Abstract
Il trattamento delle metastasi epidurali spinali è multidisciplinare e solitamente coinvolge un team di oncologi medici, radiologi, radioterapisti e chirurghi spinali. L’aspettativa di vita è uno dei fattori considerati quando si decide se la chirurgia è giustificata. Poiché le stime degli esperti sull’aspettativa di vita non sono generalmente affidabili, è necessario un modello di previsione. Qui, abbiamo convalidato temporalmente un modello che era stato precedentemente convalidato geograficamente.
Le cartelle di 110 pazienti consecutivi che sono stati inviati con una metastasi epidurale spinale sono state raccolte prospetticamente dal 2009 al 2013 al fine di convalidare il modello, che è stato pubblicato nel 2011. Le aspettative di vita reali e stimate sono state rappresentate graficamente e sono state determinate la calibrazione e la discriminazione. Sono stati calcolati la pendenza di calibrazione, l’indice c di Harrell, D e RD2. Gli hazard ratio nel set di derivazione del 2011 sono stati confrontati con il set di validazione. La mispecificazione è stata determinata utilizzando il test congiunto per β*.
La pendenza di calibrazione era 0,64 ± 0,15 (95% CI: 0,34-0,94), il c-index di Harrell era 0,72, D era 1,08, e RD2 era 0,22, indicando una discriminazione leggermente peggiore nel set di derivazione. Il test congiunto per β* = 0 era statisticamente significativo e indicava una cattiva specificazione; tuttavia, questa cattiva specificazione è stata attribuita interamente al gruppo chirurgico.
Abbiamo convalidato un modello di previsione per il processo decisionale chirurgico, mostrando che la performance generale del modello è buona. Sulla base di questi risultati, questo modello aiuterà i medici a decidere se offrire un intervento chirurgico ai pazienti con metastasi epidurali spinali.
La prevalenza di metastasi epidurali spinali sintomatiche aumenterà grazie ai progressi delle opzioni terapeutiche. Se i sintomi si verificano, le metastasi possono avere conseguenze devastanti sia sul paziente che sulla sua famiglia. Pertanto, trattare efficacemente questa condizione è essenziale per migliorare o mantenere la qualità della vita, e un approccio multidisciplinare è di solito preferito.1
Nella maggior parte dei casi, viene utilizzata la radioterapia. Tuttavia, in casi selezionati, la chirurgia può aiutare a ripristinare la stabilità e/o decomprimere le strutture nervose. Diversi fattori possono determinare se un paziente è un candidato adatto alla chirurgia; questi fattori includono i desideri del paziente, l’istologia della metastasi, la radiosensibilità, l’accessibilità chirurgica e la durata del deficit neurologico. Inoltre, un’aspettativa di vita stimata di ≥3 mesi è un altro fattore utilizzato per determinare se il paziente è un buon candidato per la chirurgia.1-3
Poiché l’aspettativa di vita non è stata stimata in modo affidabile dagli esperti,1,4,5 sono stati sviluppati molti modelli di previsione.6-8 Uno di questi modelli è stato validato sia internamente9 che geograficamente.10 Il modello è accessibile su Internet (www.nccn.nl/nccn-en/). Qui, abbiamo tentato di convalidare temporalmente questo modello (cioè, usando dati raccolti prospetticamente) usando una convalida all’avanguardia.11 Questo processo di convalida è unico tra i modelli di previsione dell’aspettativa di vita rispetto alle metastasi epidurali spinali.
Materiali e metodi
Il protocollo di ricerca è stato approvato dai rispettivi comitati etici delle istituzioni. Da settembre 2009 a gennaio 2013, sono stati raccolti prospetticamente i dati di tutti i pazienti con metastasi epidurali spinali che sono stati ammessi al dipartimento neurochirurgico del Radboud University Medical Center e del Canisius Wilhelmina Hospital (87 pazienti); inoltre, sono stati raccolti prospetticamente i dati di tutti i pazienti con metastasi epidurali spinali che sono stati inviati nel 2012 al dipartimento neurochirurgico del The Haaglanden Medical Center dell’Aia (23 pazienti).
I pazienti con dati mancanti sono stati esclusi dallo studio. Oltre alle caratteristiche di base dei pazienti, sono state documentate le seguenti caratteristiche: punteggio di performance Karnofsky (in caso di insorgenza improvvisa di una grave lesione del midollo spinale, il punteggio è stato stimato appena prima del deterioramento); l’intenzione curativa di trattare il tumore primario; la natura della metastasi; e il livello spinale. Il modello originale non includeva la terapia istituita come fattore predittivo; tuttavia, anche questo è stato registrato. I pazienti sono stati trattati con radioterapia o con chirurgia (decompressione delle strutture neurali e stabilizzazione spinale) seguita da radioterapia. Questi dati sono stati utilizzati per convalidare il modello predittivo pubblicato nel 2011.10 I dati sono stati troncati a 10 mesi, in quanto ciò ha contribuito al mantenimento dell’ipotesi di hazard proporzionale ed è stato fatto anche nel modello originale.
Il modello di Cox è stato convalidato utilizzando la popolazione di prova come descritto da Royston e Altman.11 Innanzitutto, la capacità predittiva è stata valutata graficamente tracciando la sopravvivenza effettiva come curva di Kaplan-Meier e la sopravvivenza prevista come media delle curve di sopravvivenza previste di Cox. Successivamente, la capacità predittiva è stata calcolata ed espressa come indice c di Harrell (discriminazione) e la statistica D di Royston-Sauerbrei, RD2 (calibrazione). La pendenza di calibrazione, espressa come il coefficiente di regressione sull’indice prognostico (PI), è stata anche calcolata. Le distribuzioni del PI nel set di derivazione e nel set di validazione attuale sono state confrontate e testate statisticamente usando il test U di Mann-Whitney. La mispecificazione/adattamento del modello è stata controllata usando un test congiunto di β* = 0,11 I valori di β* sono differenze tra i coefficienti di regressione stimati nel set di derivazione e quelli stimati nel modello adattato al set di validazione. Gli hazard ratio dei vari predittori sono stati confrontati con gli hazard ratio del set di derivazione. La capacità predittiva è stata mostrata anche dalle curve Kaplan-Meier di altri 2 gruppi di pazienti: quelli con una sopravvivenza mediana prevista di 3 mesi o più, e quelli con una sopravvivenza mediana prevista inferiore a 3 mesi. La sopravvivenza è espressa come mediana in mesi (range: minimo-massimo). Gli altri valori sono espressi come media ± errore standard, con intervalli di confidenza del 95%. Le differenze sono state considerate statisticamente significative se P < .05.
Risultati
Tutti i 110 pazienti consecutivi nel periodo indicato avevano cartelle complete e sono stati inclusi. Pertanto, nessuno dei pazienti aveva dati mancanti. Al momento dell’analisi (ottobre 2014), 90 pazienti erano deceduti e il tempo mediano di sopravvivenza era di 5,7 mesi (range: 0,3-68,3 mo); il 18,1% dei pazienti aveva tempi di sopravvivenza censurati.
Graficamente, la sopravvivenza stimata corrispondeva bene alla sopravvivenza effettiva dei pazienti (Fig. 1). La pendenza di calibrazione era 0,64 ± 0,15 (95% CI: 0,34-0,94), indicando una discriminazione più scarsa nel set di convalida che nel set di derivazione. L’indice c, la statistica D e i valori RD2 dei set di derivazione e di validazione sono riassunti nella tabella 1. Il test congiunto per β* era 0 (P = .0003), indicando una significativa mancanza di specificazione.
Sommario di c, D, e R2D per il set di derivazione originale, il set di validazione totale, i pazienti di validazione che hanno ricevuto solo la radioterapia, e i pazienti che sono stati sottoposti sia a chirurgia che a radioterapia
. | Set di derivazione 2011 . |
Set di validazione 2014 N = 110 . |
Set di validazione Radioterapia n = 58 . |
Set di validazione chirurgia e radioterapia 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 |
. | Set di derivazione 2011 . |
Set di validazione 2014 N = 110 . |
Set di validazione Radioterapia n = 58 . |
Set di validazione chirurgia e radioterapia n = 52 . |
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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 |
Sommario di c, D, e R2D per il set di derivazione originale, il set di validazione totale, i pazienti di validazione che hanno ricevuto solo la radioterapia e i pazienti che sono stati sottoposti sia alla chirurgia che alla radioterapia
. | Set di derivazione 2011 . |
Set di validazione 2014 N = 110 . |
Set di validazione Radioterapia n = 58 . |
Set di validazione chirurgia e radioterapia n = 52 . |
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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 |
. | Set di derivazione 2011 . |
Set di validazione 2014 N = 110 . |
Set di validazione Radioterapia n = 58 . |
Set di validazione chirurgia e radioterapia 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 |
Curva di sopravvivenza stimata (Cox; linea tratteggiata) e curva di sopravvivenza effettiva (Kaplan-Meier; linea continua) in mesi dopo la presentazione per il set di validazione completo (N = 110 pazienti).
Curva di sopravvivenza stimata (Cox; linea tratteggiata) e curva di sopravvivenza effettiva (Kaplan-Meier; linea continua) in mesi dopo la presentazione per il set di convalida completo (N = 110 pazienti).
In seguito, il gruppo di convalida è stato diviso in pazienti sottoposti a chirurgia seguita da radioterapia (58 pazienti) e pazienti che hanno ricevuto solo radioterapia (52 pazienti). Con questi 2 sottogruppi, il test congiunto per β* = 0 era significativo per il gruppo chirurgia (P = .001) ma non significativo per il gruppo non chirurgia (P = .52). Quindi, la mispecificazione non si è verificata nel gruppo che non ha subito l’intervento chirurgico (Figg. 2 e 3). Questo fenomeno si è verificato anche nella valutazione della discriminazione (Tabella 1). Solo 6 pazienti sono morti entro 3 mesi dalla presentazione nel gruppo sottoposto a chirurgia. Gli hazard ratio sono riassunti nella tabella 2. Le distribuzioni dei PI nel set di derivazione e nel set di validazione sono rappresentate nella tabella 3. La differenza statistica non era presente (P = .58). Le curve Kaplan-Meier dopo la dicotomizzazione per la sopravvivenza mediana stimata (<3 vs ≥3 mo) sono mostrate in Fig. 4. Il modello ha predetto accuratamente per quelli con una sopravvivenza mediana stimata di 3 mesi o più. L’altro gruppo si è comportato leggermente meno bene: la sopravvivenza prevista era peggiore di quella osservata.5
Sommario degli hazard ratio (HR) dei set di derivazione (2011) e validazione (2014)
Predittore . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
---|---|---|
Gender (femmina vs maschio) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1.58) |
Carcinoma del polmone | 1,89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
Carcinoma del rene | 2.52 (1,64-3,87) | 0,31 (0,04-2,47) |
Altro carcinoma | 1,76 (1,31-2,26) | 0.75 (0.36-1.57 |
Trattamento curativo del primario | 0.69 (0.54-0.89) | 0.41 (0.21-0.79) |
Localizzazione cervicale della metastasi | 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) |
Predittore . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
---|---|---|
Gender (femmina vs maschio) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1,58) |
Carcinoma del polmone | 1.89 (1.4-2.56) | 1.23 (0.52-2.95) |
Carcinoma del rene | 2.52 (1.64-3.87) | 0.31 (0.04-2.47) |
Altro carcinoma | 1.76 (1.31-2.26) | 0.75 (0.36-1.57 |
Trattamento curativo del primario | 0.69 (0.54-0.89) | 0.41 (0.21-0.79) |
Localizzazione cervicale della metastasi | 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) |
Sommario degli hazard ratio (HR) dei set di derivazione (2011) e validazione (2014)
Predittore . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
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Gender (femmina vs maschio) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1.58) |
Carcinoma del polmone | 1,89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
Carcinoma del rene | 2.52 (1,64-3,87) | 0,31 (0,04-2,47) |
Altro carcinoma | 1,76 (1,31-2,26) | 0.75 (0.36-1.57 |
Trattamento curativo del primario | 0.69 (0.54-0.89) | 0.41 (0.21-0.79) |
Localizzazione cervicale della metastasi | 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) |
Predittore . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
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Gender (femmina vs maschio) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1,58) |
Carcinoma del polmone | 1.89 (1.4-2.56) | 1.23 (0.52-2.95) |
Carcinoma del rene | 2.52 (1.64-3.87) | 0.31 (0.04-2.47) |
Altro carcinoma | 1.76 (1.31-2.26) | 0.75 (0.36-1.57 |
Trattamento curativo del primario | 0.69 (0.54-0.89) | 0.41 (0.21-0.79) |
Localizzazione cervicale della metastasi | 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) |
Distribuzione dell’indice prognostico nel set di derivazione e nel set di validazione
Dataset . | Minimo . | Q25a . | Mediano . | Q75b . | Massimo . | Abbrezza . |
---|---|---|---|---|---|---|
Derivazione N = 567 |
-0.8 | 1.2 | 1.7 | 2.3 | 5.9 | 0.07 |
Validazione N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
Dataset . | Minimo . | Q25a . | Mediano . | Q75b . | Massimo . | Abbrezza . |
---|---|---|---|---|---|---|
Derivazione N = 567 |
-0.8 | 1.2 | 1.7 | 2.3 | 5.9 | 0.07 |
Validazione N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
a25% quartile.
b75% quartile.
Distribuzione dell’indice prognostico nel set di derivazione e nel set di validazione
Dataset . | Minimo . | Q25a . | Mediano . | Q75b . | Massimo . | Abbrezza . |
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Derivazione N = 567 |
-0.8 | 1.2 | 1.7 | 2.3 | 5.9 | 0.07 |
Validazione N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
Dataset . | Minimo . | Q25a . | Mediano . | Q75b . | Massimo . | Abbrezza . |
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Derivazione N = 567 |
-0.8 | 1.2 | 1.7 | 2.3 | 5.9 | 0.07 |
Validation N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
a25% quartile.
b75% quartile.
Curva di sopravvivenza stimata (Cox; linea tratteggiata) e curva di sopravvivenza reale (Kaplan-Meier; linea continua) in mesi dopo la presentazione per i pazienti sottoposti a radioterapia (n = 58).
Curva di sopravvivenza stimata (Cox; linea tratteggiata) e curva di sopravvivenza reale (Kaplan-Meier; linea continua) in mesi dopo la presentazione per i pazienti sottoposti a radioterapia (n = 58).
Curva di sopravvivenza stimata (Cox; linea tratteggiata) e curva di sopravvivenza reale (Kaplan-Meier; linea continua) in mesi dopo la presentazione per i pazienti che sono stati sottoposti sia a chirurgia che a radioterapia (n = 52).
Curva di sopravvivenza stimata (Cox; linea tratteggiata) e curva di sopravvivenza reale (Kaplan-Meier; linea continua) in mesi dopo la presentazione per i pazienti sottoposti sia a chirurgia che a radioterapia (n = 52).
Curve Kaplan-Meier per 2 gruppi distinti di pazienti: quelli con una sopravvivenza di 3 mesi o più (PI ≤ 2,4; in verde), e quelli con una sopravvivenza di <3 mesi (PI > 2,4). Sono rappresentate la sopravvivenza stimata (linee tratteggiate) e la sopravvivenza effettiva basata sull’attuale set di validazione (linee continue).
Curve Kaplan-Meier per 2 gruppi distinti di pazienti: quelli con una sopravvivenza di 3 mesi o più (PI ≤ 2.4; in verde) e quelli con una sopravvivenza di <3 mesi (PI > 2.4). Sono rappresentate la sopravvivenza stimata (linee tratteggiate) e la sopravvivenza effettiva basata sull’attuale set di validazione (linee solide).
(A e B) Screenshot dei grafici di 2 pazienti che si presentano al nostro ospedale a causa di metastasi epidurali spinali sintomatiche. In (A) è tracciata l’aspettativa di vita di un paziente maschio di 35 anni affetto da un carcinoma a cellule renali per il quale era stato sottoposto a nefrectomia curativa un anno prima. Si è presentato con una metastasi sintomatica a Th12 e un KPS di 70. A causa della sua aspettativa di vita stimata di più di 3 mesi, gli fu proposto un intervento chirurgico (fusione dorsale dopo decompressione e supporto anteriore). Dopo 15 mesi è morto a causa di una condizione non collegata a questa metastasi spinale, vale a dire metastasi extraspinali massicce. Fino a 1 mese prima della sua morte era deambulante. In (B) è mostrata l’aspettativa di vita stimata per un paziente maschio di 61 anni che era noto da 2 mesi per un carcinoma polmonare non a piccole cellule disseminato. Si è presentato con una lesione sintomatica a C7. La sua forza motoria si stava rapidamente deteriorando e il KPS (70) è stato calcolato dal giorno prima del ricovero. L’aspettativa di vita mediana era <3 mesi. È stato sottoposto a 5 frazioni di radioterapia. È tornato a casa per le cure palliative. Morì 6 settimane dopo aver consultato il nostro servizio a causa del rapido deterioramento della sua situazione clinica.
(A e B) Screenshot dei grafici di 2 pazienti che si sono presentati al nostro ospedale per metastasi epidurali spinali sintomatiche. In (A) è tracciata l’aspettativa di vita di un paziente maschio di 35 anni affetto da un carcinoma a cellule renali per il quale era stato sottoposto a nefrectomia curativa un anno prima. Si è presentato con una metastasi sintomatica a Th12 e un KPS di 70. A causa della sua aspettativa di vita stimata di più di 3 mesi, gli fu proposto un intervento chirurgico (fusione dorsale dopo decompressione e supporto anteriore). Dopo 15 mesi è morto a causa di una condizione non collegata a questa metastasi spinale, vale a dire metastasi extraspinali massicce. Fino a 1 mese prima della sua morte era deambulante. In (B) è mostrata l’aspettativa di vita stimata per un paziente maschio di 61 anni che era noto da 2 mesi per un carcinoma polmonare non a piccole cellule disseminato. Si è presentato con una lesione sintomatica a C7. La sua forza motoria si stava rapidamente deteriorando e il KPS (70) è stato calcolato dal giorno prima del ricovero. L’aspettativa di vita mediana era <3 mesi. È stato sottoposto a 5 frazioni di radioterapia. È tornato a casa per le cure palliative. È morto 6 settimane dopo aver consultato il nostro servizio a causa del rapido deterioramento della sua situazione clinica.
Discussione
La stima della sopravvivenza dei pazienti con metastasi epidurali è essenziale per identificare le opzioni di trattamento individuali dei pazienti. A parte altri fattori, nella decisione di eseguire un intervento chirurgico, una sopravvivenza stimata di ≥3 mesi è generalmente considerata accettabile. Dato che l’opinione degli esperti è generalmente inaffidabile, un modello di previsione convalidato sosterrebbe la decisione di raccomandare l’intervento chirurgico.1
Il modello attuale è stato sviluppato come complemento nella decisione di offrire o meno un intervento chirurgico. Pertanto, la soglia di 3 mesi era importante. Nel modello originale, i dati sono stati troncati a 10 mesi, poiché l’ipotesi delle probabilità proporzionali doveva essere soddisfatta.9 Questo è stato fatto anche in questo processo di validazione. Dopo una precedente validazione esterna, il modello è stato leggermente adattato.10 Questa versione finale sviluppata su dati di più di 500 pazienti è ora in fase di validazione.
Sono stati descritti altri modelli. Tokuhashi e colleghi12 hanno descritto un modello che richiedeva informazioni su (i) condizioni generali, (ii) numero di metastasi ossee extraspinali, (iii) numero di metastasi nel corpo vertebrale, (iv) metastasi ai principali organi interni (polmoni, fegato, reni e cervello), (v) sito primario del cancro e (vi) gravità della paralisi del midollo spinale. Era semplicemente usato per stimare quale tipo di intervento chirurgico dovesse essere eseguito.10 La versione rivista13 sembrava avere un rendimento modesto.14
Un altro modello ben noto fu presentato da Tomita et al.15 Gli autori usarono i dati dei pazienti trattati chirurgicamente, che introdussero una selezione dei pazienti. È stato costruito solo per definire il tipo di chirurgia e non la sopravvivenza. Era necessaria anche una ricerca di altre metastasi. Inoltre, uno dei fattori predittivi era la malignità del primario, che era legata alla velocità di crescita, che poteva essere lenta, moderata o rapida. Questo modello non era appropriato per stimare la sopravvivenza di un paziente che presentava una metastasi epidurale.
Nel 2005 van der Linden et al16 pubblicarono un modello di previsione. Il modello è stato costruito sulla base dei dati di una popolazione strettamente definita. I pazienti che avevano metastasi nella colonna cervicale, una frattura patologica o una compressione del midollo, un carcinoma a cellule renali o un melanoma erano esclusi. Questo ha limitato il suo uso nella pratica oncologica. Richiedeva anche una ricerca di metastasi viscerali.
Un altro modello è stato recentemente descritto da Bollen et al.6 Le informazioni necessarie erano il tipo di cancro primario, il performance status, la presenza di metastasi viscerali, cerebrali e ossee, il numero e la posizione delle metastasi spinali e il funzionamento neurologico. Il performance status è stato valutato con il KPS e il funzionamento neurologico con la scala Frankel. Ne sono risultate 4 categorie di diversa sopravvivenza. Tuttavia, nessuno dei suddetti modelli è mai stato convalidato come quello che riportiamo in questo articolo.
Il vantaggio principale del modello attuale è la sua semplicità. Solo 5 fattori devono essere conosciuti: sesso, istologia (cancro del rene, cancro della mammella/prostata, cancro del polmone o altro), se il primario è stato trattato in modo curativo, posizione cervicale della metastasi sintomatica e KPS. Non sono necessari esami radiologici approfonditi di diverse parti del corpo, come la TAC del torace/addome o le scansioni nucleari. Pertanto, una stima può essere fatta in pochi minuti se il primario è noto (nella maggior parte dei casi). Le discussioni sull’esperienza dei singoli medici non saranno necessarie.
La performance del modello è buona, poiché i valori c e RD2 erano quasi gli stessi nel set di convalida, con solo una leggera riduzione, che era prevedibile.11 La calibrazione del modello presentato era anche buona.
La discriminazione era leggermente più scarsa nel set di convalida che nel set di derivazione. La discriminazione nel gruppo non chirurgico era buona, mentre la discriminazione nel gruppo trattato chirurgicamente era peggiore; lo stesso modello si applica alla mispecificazione/fit. Questo misfit potrebbe essere dovuto a un numero relativamente piccolo di pazienti nei gruppi separati in relazione al numero di predittori; inoltre, il modello è stato sviluppato solo per prevedere la sopravvivenza al fine di ottimizzare la selezione dei candidati chirurgici. Pertanto, la terapia istituita non è stata introdotta come indicatore separato, dato che la maggior parte dei pazienti è stata sottoposta solo a radioterapia. Inoltre, introdurre la chirurgia sarebbe un esercizio complicato, dato che le opzioni chirurgiche sono abbastanza diverse e possono includere la cifoplastica ma anche la vertebrectomia totale, e molte altre opzioni ancora. In pratica, il tipo di intervento chirurgico viene determinato solo dopo che il paziente è risultato essere un candidato idoneo alla chirurgia.
Per quanto riguarda i pazienti sottoposti a intervento chirurgico, la constatazione che la sopravvivenza effettiva era leggermente migliore di quella stimata è coerente con uno studio di Patchell et al.3 La percentuale relativamente bassa di pazienti (6,9%) morti entro 3 mesi dall’intervento nella popolazione di Nimega ha giustificato l’uso del modello di previsione presentato. Quindi, per i pazienti indirizzati agli ospedali della regione di Nijmegen, un’aspettativa di vita stimata di <3 mesi era un importante fattore determinante per offrire solo la radioterapia. Nel complesso, anche se il modello ha predetto il tempo minimo di sopravvivenza, dobbiamo sottolineare che altri fattori – come i desideri del paziente, l’istologia della metastasi, la radiosensibilità, l’accessibilità chirurgica e la durata del deficit neurologico – dovrebbero essere considerati.
La piccola dimensione del campione potrebbe essere considerata un difetto. L’overfitting è un problema quando il numero di variabili non è in equilibrio con la dimensione del campione. Potrebbe essere una causa della differenza nell’effetto dei predittori. Tuttavia, non abbiamo avuto alcun problema di overfitting nello sviluppo del modello di predizione convalidato nello studio attuale. Il modello originale non è stato regolato sulla base dei dati del set di convalida, e quindi l’overfitting non è stato un problema. La dimensione del campione può anche contribuire a una differenza di variazione tra le variabili in diversi set di dati. Poiché la distribuzione del PI è comparabile nel set originale e nel set di convalida, qualsiasi differenza non era rilevante per l’uso clinico. La differenza nella curva di Kaplan-Meier e la media delle curve di sopravvivenza previste per i pazienti con una sopravvivenza mediana prevista di <3 mesi potrebbe anche essere attribuita alla dimensione del campione per questo gruppo.
In conclusione, questo modello aiuterà a ottimizzare le opzioni di trattamento per i singoli pazienti che hanno metastasi epidurali spinali e sono trattati in un ambiente multidisciplinare. Infine, il modello fornisce una stima affidabile dell’aspettativa di vita basata su dati facilmente recuperabili (www.nccn.nl/nccn-en/).
Finanziamento
Nessuno dichiarato.
Riconoscimento
Siamo in debito con Bert Keurentjes, Radboud in’to Languages, Center of Expertise for language and communication, per la correzione della grammatica e dello stile inglese.
Dichiarazione sul conflitto di interessi. Nessuno dichiarato.
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