Abstract
Selkärangan epiduraalisen etäpesäkkeen hoito on moniammatillista, ja siihen osallistuu tavallisesti tiimi, johon kuuluu lääketieteen syöpälääkäreitä, röntgenlääkäreitä, sädehoitajia, sädehoitajia ja selkäydinkoneita. Elinajanodote on yksi tekijä, joka otetaan huomioon päätettäessä, onko leikkaus aiheellinen. Koska asiantuntijoiden arviot elinajanodotteesta eivät yleensä ole luotettavia, tarvitaan ennustemalli. Tässä validoimme ajallisesti mallin, joka oli aiemmin validoitu maantieteellisesti.
Kerättiin prospektiivisesti vuosina 2009-2013 110 peräkkäisen potilaan tiedot, jotka lähetettiin selkärangan epiduraalisen metastaasin vuoksi, jotta vuonna 2011 julkaistu malli voitiin validoida. Todellinen ja arvioitu elinajanodote esitettiin graafisesti, ja kalibrointi ja erottelukyky määritettiin. Kalibrointikaltevuus, Harrellin c-indeksi, D ja RD2 laskettiin. Vuoden 2011 johdannaisjoukon vaarasuhteita verrattiin validointijoukkoon. Epäspesifisyys määritettiin käyttämällä yhteistä β*-testiä.
Kalibroinnin kaltevuuskaltevuus oli 0,64 ± 0,15 (95 %:n CI: 0,34-0,94), Harrellin c-indeksi oli 0,72, D oli 1,08 ja RD2 oli 0,22, mikä osoittaa, että diskriminointi oli hieman huonompi johdannaisjoukossa. Yhteinen testi β* = 0:lle oli tilastollisesti merkitsevä ja osoitti virheellistä spesifikaatiota; tämä virheellinen spesifikaatio johtui kuitenkin kokonaan kirurgisesta ryhmästä.
Validoimme kirurgista päätöksentekoa varten laaditun ennustemallin ja osoitimme, että mallin yleinen suorituskyky on hyvä. Tulosten perusteella tämä malli auttaa lääkäreitä päättämään, tarjotaanko leikkausta potilaille, joilla on selkärangan epiduraalinen etäpesäke.
Oireisten selkärangan epiduraalisten etäpesäkkeiden esiintyvyys tulee lisääntymään hoitovaihtoehtojen kehittymisen myötä. Jos oireita ilmenee, etäpesäkkeellä voi olla tuhoisia seurauksia sekä potilaalle että hänen perheelleen. Siksi tämän tilan tehokas hoito on olennaista elämänlaadun parantamiseksi tai säilyttämiseksi, ja moniammatillinen lähestymistapa on yleensä suositeltavin.1
Useimmissa tapauksissa käytetään sädehoitoa. Valikoiduissa tapauksissa leikkaus voi kuitenkin auttaa palauttamaan stabiliteetin ja/tai purkaa hermorakenteita. Useat tekijät voivat määrittää, onko potilas sopiva ehdokas leikkaukseen; näihin tekijöihin kuuluvat potilaan toiveet, etäpesäkkeen histologia, sädeherkkyys, kirurginen saavutettavuus ja neurologisen vajauksen kesto. Lisäksi arvioitu elinajanodote ≥3 kuukautta on toinen tekijä, jota käytetään määrittämään, onko potilas hyvä leikkauskandidaatti.1-3
Koska asiantuntijat eivät ole arvioineet elinajanodotetta luotettavasti,1,4,5 on kehitetty monia ennustemalleja.6-8 Yksi tällainen malli on validoitu sekä sisäisesti9 että maantieteellisesti.10 Malli on saatavissa Internetistä (www.nccn.nl/nccn-en/). Tässä yritimme validoida tämän mallin ajallisesti (eli käyttämällä prospektiivisesti kerättyjä tietoja) käyttäen uusinta validointia.11 Tämä validointiprosessi on ainutlaatuinen selkärangan epiduraalimetastaasin elinajanodotteen ennustemallien joukossa.
Materiaalit ja menetelmät
Tutkimusprotokolla hyväksyttiin laitosten vastaavissa eettisissä toimikunnissa. Syyskuusta 2009 tammikuuhun 2013 kerättiin prospektiivisesti tiedot kaikista selkärangan epiduraalimetastaasipotilaista, jotka otettiin vastaan Radboudin yliopiston lääketieteellisen keskuksen ja Canisius Wilhelmina -sairaalan neurokirurgiselle osastolle (87 potilasta); lisäksi kerättiin prospektiivisesti tiedot kaikista selkärangan epiduraalimetastaasipotilaista, jotka ohjattiin vuonna 2012 Haaglandenin lääketieteellisen keskuksen Haagin sairaalan neurokirurgiselle osastolle (23 potilasta).
Potilaat, joilta puuttui tietoja, suljettiin pois tutkimuksesta. Potilaiden perusominaisuuksien lisäksi dokumentoitiin seuraavat ominaisuudet: Karnofskyn suorituskykypisteet (jos kyseessä oli äkillisesti alkanut vakava selkäydinvaurio , pisteet arvioitiin juuri ennen heikkenemistä), primaarikasvaimen kuratiivinen hoitoaikomus, etäpesäkkeen luonne ja selkärangan taso. Alkuperäinen malli ei sisältänyt aloitettua hoitoa ennusteena, mutta myös tämä kirjattiin. Potilaita hoidettiin joko sädehoidolla tai leikkauksella (hermorakenteiden dekompressio ja selkärangan stabilointi), jota seurasi sädehoito. Näitä tietoja käytettiin vuonna 2011 julkaistun ennustemallin validointiin.10 Tiedot katkaistiin 10 kuukauteen, koska tämä edisti suhteellisten vaarojen oletuksen säilyttämistä ja tehtiin myös alkuperäisessä mallissa.
Cox-malli validoitiin Roystonin ja Altmanin kuvaamalla testipopulaatiolla.11 Ennustuskykyä arvioitiin ensin graafisesti piirtämällä todellinen eloonjäämiskyky Kaplan-Meierin käyränä ja ennustettu eloonjäämiskyky ennustettujen Coxin eloonjäämiskäyrien keskiarvona. Seuraavaksi ennustuskyky laskettiin ja ilmaistiin Harrellin c-indeksinä (erottelukyky) ja Royston-Sauerbrei D-statistiikkana RD2 (kalibrointi). Lisäksi laskettiin kalibrointikaltevuus, joka ilmaistiin ennusteindeksin (PI) regressiokertoimena. PI:n jakaumia johdannaisjoukossa ja nykyisessä validointijoukossa verrattiin ja testattiin tilastollisesti Mann-Whitneyn U-testillä. Mallin virheellinen spesifikaatio/sovittaminen tarkistettiin yhteisellä testillä β* = 0,11. β*-arvot ovat eroja johdannaisjoukossa estimoitujen regressiokertoimien ja validointijoukkoon sovitetussa mallissa estimoitujen regressiokertoimien välillä. Eri ennustajien vaarasuhteita verrattiin johdannaisjoukon vaarasuhteisiin. Ennustuskykyä havainnollistettiin myös kahden muun potilasryhmän Kaplan-Meier-käyrillä: niiden potilaiden, joiden ennustettu mediaanielossaoloaika oli vähintään 3 kuukautta, ja niiden potilaiden, joiden ennustettu mediaanielossaoloaika oli alle 3 kuukautta. Elossaoloaika ilmaistaan mediaanina kuukausina (vaihteluväli: minimi-maksimi). Muut arvot ilmaistaan keskiarvona ± keskivirhe ja 95 prosentin luottamusväli. Eroja pidettiin tilastollisesti merkitsevinä, jos P < 0,05.
Tulokset
Kaikki 110 peräkkäistä potilasta ilmoitetulla ajanjaksolla oli täydelliset tiedot ja ne otettiin mukaan. Näin ollen yhdelläkään potilaalla ei ollut puuttuvia tietoja. Analyysihetkellä (lokakuu 2014) 90 potilasta oli kuollut, ja elossaoloajan mediaani oli 5,7 kuukautta (vaihteluväli: 0,3-68,3 mo);18,1 %:lla potilaista oli sensuroitu elossaoloaika.
Grafiikkana arvioitu elossaoloaika vastasi hyvin potilaiden todellista elossaoloaikaa (kuva 1). Kalibrointikaltevuus oli 0,64 ± 0,15 (95 % CI: 0,34-0,94), mikä osoittaa huonompaa erottelukykyä validointijoukossa kuin johdantojoukossa. Taulukossa 1 on yhteenveto c-indeksistä, D-statistiikasta ja RD2-arvoista johdanto- ja validointijoukoista. Yhteinen testi β*:lle oli 0 (P = 0,0003), mikä osoittaa merkittävää virheellistä spesifikaatiota.
Yhteenveto c:n, D:n ja R2D:n arvoista alkuperäiselle derivointijoukolle, koko validointijoukolle, validointipotilaille, jotka saivat pelkkää sädehoitoa, ja potilaille, joille tehtiin sekä leikkaus että sädehoito
| . | Derivaatiosarja 2011 . |
Validointijoukko 2014 N = 110 . |
Validointisarja Sädehoito n = 58 . |
Validointisarja Leikkaus- ja sädehoito 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 |
| . | Derivaatiosarja 2011 . |
Validointijoukko 2014 N = 110 . |
Validointisarja Sädehoito n = 58 . |
Validointisarja Leikkaus- ja sädehoito 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 |
Yhteenveto c:stä, D:stä ja R2D:stä alkuperäiselle derivointijoukolle, koko validointijoukolle, validointipotilaille, jotka saivat pelkkää sädehoitoa, ja potilaille, joille tehtiin sekä leikkaus että sädehoito
| . | Derivaatiosarja 2011 . |
Validointijoukko 2014 N = 110 . |
Validointisarja Sädehoito n = 58 . |
Validointisarja Leikkaus- ja sädehoito 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 |
| . | Derivaatiosarja 2011 . |
Validointijoukko 2014 N = 110 . |
Validointisarja Sädehoito n = 58 . |
Validointisarja Leikkaus- ja sädehoito 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 |
Estimoitu eloonjäämiskäyrä (Cox; katkoviiva) ja todellinen eloonjäämiskäyrä (Kaplan-Meier; yhtenäinen viiva) kuukausina esittelytilanteen jälkeen täydelliselle validointijoukolle (N = 110 potilasta).
Estimoitu eloonjäämiskäyrä (Cox; katkoviiva) ja todellinen eloonjäämiskäyrä (Kaplan-Meier; yhtenäinen viiva) kuukausina esittelyn jälkeen täydelliselle validointijoukolle (N = 110 potilasta).
Seuraavaksi validointiryhmä jaettiin potilaisiin, jotka leikattiin leikkauksen ja sitä seuranneen sädehoidon kera, ja potilaisiin, jotka saivat pelkkää sädehoitoa, jaettiin potilaisiin, jotka saivat pelkkää sädehoitoa, jaettiin ryhmään, joka koostui yhteensä 5 potilaista. Näillä kahdella alaryhmällä yhteinen testi β* = 0 oli merkitsevä leikkausryhmälle (P = .001) mutta ei merkitsevä muulle kuin leikkausryhmälle (P = .52). Virheellisyyttä ei siis esiintynyt ryhmässä, jota ei leikattu (kuvat 2 ja 3). Tätä ilmiötä esiintyi myös syrjintää arvioitaessa (taulukko 1). Leikkausryhmässä vain 6 potilasta kuoli 3 kuukauden kuluessa esittelystä. Taulukossa 2 on yhteenveto riskisuhteista. PI:n jakaumat johdannaisjoukossa ja validointijoukossa on esitetty taulukossa 3. Tilastollista eroa ei ollut (P = .58). Kaplan-Meierin käyrät arvioidun mediaanielossaoloajan (<3 vs ≥3 mo) dikotomisen jälkeen on esitetty kuvassa 4. Malli ennusti tarkasti niille, joiden arvioitu mediaanielinaika oli vähintään 3 kuukautta. Toinen ryhmä suoriutui hieman huonommin: ennustettu eloonjääminen oli huonompi kuin havaittu eloonjääminen.5
Yhteenveto derivaatio- (2011) ja validointijoukkojen (2014) riskisuhteista (HR)
| Predictor . | 2011 HR (95 % CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
|---|---|---|
| Sukupuoli (nainen vs. mies) | 0.62 (0.49-0.79) | 0.90 (0.51-1.58) |
| keuhkokarsinooma | 1.89 (1.4-2.56) | 1.23 (0.52-2.95) |
| Munuaiskarsinooma | 2.52 (1.64-3.87) | 0.31 (0.04-2.47) |
| Muu karsinooma | 1.76 (1.31-2.26) | 0.75 (0.36-1.57 |
| Primäärän kuratiivinen hoito | 0.69 (0.54-0.89) | 0.41 (0.21-0.79) |
| Metastaasin kohdunkaulan sijainti | 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) . |
|---|---|---|
| Sukupuoli (nainen vs. mies) | 0.62 (0.49-0.79) | 0.90 (0.51-1.58) |
| KEUHKOSYÖPÄKASVAIN | 1.89 (1.4-2.56) | 1.23 (0.52-2.95) |
| Munuaiskarsinooma | 2.52 (1.64-3.87) | 0.31 (0.04-2.47) |
| Muu karsinooma | 1.76 (1.31-2.26) | 0.75 (0.36-1.57) |
| Primäärän kuratiivinen hoito | 0.69 (0.54-0.89) | 0.41 (0.21-0.79) |
| Metastaasin kohdunkaulan sijainti | 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) |
Yhteenveto derivaatio- (2011) ja validointijoukkojen (2014) vaarasuhteista (HR)
| Predictor . | 2011 HR (95 % CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
|---|---|---|
| Sukupuoli (nainen vs. mies) | 0.62 (0.49-0.79) | 0.90 (0.51-1.58) |
| keuhkokarsinooma | 1.89 (1.4-2.56) | 1.23 (0.52-2.95) |
| Munuaiskarsinooma | 2.52 (1.64-3.87) | 0.31 (0.04-2.47) |
| Muu karsinooma | 1.76 (1.31-2.26) | 0.75 (0.36-1.57 |
| Primäärän kuratiivinen hoito | 0.69 (0.54-0.89) | 0.41 (0.21-0.79) |
| Metastaasin sijainti kohdunkaulassa | 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) . |
|---|---|---|
| Sukupuoli (nainen vs. mies) | 0.62 (0.49-0.79) | 0.90 (0.51-1.58) |
| KEUHKOSYÖPÄKARKTIOOMA | 1.89 (1.4-2.56) | 1.23 (0.52-2.95) |
| Munuaiskarsinooma | 2.52 (1.64-3.87) | 0.31 (0.04-2.47) |
| Muu karsinooma | 1.76 (1.31-2.26) | 0.75 (0.36-1.57) |
| Primäärän kuratiivinen hoito | 0.69 (0.54-0.89) | 0.41 (0.21-0.79) |
| Metastaasin kohdunkaulan sijainti | 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) |
Ennusteindeksin jakauma derivointijoukossa ja validointijoukossa
| Dataset . | Minimi . | Q25a . | Median . | Q75b . | Maksimi . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivaatio N = 567 |
-0.8 | 1.2 | 1.7 | 2.3 | 5.9 | 0.07 |
| Validointi N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
| Dataset . | Minimi . | Q25a . | Median . | Q75b . | Maksimi . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivaatio N = 567 |
-0.8 | 1.2 | 1.7 | 2.3 | 5.9 | 0.07 |
| Validointi N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
a25% kvartiili.
b75% kvartiili.
ennusteindeksin jakauma derivointijoukossa ja validointijoukossa
| Dataset . | Minimi . | Q25a . | Median . | Q75b . | Maksimi . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivaatio N = 567 |
-0.8 | 1.2 | 1.7 | 2.3 | 5.9 | 0.07 |
| Validointi N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
| Dataset . | Minimi . | Q25a . | Median . | Q75b . | Maksimi . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivaatio N = 567 |
-0.8 | 1.2 | 1.7 | 2.3 | 5.9 | 0.07 |
| Validointi N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
a25 %:n kvartiili.
b75% kvartiili.
Estimoitu eloonjäämiskäyrä (Cox; katkoviiva) ja todellinen eloonjäämiskäyrä (Kaplan-Meier; yhtenäinen viiva) kuukausina esittelyn jälkeen potilailla, joille tehtiin sädehoito (n = 58).
Estimoitu eloonjäämiskäyrä (Cox; katkoviiva) ja todellinen eloonjäämiskäyrä (Kaplan-Meier; yhtenäinen viiva) kuukausina esittelyn jälkeen sädehoitoa saaneille potilaille (n = 58).
Estimoitu eloonjäämiskäyrä (Cox; katkoviiva) ja todellinen eloonjäämiskäyrä (Kaplan-Meier; yhtenäinen viiva) kuukausina esittelyn jälkeen potilaille, joille tehtiin sekä leikkaus että sädehoito (n = 52).
Estimoitu eloonjäämiskäyrä (Cox; katkoviiva) ja todellinen eloonjäämiskäyrä (Kaplan-Meier; yhtenäinen viiva) kuukausina esittelyn jälkeen potilaille, joille tehtiin sekä leikkaus että sädehoito (n = 52).
Kaplan-Meierin käyrät kahdelle eri potilasryhmälle: potilaille, joiden elossaoloaika oli vähintään 3 kuukautta (PI ≤ 2,4; vihreällä), ja potilaille, joiden elossaoloaika oli <3 kuukautta (PI > 2,4). Kuvassa on arvioitu eloonjääminen (katkoviivat) ja todellinen eloonjääminen nykyisen validointijoukon perusteella (yhtenäiset viivat).
Kaplan-Meierin käyrät kahdelle erilliselle potilasryhmälle: potilaille, joiden eloonjääminen on vähintään 3 kuukautta (PI ≤ 2,4; vihreällä), ja potilaille, joiden eloonjääminen on <3 kuukautta (PI > 2,4). Kuvassa on arvioitu eloonjääminen (katkoviivat) ja todellinen eloonjääminen nykyisen validointijoukon perusteella (yhtenäiset viivat).
(A ja B) Kuvakaappaukset piirroksista, jotka kuvaavat kahta potilasta, jotka tulivat sairaalahoitoon oireisten selkärangan epiduraalisten etäpesäkkeiden vuoksi. Kuviossa (A) on piirretty 35-vuotiaan miespotilaan elinajanodote, joka kärsi munuaissolusyövästä, jonka vuoksi hänelle oli tehty kuratiivisesti tarkoitettu nefrektomia vuotta aiemmin. Hänellä oli oireinen etäpesäke Th12:ssa ja KPS oli 70. Koska hänen arvioitu elinajanodotteensa oli yli 3 kuukautta, hänelle tarjottiin leikkausta (dorsaalifuusio dekompression ja anteriorisen tuen jälkeen). Hän kuoli 15 kuukauden kuluttua selkäydinmetastaasiin liittymättömään sairauteen, nimittäin massiivisiin ekstraspinaalisiin etäpesäkkeisiin. Kuolemaansa edeltävään kuukauteen asti hän oli liikuntakykyinen. Kuviossa (B) esitetään arvioitu elinajanodote 61-vuotiaalle miespotilaalle, jolla tiedettiin 2 kuukauden ajan olevan levinnyt ei-pienisoluinen keuhkosyöpä. Hänellä oli oireinen vaurio C7:ssä. Hänen motorinen voimansa heikkeni nopeasti, ja KPS (70) laskettiin vastaanottoa edeltävästä päivästä. Elinajanodotteen mediaani oli <3 kuukautta. Hänelle annettiin 5 sädehoitojaksoa. Hän palasi kotiin palliatiivista hoitoa varten. Hän kuoli 6 viikkoa sen jälkeen, kun hän oli kääntynyt palvelumme puoleen nopeasti heikentyneen kliinisen tilanteensa vuoksi.
(A ja B) Kuvakaappaukset kahden sellaisen potilaan kuvaajista, jotka tulivat sairaalahuoneeseemme oireisten selkäydinepiduraalimetastaasien vuoksi. Kuviossa (A) on piirretty 35-vuotiaan miespotilaan elinajanodote, joka kärsi munuaissolusyövästä, jonka vuoksi hänelle oli tehty kuratiivisesti tarkoitettu nefrektomia vuotta aiemmin. Hänellä oli oireinen etäpesäke Th12:ssa ja KPS oli 70. Koska hänen arvioitu elinajanodotteensa oli yli 3 kuukautta, hänelle tarjottiin leikkausta (dorsaalifuusio dekompression ja anteriorisen tuen jälkeen). Hän kuoli 15 kuukauden kuluttua selkäydinmetastaasiin liittymättömään sairauteen, nimittäin massiivisiin ekstraspinaalisiin etäpesäkkeisiin. Kuolemaansa edeltävään kuukauteen asti hän oli liikuntakykyinen. Kuviossa (B) esitetään arvioitu elinajanodote 61-vuotiaalle miespotilaalle, jolla tiedettiin 2 kuukauden ajan olevan levinnyt ei-pienisoluinen keuhkosyöpä. Hänellä oli oireinen vaurio C7:ssä. Hänen motorinen voimansa heikkeni nopeasti, ja KPS (70) laskettiin vastaanottoa edeltävästä päivästä. Elinajanodotteen mediaani oli <3 kuukautta. Hänelle annettiin 5 sädehoitojaksoa. Hän palasi kotiin palliatiivista hoitoa varten. Hän kuoli 6 viikkoa sen jälkeen, kun hän oli kääntynyt palvelumme puoleen nopeasti heikentyneen kliinisen tilanteensa vuoksi.
Keskustelu
Epiduraalista etäpesäkettä sairastavien potilaiden eloonjäämisajan arvioiminen on olennaista potilaiden yksilöllisten hoitovaihtoehtojen määrittämiseksi. Muiden tekijöiden lisäksi leikkauspäätöstä tehtäessä ≥3 kuukauden arvioitua elossaoloaikaa pidetään yleensä hyväksyttävänä. Koska asiantuntijoiden lausunnot ovat yleensä epäluotettavia, validoitu ennustemalli tukisi päätöstä suositella leikkausta.1
Nykymalli on kehitetty apuvälineeksi päätettäessä leikkauksen tarjoamisesta tai tarjoamatta jättämisestä. Siksi 3 kuukauden kynnysarvo oli tärkeä. Alkuperäisessä mallissa tiedot katkaistiin 10 kuukauteen, koska suhteellisten riskien oletuksen oli täytyttävä.9 Näin tehtiin myös tässä validointiprosessissa. Aikaisemman ulkoisen validoinnin jälkeen mallia muokattiin hieman.10 Tätä lopullista versiota, joka on kehitetty yli 500 potilaan aineiston pohjalta, validoidaan parhaillaan.
Muitakin malleja on kuvattu. Tokuhashi ja kollegat12 kuvasivat mallin, joka vaati tietoja i) yleistilasta, ii) ekstraspinaalisten luumetastaasien määrästä, iii) nikamametastaasien määrästä nikamavartalossa, iv) etäpesäkkeistä tärkeimpiin sisäelimiin (keuhkoihin, maksaan, munuaisiin ja aivoihin), v) syövän primaarisesta sijaintipaikasta ja vi) selkäydinhalvauksen vaikeusasteesta. Sitä käytettiin ainoastaan arvioimaan, minkälainen leikkaus olisi suoritettava.10 Tarkistettu versio13 näytti suoriutuvan vaatimattomasti.14
Tämän toisen tunnetun mallin esittelivät Tomita ym.15 Kirjoittajat käyttivät leikkaushoitoa saaneiden potilaiden tietoja, mikä toi mukanaan potilaiden valinnan. Se oli rakennettu ainoastaan leikkaustyypin määrittelemiseksi eikä eloonjäämisen määrittämiseksi. Myös muiden etäpesäkkeiden etsiminen oli tarpeen. Lisäksi yksi ennustava tekijä oli primaarin pahanlaatuisuus, joka liittyi kasvunopeuteen, joka saattoi olla hidas, kohtalainen tai nopea. Tämä malli ei soveltunut epiduraalisen etäpesäkkeen saaneen potilaan eloonjäämisen arviointiin.
Vuonna 2005 van der Linden ym.16julkaisivat ennustemallin. Malli rakennettiin tiukasti rajatun populaation tietojen perusteella. Potilaat, joilla oli etäpesäke kaularangassa, patologinen murtuma tai napanuoran puristus, munuaissolusyöpä tai melanooma, suljettiin pois. Tämä rajoitti sen käyttöä onkologisessa käytännössä. Se edellytti myös viskeraalisten etäpesäkkeiden etsimistä.
Toisen mallin ovat hiljattain kuvanneet Bollen ym.6 Tarvittavat tiedot olivat primaarisyövän tyyppi, suorituskykytilanne, viskeraalisten, aivo- ja luustometastaasien esiintyminen, selkärangan etäpesäkkeiden lukumäärä ja sijainti sekä neurologinen toimintakyky. Toimintakykyä arvioitiin KPS:llä ja neurologista toimintakykyä Frankelin asteikolla. Tuloksena saatiin 4 erilaista selviytymisluokkaa. Mitään edellä mainituista malleista ei kuitenkaan ole koskaan validoitu samalla tavalla kuin tässä artikkelissa raportoimamme malli.
Tämän mallin suurin etu on sen yksinkertaisuus. Vain viisi tekijää on tiedettävä: sukupuoli, histologia (munuaissyöpä, rinta- / eturauhassyöpä, keuhkosyöpä tai muu), onko primaari hoidettu kuratiivisesti, oireisen etäpesäkkeen kohdunkaulan sijainti ja KPS. Laajat radiologiset tutkimukset kehon eri osista, kuten rintakehän/vatsan tietokonetomografia tai ydintutkimukset, eivät ole perusteltuja. Näin ollen arvio voidaan tehdä muutamassa minuutissa, jos primaari on tiedossa (useimmissa tapauksissa). Keskustelua yksittäisten lääkäreiden kokemuksista ei tarvita.
Mallin suorituskyky on hyvä, sillä c- ja RD2-arvot olivat lähes samat validointijoukossa, ja ne pienenivät vain hieman, mikä oli odotettavissa.11 Esitetyn mallin kalibrointi oli niin ikään hyvä.
Diskriminointi oli validointijoukossa hieman heikompi kuin derivointijoukossa. Ei-kirurgisen ryhmän erottelukyky oli hyvä, kun taas kirurgisesti hoidetun ryhmän erottelukyky oli huonompi; sama kuvio pätee väärinspesifikaatioon / sovitukseen. Tämä epäsopivuus saattaa johtua siitä, että erillisissä ryhmissä oli suhteellisen vähän potilaita suhteessa ennustetekijöiden määrään; lisäksi malli kehitettiin yksinomaan eloonjäämisen ennustamiseksi, jotta voitaisiin optimoida leikkauskandidaattien valinta. Siksi aloitettua hoitoa ei otettu käyttöön erillisenä indikaattorina, koska useimmille potilaille annettiin vain sädehoitoa. Lisäksi leikkauksen käyttöönotto olisi monimutkaista, koska leikkausvaihtoehdot ovat varsin moninaisia ja voivat sisältää kyfoplastian mutta myös täydellisen nikamaleikkauksen ja monia muitakin vaihtoehtoja. Käytännössä kirurgisen toimenpiteen tyyppi määritetään vasta sen jälkeen, kun potilas on todettu sopivaksi leikkauskandidaatiksi.
Leikkauksen läpikäyneiden potilaiden osalta havainto, jonka mukaan todellinen eloonjääminen oli hieman parempi kuin arvioitu eloonjääminen, on yhdenmukainen Patchellin ym. tutkimuksen kanssa.3 Nijmegenin populaatiossa niiden potilaiden suhteellisen pieni prosenttiosuus (6,9 %), jotka kuolivat kolmen kuukauden kuluessa leikkauksesta, oikeutti esitellyn ennustemallin käytön. Näin ollen Nijmegenin alueen sairaaloihin ohjattujen potilaiden osalta arvioitu elinajanodote <3 kuukautta oli tärkeä määräävä tekijä pelkän sädehoidon tarjoamisen kannalta. Kaiken kaikkiaan, vaikka malli ennusti pienimmän elossaoloajan, on korostettava, että myös muut tekijät – kuten potilaan toiveet, etäpesäkkeen histologia, sädeherkkyys, kirurginen saavutettavuus ja neurologisen vajaatoiminnan kesto – olisi otettava huomioon.
Otoksen pientä kokoa voidaan pitää puutteena. Ylisovitus on ongelma, kun muuttujien määrä ei ole tasapainossa otoskoon kanssa. Se saattaa olla syynä eroihin ennustajien vaikutuksessa. Tässä tutkimuksessa validoitua ennustemallia kehitettäessä meillä ei kuitenkaan ollut ongelmia ylisovittamisen kanssa. Alkuperäistä mallia ei mukautettu validointijoukon tietojen perusteella, joten ylisovittaminen ei ollut ongelma. Otoskoko voi myös vaikuttaa siihen, että muuttujien välinen vaihtelu on erilaista eri tietokokonaisuuksissa. Koska PI:n jakauma on vertailukelpoinen alkuperäisessä joukossa ja validointijoukossa, mahdolliset erot eivät olleet merkityksellisiä kliinisen käytön kannalta. Kaplan-Meierin käyrän ja ennustettujen eloonjäämiskäyrien keskiarvon ero niiden potilaiden osalta, joiden ennustettu mediaanielossaoloaika oli <3 kuukautta, saattoi johtua myös tämän ryhmän otoskoon suuruudesta.
Johtopäätöksenä voidaan todeta, että tämä malli auttaa optimoimaan hoitovaihtoehtoja yksittäisille potilaille, joilla on selkärangan epiduraalimetastaasi ja joita hoidetaan moniammatillisessa ympäristössä. Lopuksi malli tarjoaa luotettavan arvion elinajanodotteesta, joka perustuu helposti saataviin tietoihin (www.nccn.nl/nccn-en/).
Rahoitus
Ei ole ilmoitettu.
Kiitos
Olemme kiitollisia Bert Keurentjesille, Radboud in’to Languages, Center of Expertise for language and communication, englanninkielisen kielioppiasian ja tyylin oikaisemisesta.
Esintressiyhteyksien selvitys. None declared.
,
,
.
.
.
;
:
–
.
,
,
ym .
.
.
;
:
–
;
.
,
,
yms.
.
.
;
:
–
.
,
,
ym .
.
.
;
:
–
.
,
,
ym .
.
.
;
:
–
.
,
,
ym .
.
.
;
:
–
.
,
,
ym .
.
.
;
:
–
.
,
,
ym. .
.
.
;
:
–
.
,
,
ym. .
.
.
;
:
–
.
,
,
ym. .
.
.
;
:
–
.
,
.
.
.
;
:
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.
,
,
.
.
.
;
:
–
.
,
,
ym .
.
.
;
:
–
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.
,
,
ym. .
.
.
;
:
–
.
