známo, že má diseminovaný nemalobuněčný karcinom plic. Měl symptomatickou lézi v oblasti C7. Jeho motorická síla se rychle zhoršovala a KPS (70) byl vypočítán ze dne před přijetím. Medián očekávané délky života byl <3 měsíce. Podstoupil 5 frakcí radioterapie. Vrátil se domů na paliativní péči. Zemřel 6 týdnů po konzultaci s naší službou kvůli rychle se zhoršujícímu klinickému stavu.
(A a B) Snímky grafů 2 pacientů, kteří se dostavili do naší nemocnice kvůli symptomatickým spinálním epidurálním metastázám. V (A) je vynesen graf očekávané délky života 35letého muže trpícího karcinomem ledviny, pro který před rokem podstoupil kurativně zamýšlenou nefrektomii. Objevily se u něj symptomatické metastázy v Th12 a KPS 70. Vzhledem k odhadované délce života delší než 3 měsíce mu byla nabídnuta operace (dorzální fúze po dekompresi a přední opoře). Po 15 měsících zemřel v důsledku stavu nesouvisejícího s touto páteřní metastázou, a to na masivní extraspinální metastázy. Do 1 měsíce před smrtí byl ambulantní. Na obrázku (B) je uvedena odhadovaná délka života 61letého muže, u něhož bylo 2 měsíce známo, že má diseminovaný nemalobuněčný karcinom plic. Měl symptomatickou lézi v oblasti C7. Jeho motorická síla se rychle zhoršovala a KPS (70) byl vypočítán ze dne před přijetím. Medián očekávané délky života byl <3 měsíce. Podstoupil 5 frakcí radioterapie. Vrátil se domů na paliativní péči. Zemřel 6 týdnů po konzultaci s naším pracovištěm z důvodu rychle se zhoršujícího klinického stavu.
Diskuse
Odhad přežití pacientů s epidurálními metastázami je nezbytný pro určení individuálních možností léčby pacientů. Kromě jiných faktorů se při rozhodování o provedení operace obecně považuje za přijatelné odhadované přežití ≥ 3 měsíce. Vzhledem k tomu, že názor odborníků je obecně nespolehlivý, podpořil by rozhodnutí doporučit operaci validovaný predikční model.1
Současný model byl vyvinut jako doplněk při rozhodování, zda nabídnout operaci, či nikoli. Proto byla důležitá hranice 3 měsíců. V původním modelu byla data zkrácena na 10 měsíců, protože musel být splněn předpoklad proporcionálních rizik.9 To bylo provedeno i v tomto validačním procesu. Po předchozí externí validaci byl model mírně upraven.10 Tato konečná verze vyvinutá na datech více než 500 pacientů je nyní validována.
Byly popsány další modely. Tokuhashi a kolegové12 popsali model, který vyžadoval informace o (i) celkovém stavu, (ii) počtu extraspinálních kostních metastáz, (iii) počtu metastáz v obratlovém těle, (iv) metastázách v hlavních vnitřních orgánech (plíce, játra, ledviny a mozek), (v) primárním místě nádorového onemocnění a (vi) závažnosti míšní obrny. Sloužil pouze k odhadu, jaký druh operace by měl být proveden.10 Revidovaná verze13 se zdála být mírně výkonná.14
Další známý model představil Tomita et al.15 Autoři použili údaje od chirurgicky léčených pacientů, čímž zavedli selekci pacientů. Byl zkonstruován pouze za účelem definování typu operace, nikoliv přežití. Bylo také nutné hledat další metastázy. Navíc jedním z prediktivních faktorů byla malignita primární metastázy, která souvisela s rychlostí růstu, který mohl být pomalý, mírný nebo rychlý. Tento model nebyl vhodný pro odhad přežití u pacienta s epidurální metastázou.
V roce 2005 van der Linden et al16publikovali predikční model. Model byl sestaven na základě údajů z přísně vymezené populace. Pacienti, kteří měli metastázy v krční páteři, patologickou zlomeninu nebo kompresi míchy, karcinom ledviny nebo melanom, byli vyloučeni. To omezovalo jeho použití v onkologické praxi. Vyžadoval také vyhledávání viscerálních metastáz.
Jiný model nedávno popsali Bollen et al.6 Potřebnými informacemi byly typ primárního karcinomu, výkonnostní stav, přítomnost viscerálních, mozkových a kostních metastáz, počet a umístění spinálních metastáz a neurologické funkce. Výkonnostní stav byl hodnocen pomocí KPS a neurologické funkce pomocí Frankelovy škály. Výsledkem byly 4 kategorie s rozdílným přežitím. Žádný z výše uvedených modelů však nebyl nikdy validován tak, jako model, který uvádíme v tomto článku.
Hlavní výhodou současného modelu je jeho jednoduchost. Je třeba znát pouze 5 faktorů: pohlaví, histologii (karcinom ledviny, karcinom prsu/prostaty, karcinom plic nebo jiné), zda byl primární nádor kurativně léčen, krční lokalizaci symptomatické metastázy a KPS. Rozsáhlá radiologická vyšetření různých částí těla, jako je CT hrudníku/břicha nebo nukleární snímky, nejsou opodstatněná. Proto lze odhad provést během několika minut, pokud je znám primární nádor (většina případů). Diskuse o zkušenostech jednotlivých lékařů nebude nutná.
Výkonnost modelu je dobrá, protože hodnoty c a RD2 byly ve validačním souboru téměř stejné, pouze s mírným snížením, což se dalo očekávat.11 Kalibrace předloženého modelu byla také dobrá.
Diskriminace byla ve validačním souboru o něco horší než v souboru odvozeném. Diskriminace v nechirurgické skupině byla dobrá, zatímco diskriminace v chirurgicky léčené skupině byla horší; stejný vzorec platí i pro chybnou specifikaci/fit. Tato nevhodnost může být způsobena relativně malým počtem pacientů v jednotlivých skupinách v poměru k počtu prediktorů; model byl navíc vyvinut výhradně pro predikci přežití s cílem optimalizovat výběr kandidátů na operaci. Proto nebyla zavedená terapie zavedena jako samostatný ukazatel vzhledem k tomu, že většina pacientů podstoupila pouze radioterapii. Zavedení chirurgického zákroku by navíc bylo komplikované vzhledem k tomu, že možnosti chirurgického zákroku jsou poměrně rozmanité a mohou zahrnovat kyfoplastiku, ale také totální vertebrektomii a také mnoho dalších možností. V praxi se typ chirurgického zákroku určuje až poté, co se zjistí, že pacient je vhodným kandidátem na operaci.
U pacientů, kteří podstoupili operaci, je zjištění, že skutečné přežití bylo o něco lepší než odhadované přežití, v souladu se studií Patchella et al.3 Relativně nízké procento pacientů (6,9 %), kteří zemřeli do 3 měsíců po operaci v populaci z Nijmegenu, ospravedlňuje použití prezentovaného predikčního modelu. Pro pacienty odeslané do nemocnic v regionu Nijmegen tak byla odhadovaná délka života <3 měsíce důležitým rozhodujícím faktorem pro nabídku pouze radioterapie. Celkově lze říci, že ačkoli model předpovídal minimální dobu přežití, je třeba zdůraznit, že je třeba vzít v úvahu i další faktory – například přání pacienta, histologii metastázy, radiosenzitivitu, chirurgickou dostupnost a trvání neurologického deficitu.
Malý vzorek lze považovat za nedostatek. Nadměrné přizpůsobení je problém, když počet proměnných není v rovnováze s velikostí vzorku. To může být příčinou rozdílu v účinku prediktorů. Při vývoji predikčního modelu ověřovaného v této studii jsme však žádné problémy s overfittingem neměli. Původní model nebyl upravován na základě údajů z validačního souboru, a tak se problém s overfittingem neprojevil. Velikost vzorku může také přispět k rozdílu ve variabilitě proměnných v různých souborech dat. Vzhledem k tomu, že rozložení PI je v původním souboru a ve validačním souboru srovnatelné, nebyl případný rozdíl pro klinické použití relevantní. Rozdíl v Kaplanově-Meierově křivce a průměru křivek předpokládaného přežití u pacientů s předpokládaným mediánem přežití <3 měsíce lze rovněž přičíst velikosti vzorku pro tuto skupinu.
Závěrem lze říci, že tento model pomůže optimalizovat možnosti léčby jednotlivých pacientů, kteří mají spinální epidurální metastázy a jsou léčeni v multidisciplinárním prostředí. Finally, the model provides a reliable estimate of life expectancy based on easily retrievable data (www.nccn.nl/nccn-en/).
Funding
None declared.
Acknowledgment
We are debed to Bert Keurentjes, Radboud in’to Languages, Center of Expertise for language and communication, for correcting English grammar and style.
Conflict of interest statement. Žádný nebyl deklarován.
,
,
.
.
.
;
:
–
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
;
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
.
,
.
.
.
;
:
.
,
,
a kol .
.
.
;
:
–
.
,
,
.
.
.
;
:
–
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
.
,
,
a další .
.
.
;
:
–
.
