Abstract

Hintergrund

Die Behandlung von spinalen epiduralen Metastasen ist multidisziplinär und umfasst in der Regel ein Team aus medizinischen Onkologen, Radiologen, Strahlentherapeuten und Wirbelsäulenchirurgen. Die Lebenserwartung ist einer der Faktoren, die bei der Entscheidung, ob eine Operation gerechtfertigt ist, berücksichtigt werden. Da Expertenschätzungen der Lebenserwartung im Allgemeinen nicht zuverlässig sind, wird ein Vorhersagemodell benötigt. Hier haben wir ein Modell zeitlich validiert, das zuvor geografisch validiert wurde.

Methoden

Die Aufzeichnungen von 110 konsekutiven Patienten, die mit einer spinalen epiduralen Metastase überwiesen wurden, wurden von 2009 bis 2013 prospektiv erfasst, um das Modell zu validieren, das 2011 veröffentlicht wurde. Die tatsächliche und die geschätzte Lebenserwartung wurden grafisch dargestellt, und es wurden Kalibrierung und Diskriminierung bestimmt. Die Kalibrierungssteigung, der Harrells c-Index, D und RD2 wurden berechnet. Die Hazard Ratios in der Ableitungsmenge von 2011 wurden mit der Validierungsmenge verglichen. Fehlspezifikationen wurden mit dem gemeinsamen Test für β* ermittelt.

Ergebnisse

Die Kalibrierungsneigung betrug 0,64 ± 0,15 (95% CI: 0,34-0,94), der Harrell’s c-index war 0,72, D war 1,08 und RD2 war 0,22, was auf eine etwas schlechtere Diskriminierung im Ableitungssatz hinweist. Der gemeinsame Test für β* = 0 war statistisch signifikant und deutete auf eine Fehlspezifikation hin; diese Fehlspezifikation wurde jedoch ausschließlich der chirurgischen Gruppe zugeschrieben.

Schlussfolgerungen

Wir haben ein Vorhersagemodell für die chirurgische Entscheidungsfindung validiert und gezeigt, dass die Gesamtleistung des Modells gut ist. Auf der Grundlage dieser Ergebnisse wird dieses Modell Klinikern helfen zu entscheiden, ob Patienten mit spinalen epiduralen Metastasen eine Operation angeboten werden soll.

Die Prävalenz symptomatischer spinaler epiduraler Metastasen wird aufgrund der Fortschritte bei den therapeutischen Möglichkeiten zunehmen. Treten Symptome auf, kann die Metastase sowohl für den Patienten als auch für seine Familie verheerende Folgen haben. Daher ist eine wirksame Behandlung dieser Erkrankung von entscheidender Bedeutung, um die Lebensqualität zu verbessern oder zu erhalten, und ein multidisziplinärer Ansatz wird in der Regel bevorzugt.1

In den meisten Fällen wird eine Strahlentherapie eingesetzt. In ausgewählten Fällen kann jedoch eine Operation dazu beitragen, die Stabilität wiederherzustellen und/oder Nervenstrukturen zu dekomprimieren. Ob ein Patient für einen chirurgischen Eingriff in Frage kommt, hängt von mehreren Faktoren ab; dazu gehören die Wünsche des Patienten, die Histologie der Metastase, die Strahlenempfindlichkeit, die Zugänglichkeit des chirurgischen Zugangs und die Dauer des neurologischen Defizits. Darüber hinaus ist eine geschätzte Lebenserwartung von ≥3 Monaten ein weiterer Faktor, um festzustellen, ob der Patient ein guter Kandidat für eine Operation ist.1-3

Da die Lebenserwartung von Experten nicht zuverlässig geschätzt werden kann,1,4,5 wurden zahlreiche Prognosemodelle entwickelt.6-8 Ein solches Modell wurde sowohl intern9 als auch geografisch validiert.10 Das Modell ist im Internet abrufbar (www.nccn.nl/nccn-en/). Hier haben wir versucht, dieses Modell zeitlich zu validieren (d. h. mit prospektiv gesammelten Daten), indem wir eine State-of-the-Art-Validierung durchgeführt haben.11 Dieser Validierungsprozess ist einzigartig unter den Vorhersagemodellen der Lebenserwartung in Bezug auf spinale epidurale Metastasen.

Materialien und Methoden

Das Forschungsprotokoll wurde von den jeweiligen Ethikkommissionen der Institutionen genehmigt. Von September 2009 bis Januar 2013 wurden die Daten aller Patienten mit spinalen epiduralen Metastasen, die in die neurochirurgische Abteilung des Radboud University Medical Center und des Canisius Wilhelmina Hospital eingewiesen wurden, prospektiv erfasst (87 Patienten); zusätzlich wurden die Daten aller Patienten mit spinalen epiduralen Metastasen, die 2012 an die neurochirurgische Abteilung des Haaglanden Medical Center in Den Haag überwiesen wurden, prospektiv erfasst (23 Patienten).

Patienten mit fehlenden Daten wurden von der Studie ausgeschlossen. Zusätzlich zu den Ausgangsmerkmalen der Patienten wurden die folgenden Merkmale dokumentiert: Karnofsky-Performance-Score (bei plötzlichem Auftreten einer schweren Rückenmarksläsion wurde der Score kurz vor der Verschlechterung geschätzt); die kurative Absicht, den Primärtumor zu behandeln; die Art der Metastasen; und die Wirbelsäulenhöhe. Das ursprüngliche Modell enthielt die eingeleitete Therapie nicht als Prädiktor; diese wurde jedoch ebenfalls erfasst. Die Patienten wurden entweder mit einer Strahlentherapie oder einer Operation (Dekompression der neuralen Strukturen und Stabilisierung der Wirbelsäule) und anschließender Strahlentherapie behandelt. Diese Daten wurden zur Validierung des 2011 veröffentlichten Vorhersagemodells verwendet.10 Die Daten wurden bei 10 Monaten abgeschnitten, da dies zur Aufrechterhaltung der proportionalen Hazard-Annahme beitrug und auch im ursprünglichen Modell durchgeführt wurde.

Das Cox-Modell wurde anhand der Testpopulation validiert, wie von Royston und Altman beschrieben.11 Zunächst wurde die Vorhersagefähigkeit grafisch bewertet, indem das tatsächliche Überleben als Kaplan-Meier-Kurve und das vorhergesagte Überleben als Mittelwert der vorhergesagten Cox-Überlebenskurven aufgetragen wurden. Anschließend wurde die Vorhersagefähigkeit berechnet und als Harrells c-Index (Diskriminierung) und die Royston-Sauerbrei D-Statistik, RD2 (Kalibrierung), ausgedrückt. Die Kalibrierungsneigung – ausgedrückt als Regressionskoeffizient auf den prognostischen Index (PI) – wurde ebenfalls berechnet. Die Verteilungen des PI in der Ableitungsmenge und in der aktuellen Validierungsmenge wurden verglichen und mit dem Mann-Whitney-U-Test statistisch geprüft. Die Fehlspezifikation des Modells wurde mit einem gemeinsamen Test von β* = 0,11 überprüft. Die Werte von β* sind Differenzen zwischen den Regressionskoeffizienten, die im Ableitungsset geschätzt wurden, und denjenigen, die in dem an das Validierungsset angepassten Modell geschätzt wurden. Die Hazard Ratios für die verschiedenen Prädiktoren wurden mit den Hazard Ratios des Ableitungssatzes verglichen. Die Vorhersagekraft wurde auch anhand von Kaplan-Meier-Kurven für zwei weitere Patientengruppen dargestellt: für Patienten mit einer prognostizierten medianen Überlebenszeit von 3 Monaten oder mehr und für Patienten mit einer prognostizierten medianen Überlebenszeit von weniger als 3 Monaten. Das Überleben wird als Medianwert in Monaten angegeben (Bereich: Minimum-Maximum). Andere Werte werden als Mittelwert ± Standardfehler mit 95 % Konfidenzintervallen angegeben. Unterschiede wurden als statistisch signifikant angesehen, wenn P < .05.

Ergebnisse

Alle 110 aufeinanderfolgenden Patienten im angegebenen Zeitraum hatten vollständige Unterlagen und wurden einbezogen. Bei keinem der Patienten fehlten also Daten. Zum Zeitpunkt der Analyse (Oktober 2014) waren 90 Patienten verstorben, und die mediane Überlebenszeit betrug 5,7 Monate (Bereich: 0,3-68,3 Monate); 18,1 % der Patienten hatten zensierte Überlebenszeiten.

Grafisch gesehen stimmte die geschätzte Überlebenszeit gut mit dem tatsächlichen Überleben der Patienten überein (Abb. 1). Die Kalibrierungssteigung betrug 0,64 ± 0,15 (95% CI: 0,34-0,94), was auf eine schlechtere Diskriminierung in der Validierungsgruppe als in der Ableitungsgruppe hinweist. Der c-Index, die D-Statistik und die RD2-Werte aus den Ableitungs- und Validierungssätzen sind in Tabelle 1 zusammengefasst. Der gemeinsame Test für β* war 0 (P = .0003), was auf eine signifikante Fehlspezifizierung hinweist.

Tabelle 1.

Zusammenfassung von c, D und R2D für den ursprünglichen Ableitungssatz, den gesamten Validierungssatz, die Validierungspatienten, die nur eine Strahlentherapie erhielten, und die Patienten, die sowohl operiert als auch bestrahlt wurden

. Ableitungssatz
2011 .
Validierungsset
2014
N = 110 .
Validierungsset Strahlentherapie
n = 58 .
Validierungsset Chirurgie und Strahlentherapie
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
. Ableitungssatz
2011 .
Validierungsset
2014
N = 110 .
Validierungsset Strahlentherapie
n = 58 .
Validierungsset Chirurgie und Strahlentherapie
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
Tabelle 1.

Zusammenfassung von c, D und R2D für die ursprüngliche Ableitungsmenge, die gesamte Validierungsmenge, die Validierungspatienten, die nur eine Strahlentherapie erhielten, und die Patienten, die sich sowohl einer Operation als auch einer Strahlentherapie unterzogen

. Derivation Set
2011 .
Validierungsset
2014
N = 110 .
Validierungsset Strahlentherapie
n = 58 .
Validierungsset Chirurgie und Strahlentherapie
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
. Derivation Set
2011 .
Validierungsset
2014
N = 110 .
Validierungsset Strahlentherapie
n = 58 .
Validierungsset Chirurgie und Strahlentherapie
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
Abb. 1.

Geschätzte Überlebenskurve (Cox; gestrichelte Linie) und tatsächliche Überlebenskurve (Kaplan-Meier; durchgezogene Linie) in Monaten nach der Präsentation für die komplette Validierungsgruppe (N = 110 Patienten).

Abb. 1.

Geschätzte Überlebenskurve (Cox; gestrichelte Linie) und tatsächliche Überlebenskurve (Kaplan-Meier; durchgezogene Linie) in Monaten nach der Präsentation für die vollständige Validierungsgruppe (N = 110 Patienten).

Nachfolgend wurde die Validierungsgruppe in Patienten, die sich einer Operation mit anschließender Strahlentherapie unterzogen (58 Patienten), und Patienten, die nur eine Strahlentherapie erhielten (52 Patienten), unterteilt. Bei diesen beiden Untergruppen war der gemeinsame Test auf β* = 0 signifikant für die chirurgische Gruppe (P = .001), aber nicht signifikant für die nicht-chirurgische Gruppe (P = .52). In der Gruppe, die nicht operiert wurde, kam es also nicht zu einer Fehlspezifikation (Abb. 2 und 3). Dieses Phänomen trat auch bei der Auswertung der Diskriminierung auf (Tabelle 1). Nur 6 Patienten starben innerhalb von 3 Monaten nach der Vorstellung in der Operationsgruppe. Die Hazard Ratios sind in Tabelle 2 zusammengefasst. Die Verteilungen der PI in der Ableitungsgruppe und in der Validierungsgruppe sind in Tabelle 3 dargestellt. Ein statistischer Unterschied war nicht vorhanden (P = .58). Die Kaplan-Meier-Kurven nach Dichotomisierung für das geschätzte mediane Überleben (<3 vs. ≥3 Monate) sind in Abb. 4 dargestellt. Das Modell lieferte eine genaue Vorhersage für die Patienten mit einer geschätzten medianen Überlebenszeit von 3 Monaten oder mehr. Die andere Gruppe schnitt etwas weniger gut ab: Das vorhergesagte Überleben war schlechter als das beobachtete Überleben.5

Tabelle 2.

Zusammenfassung der Hazard Ratios (HR) der Ableitungs- (2011) und Validierungssets (2014)

Prädiktor . 2011 HR (95% CI) . 2014 HR (95% CI) .
Geschlecht (weiblich vs. männlich) 0,62 (0,49-0,79) 0,90 (0,51-1.58)
Lungenkarzinom 1,89 (1,4-2,56) 1,23 (0,52-2,95)
Nierenkarzinom 2.52 (1,64-3,87) 0,31 (0,04-2,47)
Anderes Karzinom 1,76 (1,31-2,26) 0.75 (0,36-1,57)
Kurative Behandlung des primären 0,69 (0,54-0,89) 0,41 (0,21-0.79)
Lokalisation der Metastase 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)
Predictor . 2011 HR (95% CI) . 2014 HR (95% CI) .
Geschlecht (weiblich vs. männlich) 0,62 (0,49-0,79) 0,90 (0,51-1,58)
Lungenkarzinom 1.89 (1,4-2,56) 1,23 (0,52-2,95)
Nierenkarzinom 2,52 (1,64-3,87) 0,31 (0.04-2,47)
Andere Karzinome 1,76 (1,31-2,26) 0,75 (0,36-1,57
Kurative Behandlung von primären 0.69 (0,54-0,89) 0,41 (0,21-0,79)
Halslage der Metastase 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)

Tabelle 2.

Zusammenfassung der Hazard Ratios (HR) der Ableitungs- (2011) und Validierungssätze (2014)

Prädiktor . 2011 HR (95% CI) . 2014 HR (95% CI) .
Geschlecht (weiblich vs. männlich) 0,62 (0,49-0,79) 0,90 (0,51-1.58)
Lungenkarzinom 1,89 (1,4-2,56) 1,23 (0,52-2,95)
Nierenkarzinom 2.52 (1,64-3,87) 0,31 (0,04-2,47)
Anderes Karzinom 1,76 (1,31-2,26) 0.75 (0,36-1,57)
Kurative Behandlung des primären 0,69 (0,54-0,89) 0,41 (0,21-0.79)
Zervikale Lage der Metastase 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)
Predictor . 2011 HR (95% CI) . 2014 HR (95% CI) .
Geschlecht (weiblich vs. männlich) 0,62 (0,49-0,79) 0,90 (0,51-1,58)
Lungenkarzinom 1.89 (1,4-2,56) 1,23 (0,52-2,95)
Nierenkarzinom 2,52 (1,64-3,87) 0,31 (0.04-2,47)
Andere Karzinome 1,76 (1,31-2,26) 0,75 (0,36-1,57
Kurative Behandlung von primären 0.69 (0,54-0,89) 0,41 (0,21-0,79)
Halslage der Metastase 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)
Tabelle 3.

Verteilung des prognostischen Index in Ableitungs- und Validierungssatz

Datensatz . Minimum . Q25a . Median . Q75b . Maximum . Skewness .
Derivation
N = 567
-0.8 1.2 1.7 2.3 5.9 0.07
Validierung
N = 110
-0.8 0.8 1.7 2.3 3.8 -0.24
Datensatz . Minimum . Q25a . Median . Q75b . Maximum . Skewness .
Derivation
N = 567
-0.8 1.2 1.7 2.3 5.9 0.07
Validierung
N = 110
-0.8 0.8 1.7 2.3 3.8 -0.24

a25% Quartil.

b75% Quartil.

Tabelle 3.

Verteilung des prognostischen Index im Ableitungs- und Validierungssatz

Datensatz . Minimum . Q25a . Median . Q75b . Maximum . Skewness .
Derivation
N = 567
-0.8 1.2 1.7 2.3 5.9 0.07
Validierung
N = 110
-0.8 0.8 1.7 2.3 3.8 -0.24
Datensatz . Minimum . Q25a . Median . Q75b . Maximum . Skewness .
Derivation
N = 567
-0.8 1.2 1.7 2.3 5.9 0.07
Validierung
N = 110
-0.8 0.8 1.7 2.3 3.8 -0.24

a25% Quartil.

b75% Quartil.

Fig. 2.

Geschätzte Überlebenskurve (Cox; gestrichelte Linie) und tatsächliche Überlebenskurve (Kaplan-Meier; durchgezogene Linie) in Monaten nach Präsentation für die Patienten, die sich einer Strahlentherapie unterzogen haben (n = 58).

Abb. 2.

Geschätzte Überlebenskurve (Cox; gestrichelte Linie) und tatsächliche Überlebenskurve (Kaplan-Meier; durchgezogene Linie) in Monaten nach der Präsentation für die Patienten, die sich einer Strahlentherapie unterzogen haben (n = 58).

Abb. 3.

Geschätzte Überlebenskurve (Cox; gestrichelte Linie) und tatsächliche Überlebenskurve (Kaplan-Meier; durchgezogene Linie) in Monaten nach der Präsentation für die Patienten, die sich sowohl einer Operation als auch einer Strahlentherapie unterzogen (n = 52).

Abb. 3.

Geschätzte Überlebenskurve (Cox; gestrichelte Linie) und tatsächliche Überlebenskurve (Kaplan-Meier; durchgezogene Linie) in Monaten nach der Präsentation für die Patienten, die sich sowohl einer Operation als auch einer Strahlentherapie unterzogen (n = 52).

Abb. 4.

Kaplan-Meier-Kurven für 2 verschiedene Patientengruppen: diejenigen mit einem Überleben von 3 Monaten oder mehr (PI ≤ 2,4; in grün) und diejenigen mit einem Überleben von <3 Monaten (PI > 2,4). Dargestellt sind die geschätzte Überlebenszeit (gepunktete Linien) und die tatsächliche Überlebenszeit auf der Grundlage des aktuellen Validierungssatzes (durchgezogene Linien).

Abb. 4.

Kaplan-Meier-Kurven für 2 verschiedene Patientengruppen: diejenigen mit einer Überlebenszeit von 3 Monaten oder mehr (PI ≤ 2,4; in grün) und diejenigen mit einer Überlebenszeit von <3 Monaten (PI > 2,4). Dargestellt sind das geschätzte Überleben (gepunktete Linien) und das tatsächliche Überleben auf der Grundlage des aktuellen Validierungssatzes (durchgezogene Linien).

Abb. 5.

(A und B) Screenshots von Diagrammen von 2 Patienten, die sich wegen symptomatischer epiduraler Rückenmarksmetastasen in unserem Krankenhaus vorstellten. In (A) ist die Lebenserwartung eines 35-jährigen männlichen Patienten dargestellt, der an einem Nierenzellkarzinom litt, für das er ein Jahr zuvor eine kurativ geplante Nephrektomie durchgeführt hatte. Er stellte sich mit einer symptomatischen Metastase in Th12 und einem KPS von 70 vor. Aufgrund seiner geschätzten Lebenserwartung von mehr als 3 Monaten wurde ihm eine Operation angeboten (dorsale Fusion nach Dekompression und anteriorer Abstützung). Nach 15 Monaten starb er an einer Erkrankung, die nichts mit dieser Wirbelsäulenmetastase zu tun hatte, nämlich an massiven extraspinalen Metastasen. Bis 1 Monat vor seinem Tod war er noch gehfähig. In (B) ist die geschätzte Lebenserwartung eines 61-jährigen männlichen Patienten dargestellt, bei dem seit 2 Monaten ein disseminiertes, nicht-kleinzelliges Lungenkarzinom bekannt war. Er stellte sich mit einer symptomatischen Läsion an C7 vor. Seine motorische Kraft verschlechterte sich rasch, und der KPS (70) wurde am Tag vor der Aufnahme berechnet. Die mediane Lebenserwartung betrug <3 Monate. Er unterzog sich einer Strahlentherapie mit 5 Fraktionen. Er kehrte nach Hause zurück und wurde palliativmedizinisch betreut. Er starb 6 Wochen nach der Konsultation unseres Dienstes aufgrund seiner sich rasch verschlechternden klinischen Situation.

Abb. 5.

(A und B) Screenshots von Diagrammen von 2 Patienten, die wegen symptomatischer spinaler epiduraler Metastasen in unser Krankenhaus kamen. In (A) ist die Lebenserwartung eines 35-jährigen männlichen Patienten dargestellt, der an einem Nierenzellkarzinom litt, für das er ein Jahr zuvor eine kurativ geplante Nephrektomie durchgeführt hatte. Er stellte sich mit einer symptomatischen Metastase in Th12 und einem KPS von 70 vor. Aufgrund seiner geschätzten Lebenserwartung von mehr als 3 Monaten wurde ihm eine Operation angeboten (dorsale Fusion nach Dekompression und anteriorer Abstützung). Nach 15 Monaten starb er an einer Erkrankung, die nichts mit dieser Wirbelsäulenmetastase zu tun hatte, nämlich an massiven extraspinalen Metastasen. Bis 1 Monat vor seinem Tod war er noch gehfähig. In (B) ist die geschätzte Lebenserwartung eines 61-jährigen männlichen Patienten dargestellt, bei dem seit 2 Monaten ein disseminiertes, nicht-kleinzelliges Lungenkarzinom bekannt war. Er stellte sich mit einer symptomatischen Läsion an C7 vor. Seine motorische Kraft verschlechterte sich rasch, und der KPS (70) wurde am Tag vor der Aufnahme berechnet. Die mediane Lebenserwartung betrug <3 Monate. Er unterzog sich einer Strahlentherapie mit 5 Fraktionen. Er kehrte nach Hause zurück und wurde palliativmedizinisch betreut. Er starb 6 Wochen nach der Konsultation unseres Dienstes aufgrund seiner sich rasch verschlechternden klinischen Situation.

Diskussion

Die Abschätzung der Überlebenszeit von Patienten mit epiduraler Metastasierung ist für die Ermittlung der individuellen Behandlungsmöglichkeiten der Patienten von wesentlicher Bedeutung. Abgesehen von anderen Faktoren wird bei der Entscheidung für eine Operation eine geschätzte Überlebenszeit von ≥3 Monaten im Allgemeinen als akzeptabel angesehen. Da die Meinung von Experten im Allgemeinen unzuverlässig ist, würde ein validiertes Prognosemodell die Entscheidung, eine Operation zu empfehlen, unterstützen.1

Das vorliegende Modell wurde als Hilfsmittel für die Entscheidung, eine Operation anzubieten oder nicht, entwickelt. Daher war der Schwellenwert von 3 Monaten wichtig. Im ursprünglichen Modell wurden die Daten bei 10 Monaten abgeschnitten, da die Proportional-Hazards-Annahme erfüllt werden musste.9 Dies wurde auch bei diesem Validierungsprozess getan. Nach einer früheren externen Validierung wurde das Modell leicht angepasst.10 Diese endgültige Version, die auf der Grundlage von Daten von mehr als 500 Patienten entwickelt wurde, wird jetzt validiert.

Weitere Modelle wurden beschrieben. Tokuhashi und Kollegen12 beschrieben ein Modell, das Informationen über (i) den Allgemeinzustand, (ii) die Anzahl der extraspinalen Knochenmetastasen, (iii) die Anzahl der Metastasen im Wirbelkörper, (iv) Metastasen in den wichtigsten inneren Organen (Lunge, Leber, Nieren und Gehirn), (v) den primären Ort des Krebses und (vi) den Schweregrad der Rückenmarkslähmung erforderte. Es diente lediglich dazu, abzuschätzen, welche Art von Operation durchgeführt werden sollte.10 Die überarbeitete Version13 schien bescheidene Ergebnisse zu erzielen.14

Ein weiteres bekanntes Modell wurde von Tomita et al.15 Die Autoren verwendeten Daten von chirurgisch behandelten Patienten, die eine Auswahl von Patienten einführten. Das Modell diente lediglich dazu, die Art der Operation und nicht das Überleben zu bestimmen. Es musste auch nach anderen Metastasen gesucht werden. Außerdem war einer der Vorhersagefaktoren die Bösartigkeit des Primärtumors, die mit der Wachstumsgeschwindigkeit zusammenhing, die langsam, mäßig oder schnell sein konnte. Dieses Modell war nicht geeignet, um das Überleben eines Patienten mit einer epiduralen Metastase abzuschätzen.

Im Jahr 2005 veröffentlichten van der Linden et al16 ein Prognosemodell. Das Modell wurde auf der Grundlage von Daten aus einer streng definierten Population erstellt. Patienten mit einer Metastase in der Halswirbelsäule, einer pathologischen Fraktur oder Kompression des Rückenmarks, einem Nierenzellkarzinom oder einem Melanom wurden ausgeschlossen. Dies schränkte die Verwendung in der onkologischen Praxis ein. Außerdem musste nach viszeralen Metastasen gesucht werden.

Ein weiteres Modell wurde kürzlich von Bollen et al.6 beschrieben. Die benötigten Informationen waren die Art des primären Krebses, der Leistungsstatus, das Vorhandensein von viszeralen, Hirn- und Knochenmetastasen, die Anzahl und Lage der Wirbelsäulenmetastasen und die neurologische Funktion. Der Leistungsstatus wurde mit dem KPS und die neurologische Funktion mit der Frankel-Skala bewertet. Daraus ergaben sich 4 Kategorien mit unterschiedlichem Überleben. Keines der oben genannten Modelle wurde jedoch jemals so validiert wie das, über das wir in dieser Arbeit berichten.

Der größte Vorteil des aktuellen Modells ist seine Einfachheit. Es müssen nur 5 Faktoren bekannt sein: Geschlecht, Histologie (Nierenkrebs, Brust-/Prostatakrebs, Lungenkrebs oder andere), ob das Primärtumor kurativ behandelt wurde, die Lage der symptomatischen Metastase und der KPS. Umfangreiche radiologische Untersuchungen verschiedener Körperteile, wie z. B. eine CT von Thorax/Abdomen oder nukleare Scans, sind nicht erforderlich. Daher kann innerhalb von Minuten eine Einschätzung vorgenommen werden, wenn der Primärtumor bekannt ist (in den meisten Fällen). Diskussionen über die Erfahrung einzelner Ärzte sind nicht erforderlich.

Die Leistung des Modells ist gut, da die c- und RD2-Werte in der Validierungsmenge fast gleich waren, mit nur einer leichten Verringerung, die zu erwarten war.11 Die Kalibrierung des vorgestellten Modells war ebenfalls gut.

Die Diskriminierung war in der Validierungsmenge etwas schlechter als in der Ableitungsmenge. Die Diskriminierung in der nicht-chirurgischen Gruppe war gut, während die Diskriminierung in der chirurgisch behandelten Gruppe schlechter war; das gleiche Muster gilt für die Fehlspezifikation/den Fit. Diese Fehlanpassung könnte darauf zurückzuführen sein, dass die Zahl der Patienten in den einzelnen Gruppen im Verhältnis zur Zahl der Prädiktoren relativ gering war; außerdem wurde das Modell ausschließlich zur Vorhersage des Überlebens entwickelt, um die Auswahl der chirurgischen Kandidaten zu optimieren. Daher wurde die eingeleitete Therapie nicht als separater Indikator eingeführt, da die meisten Patienten nur eine Strahlentherapie erhielten. Außerdem wäre die Einführung eines chirurgischen Eingriffs ein kompliziertes Unterfangen, da die chirurgischen Optionen sehr vielfältig sind und sowohl Kyphoplastie als auch totale Vertebrektomie und viele weitere Optionen umfassen können. In der Praxis wird die Art des chirurgischen Eingriffs erst dann festgelegt, wenn der Patient als geeigneter Kandidat für eine Operation eingestuft wird.

Die Feststellung, dass das tatsächliche Überleben der Patienten, die sich einer Operation unterzogen, etwas besser war als das geschätzte Überleben, stimmt mit einer Studie von Patchell et al.3 überein. Bei Patienten, die an Krankenhäuser in der Region Nimwegen überwiesen wurden, war also eine geschätzte Lebenserwartung von <3 Monaten ein wichtiger Entscheidungsfaktor dafür, nur eine Strahlentherapie anzubieten. Insgesamt hat das Modell zwar die minimale Überlebenszeit vorhergesagt, aber wir müssen betonen, dass auch andere Faktoren – wie die Wünsche des Patienten, die Histologie der Metastase, die Strahlenempfindlichkeit, die chirurgische Zugänglichkeit und die Dauer der neurologischen Defizite – berücksichtigt werden sollten.

Die geringe Stichprobengröße könnte als Schwachpunkt angesehen werden. Überanpassung ist ein Problem, wenn die Anzahl der Variablen nicht im Gleichgewicht mit der Stichprobengröße steht. Dies könnte eine Ursache für den Unterschied in der Wirkung der Prädiktoren sein. Bei der Entwicklung des Vorhersagemodells, das in der vorliegenden Studie validiert wurde, hatten wir jedoch keine Probleme mit einer Überanpassung. Das ursprüngliche Modell wurde nicht auf der Grundlage der Daten aus dem Validierungssatz angepasst, so dass die Überanpassung kein Problem darstellte. Auch die Stichprobengröße kann zu einer unterschiedlichen Variation zwischen Variablen in verschiedenen Datensätzen beitragen. Da die Verteilung der PI im Original- und im Validierungsdatensatz vergleichbar ist, war ein etwaiger Unterschied für den klinischen Gebrauch nicht relevant. Der Unterschied zwischen der Kaplan-Meier-Kurve und dem Mittelwert der vorhergesagten Überlebenskurven für Patienten mit einer vorhergesagten medianen Überlebenszeit von <3 Monaten könnte auch auf den Stichprobenumfang für diese Gruppe zurückzuführen sein.

Zusammenfassend lässt sich sagen, dass dieses Modell dazu beitragen wird, die Behandlungsoptionen für einzelne Patienten mit epiduralen Metastasen der Wirbelsäule zu optimieren, die in einem multidisziplinären Umfeld behandelt werden. Schließlich bietet das Modell eine zuverlässige Schätzung der Lebenserwartung auf der Grundlage leicht abrufbarer Daten (www.nccn.nl/nccn-en/).

Finanzierung

Keine Angabe.

Dankbarkeit

Wir danken Bert Keurentjes, Radboud in’to Languages, Center of Expertise for language and communication, für die Korrektur der englischen Grammatik und des Stils.

Erklärung zu Interessenkonflikten. None declared.

1

Bartels
RH

,

van der Linden
YM

,

van der Graaf
WT

.

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