Abstract
Tratamentul metastazelor epidurale spinale este multidisciplinar și implică, de obicei, o echipă de medici oncologi, radiologi, radioterapeuți și chirurgi spinali. Speranța de viață este unul dintre factorii luați în considerare atunci când se decide dacă se justifică o intervenție chirurgicală. Deoarece estimările experților privind speranța de viață nu sunt, în general, fiabile, este necesar un model de predicție. Aici, am validat din punct de vedere temporal un model care a fost validat anterior din punct de vedere geografic.
Înregistrările a 110 pacienți consecutivi care au fost trimiși cu o metastază epidurală spinală au fost colectate prospectiv din 2009 până în 2013, pentru a valida modelul, care a fost publicat în 2011. Speranțele de viață reale și estimate au fost reprezentate grafic, iar calibrarea și discriminarea au fost determinate. Au fost calculate panta de calibrare, indicele c al lui Harrell, D și RD2. Raporturile de hazard din setul de derivare din 2011 au fost comparate cu setul de validare. Lipsa de specificare a fost determinată cu ajutorul testului comun pentru β*.
Panta de calibrare a fost de 0,64 ± 0,15 (IC 95%: 0,34-0,94), indicele c al lui Harrell a fost de 0,72, D a fost de 1,08, iar RD2 a fost de 0,22, indicând o discriminare ușor mai slabă în setul de derivare. Testul comun pentru β* = 0 a fost semnificativ din punct de vedere statistic și a indicat o eroare de specificare; cu toate acestea, această eroare de specificare a fost atribuită în întregime grupului chirurgical.
Am validat un model de predicție pentru luarea deciziilor chirurgicale, arătând că performanța generală a modelului este bună. Pe baza acestor rezultate, acest model îi va ajuta pe clinicieni să decidă dacă să ofere o intervenție chirurgicală pacienților cu metastaze epidurale spinale.
Prevalența metastazelor epidurale spinale simptomatice va crește datorită progreselor în opțiunile terapeutice. În cazul în care apar simptome, metastazele pot avea consecințe devastatoare atât asupra pacientului, cât și asupra familiei acestuia. Prin urmare, tratarea eficientă a acestei afecțiuni este esențială pentru a îmbunătăți sau menține calitatea vieții, iar o abordare multidisciplinară este de obicei preferată.1
În cele mai multe cazuri, se utilizează radioterapia. Cu toate acestea, în cazuri selecționate, intervenția chirurgicală poate ajuta la restabilirea stabilității și/sau la decomprimarea structurilor nervoase. Mai mulți factori pot determina dacă un pacient este un candidat potrivit pentru intervenție chirurgicală; acești factori includ dorințele pacientului, histologia metastazei, radiosensibilitatea, accesibilitatea chirurgicală și durata deficitului neurologic. În plus, o speranță de viață estimată la ≥3 luni este un alt factor utilizat pentru a determina dacă pacientul este un bun candidat pentru intervenția chirurgicală.1-3
Pentru că speranța de viață nu a fost estimată în mod fiabil de către experți,1,4,5 au fost dezvoltate multe modele de predicție.6-8 Un astfel de model a fost validat atât pe plan intern9 cât și geografic.10 Modelul poate fi accesat pe internet (www.nccn.nl/nccn-en/). Aici, am încercat să validăm temporal acest model (adică, folosind date colectate prospectiv) folosind o validare de ultimă oră.11 Acest proces de validare este unic printre modelele de predicție a speranței de viață în ceea ce privește metastazele epidurale spinale.
Materiale și metode
Protocolul de cercetare a fost aprobat de comitetele de etică ale instituțiilor respective. Din septembrie 2009 până în ianuarie 2013, au fost colectate prospectiv date de la toți pacienții cu metastaze epidurale spinale care au fost internați în departamentul de neurochirurgie al Centrului Medical al Universității Radboud și al Spitalului Canisius Wilhelmina (87 de pacienți); în plus, au fost colectate prospectiv date de la toți pacienții cu metastaze epidurale spinale care au fost trimiși în 2012 la departamentul de neurochirurgie al Centrului Medical Haaglanden din Haga (23 de pacienți).
Pacienții cu date lipsă au fost excluși din studiu. În plus față de caracteristicile de bază ale pacienților, au fost documentate următoarele caracteristici: scorul de performanță Karnofsky (în cazul apariției bruște a unei leziuni grave a măduvei spinării , scorul a fost estimat chiar înainte de deteriorare); intenția curativă de tratare a tumorii primare; natura metastazelor; și nivelul coloanei vertebrale. Modelul inițial nu a inclus terapia instituită ca factor de predicție; cu toate acestea, aceasta a fost, de asemenea, înregistrată. Pacienții au fost tratați fie prin radioterapie, fie prin intervenție chirurgicală (decompresie a structurilor neuronale și stabilizare a coloanei vertebrale) urmată de radioterapie. Aceste date au fost utilizate pentru a valida modelul de predicție publicat în 2011.10 Datele au fost trunchiate la 10 luni, deoarece acest lucru a contribuit la menținerea ipotezei hazardurilor proporționale și a fost, de asemenea, realizat și în modelul original.
Modelul Cox a fost validat utilizând populația de testare, așa cum a fost descris de Royston și Altman.11 În primul rând, capacitatea de predicție a fost evaluată grafic prin reprezentarea supraviețuirii reale sub forma unei curbe Kaplan-Meier și a supraviețuirii prezise ca medie a curbelor de supraviețuire Cox prezise. Apoi, capacitatea de predicție a fost calculată și exprimată sub forma indicelui c al lui Harrell (discriminare) și a statisticii D Royston-Sauerbrei, RD2 (calibrare). A fost calculată, de asemenea, panta de calibrare – exprimată ca și coeficient de regresie pe indicele de prognostic (PI) -. Distribuțiile PI în setul de derivare și în setul actual de validare au fost comparate și testate statistic cu ajutorul testului U Mann-Whitney. Eroarea de specificare/ajustare a modelului a fost verificată cu ajutorul unui test comun de β* = 0,11 Valorile lui β* reprezintă diferențele dintre coeficienții de regresie estimați în setul de derivare și cei estimați în modelul ajustat la setul de validare. Raporturile de risc pentru diverși predictori au fost comparate cu raporturile de risc din setul de derivare. Capacitatea de predicție a fost demonstrată, de asemenea, prin curbele Kaplan-Meier ale altor 2 grupuri de pacienți: cei cu o supraviețuire mediană prezisă de 3 luni sau mai mult și cei cu o supraviețuire mediană prezisă de mai puțin de 3 luni. Supraviețuirea este exprimată ca mediana în luni (interval: minim-maxim). Alte valori sunt exprimate ca medie ± eroare standard, cu intervale de încredere de 95%. Diferențele au fost considerate a fi semnificative din punct de vedere statistic dacă P < 0,05.
Rezultate
Toți cei 110 pacienți consecutivi din perioada de timp indicată au avut înregistrări complete și au fost incluși. Prin urmare, niciunul dintre pacienți nu a avut date lipsă. La momentul analizei (octombrie 2014), 90 de pacienți erau decedați, iar durata mediană de supraviețuire a fost de 5,7 luni (interval: 0,3-68,3 mo);18,1% dintre pacienți au avut timpi de supraviețuire cenzurați.
Grafic, supraviețuirea estimată a corespuns bine cu supraviețuirea reală a pacienților (Fig. 1). Panta de calibrare a fost de 0,64 ± 0,15 (IC 95%: 0,34-0,94), indicând o discriminare mai slabă în setul de validare decât în setul de derivare. Indicele c, statistica D și valorile RD2 din seturile de derivare și validare sunt rezumate în tabelul 1. Testul comun pentru β* a fost 0 (P = 0,0003), indicând o eroare de specificare semnificativă.
Rezumat al c, D și R2D pentru setul original de derivare, setul total de validare, pacienții de validare care au primit doar radioterapie și pacienții care au fost supuși atât intervenției chirurgicale, cât și radioterapiei
| . | Set de derivare 2011 . |
Set de validare 2014 N = 110 . |
Validation Set Radiotherapy n = 58 . |
Validation Set Chirurgie și 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 |
| . | Set de derivare 2011 . |
Set de validare 2014 N = 110 . |
Validation Set Radiotherapy n = 58 . |
Validation Set Chirurgie și 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 | 0,22 | 0,35 | 0.02 |
Rezumat al c, D și R2D pentru setul original de derivare, setul total de validare, pacienții de validare care au primit doar radioterapie și pacienții care au fost supuși atât intervenției chirurgicale, cât și radioterapiei
| . | Set de derivare 2011 . |
Set de validare 2014 N = 110 . |
Validation Set Radiotherapy n = 58 . |
Validation Set Chirurgie și 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 |
| . | Set de derivare 2011 . |
Set de validare 2014 N = 110 . |
Validation Set Radiotherapy n = 58 . |
Validation Set Chirurgie și 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 | 0,34 | 0,22 | 0.35 | 0,02 |
Curba de supraviețuire estimată (Cox; linie punctată) și curba de supraviețuire reală (Kaplan-Meier; linie continuă) în luni de la prezentare pentru setul complet de validare (N = 110 pacienți).
Curba de supraviețuire estimată (Cox; linie punctată) și curba de supraviețuire reală (Kaplan-Meier; linie continuă) în luni după prezentare pentru setul complet de validare (N = 110 pacienți).
În continuare, grupul de validare a fost împărțit în pacienți care au fost supuși unei intervenții chirurgicale urmate de radioterapie (58 de pacienți) și pacienți care au primit doar radioterapie (52 de pacienți). Cu aceste 2 subgrupuri, testul comun pentru β* = 0 a fost semnificativ pentru grupul cu operație (P = 0,001), dar nesemnificativ pentru grupul fără operație (P = 0,52). Astfel, nu a avut loc o eroare de specificare în grupul care nu a fost supus unei intervenții chirurgicale (Figurile 2 și 3). Acest fenomen a apărut și la evaluarea discriminării (tabelul 1). Doar 6 pacienți au decedat în termen de 3 luni de la prezentare în grupul cu intervenție chirurgicală. Raporturile de hazard sunt rezumate în tabelul 2. Distribuțiile IP în setul de derivare și în setul de validare sunt reprezentate în tabelul 3. Diferența statistică nu a fost prezentă (P = 0,58). Curbele Kaplan-Meier după dihotomizarea pentru supraviețuirea mediană estimată (<3 vs ≥3 mo) sunt prezentate în Fig. 4. Modelul a prezis cu exactitate pentru cei cu o supraviețuire mediană estimată de 3 luni sau mai mult. Celălalt grup s-a descurcat ceva mai puțin bine: supraviețuirea prezisă a fost mai proastă decât supraviețuirea observată.5
Sumarul rapoartelor de hazard (HR) din seturile de derivare (2011) și validare (2014)
| Predictor . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . | |
|---|---|---|---|
| Gender (feminin vs masculin) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1.58) | |
| Carcinom pulmonar | 1,89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) | |
| Carcinom de rinichi | 2.52 (1,64-3,87) | 0,31 (0,04-2,47) | |
| Altul carcinom | 1,76 (1,31-2,26) | 0.75 (0,36-1,57 | |
| Tratament curativ al cancerului primar | 0,69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0,89) | 0,41 (0,21-0.79) |
| Localizarea cervicală a metastazelor | 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) . |
|---|---|---|
| Gender (feminin vs masculin) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1,58) |
| Carcinom pulmonar | 1.89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
| Carcinom de rinichi | 2,52 (1,64-3,87) | 0,31 (0.04-2,47) |
| Alt carcinom | 1,76 (1,31-2,26) | 0,75 (0,36-1,57) |
| Tratament curativ al carcinomului primar | 0.69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0,79) |
| Localizarea cervicală a metastazei | 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) |
Sumarul rapoartelor de hazard (HR) din seturile de derivare (2011) și validare (2014)
| Predictor . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . | |
|---|---|---|---|
| Gender (feminin vs masculin) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1.58) | |
| Carcinom pulmonar | 1,89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) | |
| Carcinom de rinichi | 2.52 (1,64-3,87) | 0,31 (0,04-2,47) | |
| Altul carcinom | 1,76 (1,31-2,26) | 0.75 (0,36-1,57 | |
| Tratament curativ al cancerului primar | 0,69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0,89) | 0,41 (0,21-0.79) |
| Localizarea cervicală a metastazei | 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) . |
|---|---|---|
| Gender (feminin vs masculin) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1,58) |
| Carcinom pulmonar | 1.89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
| Carcinom de rinichi | 2,52 (1,64-3,87) | 0,31 (0.04-2,47) |
| Altul carcinom | 1,76 (1,31-2,26) | 0,75 (0,36-1,57) |
| Tratament curativ al carcinomului primar | 0.69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0,79) |
| Localizarea cervicală a metastazei | 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) |
Distribuția indicelui de prognostic în setul de derivare și setul de validare
| Dataet . | Minimum . | Q25a . | Mediana . | Q75b . | Maximum . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivare N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1,7 | 2,3 | 5,9 | 0.07 |
| Validare N = 110 |
-0,8 | 0,8 | 1,7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
| Dataset . | Minimum . | Q25a . | Mediana . | Q75b . | Maximum . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivare N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1,7 | 2,3 | 5,9 | 0.07 |
| Validare N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
a25% cuartilă.
b75% cuartilă.
Distribuția indicelui de prognostic în setul de derivare și setul de validare
| Set de date . | Minimum . | Q25a . | Mediana . | Q75b . | Maximum . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivarea N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1,7 | 2,3 | 5,9 | 0.07 |
| Validare N = 110 |
-0,8 | 0,8 | 1,7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
| Dataset . | Minimum . | Q25a . | Mediana . | Q75b . | Maximum . | Skewness . |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Derivarea N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1.7 | 2.3 | 5.9 | 0.07 |
| Validare N = 110 |
-0.8 | 0,8 | 1,7 | 2,3 | 3,8 | -0,24 |
a25% quartilă.
b75% cuartilă.
Curba de supraviețuire estimată (Cox; linie punctată) și curba de supraviețuire reală (Kaplan-Meier; linie continuă) în luni de la prezentare pentru pacienții care au fost supuși radioterapiei (n = 58).
Curba de supraviețuire estimată (Cox; linie punctată) și curba de supraviețuire reală (Kaplan-Meier; linie continuă) în luni după prezentare pentru pacienții care au fost supuși radioterapiei (n = 58).
Curba de supraviețuire estimată (Cox; linie punctată) și curba de supraviețuire reală (Kaplan-Meier; linie continuă) în luni de la prezentare pentru pacienții care au fost supuși atât intervenției chirurgicale, cât și radioterapiei (n = 52).
Curba de supraviețuire estimată (Cox; linie punctată) și curba de supraviețuire reală (Kaplan-Meier; linie continuă) în luni de la prezentare pentru pacienții care au fost supuși atât intervenției chirurgicale, cât și radioterapiei (n = 52).
Curbe Kaplan-Meier pentru 2 grupuri distincte de pacienți: cei cu o supraviețuire de 3 luni sau mai mult (IP ≤ 2,4; în verde) și cei cu o supraviețuire de <3 luni (IP > 2,4). Sunt reprezentate supraviețuirea estimată (linii punctate) și supraviețuirea reală pe baza setului actual de validare (linii continue).
Curbe Kaplan-Meier pentru 2 grupuri distincte de pacienți: cei cu o supraviețuire de 3 luni sau mai mult (PI ≤ 2,4; în verde) și cei cu o supraviețuire de <3 luni (PI > 2,4). Reprezentate sunt supraviețuirea estimată (linii punctate) și supraviețuirea reală bazată pe setul de validare actual (linii continue).
(A și B) Capturi de ecran ale graficelor a 2 pacienți care s-au prezentat la spitalul nostru din cauza metastazelor epidurale spinale simptomatice. În (A) este reprezentată grafic speranța de viață a unui pacient de sex masculin în vârstă de 35 de ani care suferea de un carcinom cu celule renale pentru care fusese supus unei nefrectomii cu intenție curativă cu un an înainte. El s-a prezentat cu o metastază simptomatică la Th12 și un KPS de 70. Din cauza speranței de viață estimate la mai mult de 3 luni, i s-a propus o intervenție chirurgicală (fuziune dorsală după decompresie și sprijin anterior). După 15 luni a decedat din cauza unei afecțiuni care nu are legătură cu această metastază spinală, și anume metastaze masive extraspinale. Până cu 1 lună înainte de decesul său a fost ambulator. În (B) este prezentată speranța de viață estimată pentru un pacient de sex masculin în vârstă de 61 de ani despre care se știa de 2 luni că are un carcinom pulmonar diseminat, fără celule mici. El s-a prezentat cu o leziune simptomatică la C7. Forța sa motorie s-a deteriorat rapid, iar KPS (70) a fost calculat din ziua anterioară internării. Speranța mediană de viață a fost <3 luni. A fost supus la 5 fracțiuni de radioterapie. S-a întors acasă pentru îngrijiri paliative. A decedat la 6 săptămâni după ce a consultat serviciul nostru din cauza deteriorării rapide a situației sale clinice.
(A și B) Capturi de ecran ale graficelor a 2 pacienți care s-au prezentat la spitalul nostru din cauza metastazelor epidurale spinale simptomatice. În (A) este reprezentată grafic speranța de viață a unui pacient de sex masculin în vârstă de 35 de ani care suferea de un carcinom cu celule renale pentru care fusese supus unei nefrectomii cu intenție curativă cu un an înainte. El s-a prezentat cu o metastază simptomatică la Th12 și un KPS de 70. Din cauza speranței de viață estimate la mai mult de 3 luni, i s-a propus o intervenție chirurgicală (fuziune dorsală după decompresie și sprijin anterior). După 15 luni a decedat din cauza unei afecțiuni care nu are legătură cu această metastază spinală, și anume metastaze masive extraspinale. Până cu 1 lună înainte de decesul său a fost ambulator. În (B) este prezentată speranța de viață estimată pentru un pacient de sex masculin în vârstă de 61 de ani despre care se știa de 2 luni că are un carcinom pulmonar diseminat, fără celule mici. El s-a prezentat cu o leziune simptomatică la C7. Forța sa motorie s-a deteriorat rapid, iar KPS (70) a fost calculat din ziua anterioară internării. Speranța mediană de viață a fost <3 luni. A fost supus la 5 fracțiuni de radioterapie. S-a întors acasă pentru îngrijiri paliative. A decedat la 6 săptămâni după ce a consultat serviciul nostru din cauza deteriorării rapide a situației sale clinice.
Discuție
Stimarea supraviețuirii pacienților cu metastaze epidurale este esențială pentru identificarea opțiunilor individuale de tratament ale pacienților. În afară de alți factori, în decizia de a efectua o intervenție chirurgicală, o supraviețuire estimată de ≥3 luni este, în general, considerată ca fiind acceptabilă. Având în vedere că opinia experților este, în general, nesigură, un model de predicție validat ar sprijini decizia de a recomanda intervenția chirurgicală.1
Modelul actual a fost dezvoltat ca un adjuvant în decizia de a oferi sau nu intervenția chirurgicală. Prin urmare, pragul de 3 luni a fost important. În modelul original, datele au fost trunchiate la 10 luni, deoarece trebuia respectată ipoteza hazardelor proporționale.9 Acest lucru a fost făcut și în acest proces de validare. După o validare externă anterioară, modelul a fost ușor adaptat.10 Această versiune finală dezvoltată pe baza datelor a peste 500 de pacienți este acum în curs de validare.
Au fost descrise și alte modele. Tokuhashi și colaboratorii12 au descris un model care a necesitat informații despre (i) starea generală, (ii) numărul de metastaze osoase extraspinale, (iii) numărul de metastaze în corpul vertebral, (iv) metastazele la principalele organe interne (plămâni, ficat, rinichi și creier), (v) sediul primar al cancerului și (vi) severitatea paraliziei măduvei spinării. Acesta a fost folosit doar pentru a estima ce tip de intervenție chirurgicală ar trebui efectuată.10 Versiunea revizuită13 părea să aibă performanțe modeste.14
Un alt model bine cunoscut a fost prezentat de Tomita et al.15 Autorii au folosit date de la pacienți tratați chirurgical, ceea ce a introdus o selecție a pacienților. Acesta a fost construit doar pentru a defini tipul de intervenție chirurgicală și nu supraviețuirea. A fost necesară și o căutare a altor metastaze. În plus, unul dintre factorii de predicție a fost malignitatea primarului, care era legată de viteza de creștere, care putea fi lentă, moderată sau rapidă. Acest model nu era adecvat pentru estimarea supraviețuirii unui pacient care prezenta o metastază epidurală.
În 2005, van der Linden et al16 au publicat un model de predicție. Modelul a fost construit pe baza datelor de la o populație strict definită. Au fost excluși pacienții care prezentau metastaze la nivelul coloanei cervicale, o fractură patologică sau o compresie a măduvei, un carcinom cu celule renale sau un melanom. Acest lucru a restricționat utilizarea sa în practica oncologică. De asemenea, a necesitat o căutare a metastazelor viscerale.
Un alt model a fost descris recent de Bollen et al.6 Informațiile necesare au fost tipul de cancer primar; starea de performanță; prezența metastazelor viscerale, cerebrale și osoase; numărul și localizarea metastazelor la nivelul coloanei vertebrale; și funcționarea neurologică. Starea de performanță a fost evaluată cu KPS, iar funcționarea neurologică cu scala Frankel. A rezultat 4 categorii de supraviețuire diferite. Cu toate acestea, niciunul dintre modelele menționate mai sus nu a fost vreodată validat ca cel pe care îl raportăm în această lucrare.
Avantajul major al modelului actual este simplitatea sa. Trebuie cunoscuți doar 5 factori: sexul, histologia (cancer de rinichi, cancer de sân/prostată, cancer pulmonar sau altul), dacă primara a fost tratată curativ, localizarea cervicală a metastazei simptomatice și KPS. Nu se justifică examinări radiologice extinse ale diferitelor părți ale corpului, cum ar fi CT de torace/abdomen sau scanări nucleare. Prin urmare, se poate face o estimare în câteva minute, dacă se cunoaște diagnosticul primar (în majoritatea cazurilor). Discuțiile despre experiența medicilor individuali nu vor fi necesare.
Performanța modelului este bună, deoarece valorile c și RD2 au fost aproape aceleași în setul de validare, cu doar o ușoară reducere, ceea ce era de așteptat.11 Calibrarea modelului prezentat a fost, de asemenea, bună.
Discriminarea a fost ușor mai slabă în setul de validare decât în setul de derivare. Discriminarea în grupul nechirurgical a fost bună, în timp ce discriminarea în grupul tratat chirurgical a fost mai slabă; același model se aplică și în cazul erorilor de specificare/ajustare. Această nepotrivire s-ar putea datora numărului relativ mic de pacienți din grupurile separate în raport cu numărul de predictori; în plus, modelul a fost dezvoltat exclusiv pentru a prezice supraviețuirea în vederea optimizării selecției candidaților la intervenții chirurgicale. Prin urmare, terapia instituită nu a fost introdusă ca indicator separat, având în vedere că majoritatea pacienților au fost supuși doar la radioterapie. În plus, introducerea intervenției chirurgicale ar fi un exercițiu complicat, având în vedere că opțiunile chirurgicale sunt destul de diverse și pot include cifoplastia, dar și vertebrectomia totală, precum și multe alte opțiuni. În practică, tipul de intervenție chirurgicală este stabilit numai după ce se constată că pacientul este un candidat potrivit pentru intervenție chirurgicală.
În ceea ce privește pacienții care au fost supuși intervenției chirurgicale, constatarea că supraviețuirea reală a fost ușor mai bună decât supraviețuirea estimată este în concordanță cu un studiu realizat de Patchell et al.3 Procentul relativ scăzut de pacienți (6,9%) care au decedat în termen de 3 luni de la intervenția chirurgicală în populația din Nijmegen a justificat utilizarea modelului de predicție prezentat. Astfel, pentru pacienții trimiși la spitalele din regiunea Nijmegen, o speranță de viață estimată de <3 luni a fost un factor determinant important pentru oferirea doar a radioterapiei. În general, deși modelul a prezis durata minimă de supraviețuire, trebuie să subliniem că trebuie luați în considerare și alți factori – cum ar fi dorințele pacientului, histologia metastazelor, radiosensibilitatea, accesibilitatea chirurgicală și durata deficitului neurologic.
Dimensiunea mică a eșantionului ar putea fi considerată un defect. Supraadaptarea este o problemă atunci când numărul de variabile nu este în echilibru cu dimensiunea eșantionului. Aceasta ar putea fi o cauză a diferenței în ceea ce privește efectul predictorilor. Cu toate acestea, nu am avut nicio problemă de supraadaptare în dezvoltarea modelului de predicție validat în studiul actual. Modelul inițial nu a fost ajustat pe baza datelor din setul de validare și, prin urmare, supraadaptarea nu a reprezentat o problemă. Dimensiunea eșantionului poate contribui, de asemenea, la o diferență de variație între variabilele din diferite seturi de date. Deoarece distribuția IP este comparabilă în setul original și în setul de validare, orice diferență nu a fost relevantă pentru utilizarea clinică. Diferența dintre curba Kaplan-Meier și media curbelor de supraviețuire preconizate pentru pacienții cu o supraviețuire mediană preconizată de <3 luni ar putea fi, de asemenea, atribuită dimensiunii eșantionului pentru acest grup.
În concluzie, acest model va ajuta la optimizarea opțiunilor de tratament pentru pacienții individuali care au metastaze epidurale spinale și sunt tratați într-un cadru multidisciplinar. În cele din urmă, modelul oferă o estimare fiabilă a speranței de viață pe baza unor date ușor de regăsit (www.nccn.nl/nccn-en/).
Finanțare
Nu a fost declarată.
Recunoaștere
Suntem îndatorați lui Bert Keurentjes, Radboud in’to Languages, Center of Expertise for language and communication, pentru corectarea gramaticii și a stilului în limba engleză.
Declarație de conflict de interese. Nici unul declarat.
,
,
.
.
.
;
:
–
.
,
,
ș.a. .
.
.
;
:
–
;
.
,
,
ș.a. .
.
.
;
:
–
.
,
,
ș.a. .
.
.
;
:
–
.
,
,
ș.a. .
.
.
;
:
–
.
,
,
et al.
.
.
;
:
–
.
,
,
ș.a. .
.
.
;
:
–
.
,
,
ș.a. .
.
.
;
:
–
.
,
,
ș.a. .
.
.
;
:
–
.
,
,
ș.a. .
.
.
;
:
–
.
,
.
.
.
;
:
.
,
,
et al.
.
.
;
:
–
.
,
,
.
.
.
;
:
–
.
,
,
ș.a. .
.
.
;
:
–
.
,
,
ș.a. .
.
.
;
:
–
.
,
,
et al.
.
.
;
:
–
.
