Abstract
Behandlingen av epidurala metastaser i ryggen är multidisciplinär och involverar vanligen ett team bestående av medicinska onkologer, radiologer, röntgenläkare, röntgenterapeuter och ryggradskirurger. Den förväntade livslängden är en av de faktorer som beaktas när man beslutar om operation är motiverad. Eftersom experternas uppskattningar av den förväntade livslängden i allmänhet inte är tillförlitliga behövs en prediktionsmodell. Här validerade vi tidsmässigt en modell som tidigare validerats geografiskt.
Dokumentationen av 110 konsekutiva patienter som remitterades med en epidural metastas i ryggen samlades in prospektivt från 2009 till 2013 för att validera modellen, som publicerades 2011. Den faktiska och uppskattade förväntade livslängden representerades grafiskt, och kalibrering och diskriminering fastställdes. Kalibreringslutningen, Harrells c-index, D och RD2 beräknades. Hazard ratios i derivationsuppsättningen från 2011 jämfördes med valideringsuppsättningen. Felaktig specificering fastställdes med hjälp av det gemensamma testet för β*.
Kalibreringslutningen var 0,64 ± 0,15 (95 % KI: 0,34-0,94), Harrells c-index var 0,72, D var 1,08 och RD2 var 0,22, vilket tyder på något sämre diskriminering i derivationsuppsättningen. Det gemensamma testet för β* = 0 var statistiskt signifikant och indikerade felspecifikation; denna felspecifikation tillskrevs dock helt och hållet den kirurgiska gruppen.
Vi validerade en prediktionsmodell för kirurgiskt beslutsfattande, vilket visar att modellens övergripande prestanda är god. Baserat på dessa resultat kommer denna modell att hjälpa kliniker att besluta om de ska erbjuda kirurgi till patienter med spinal epidural metastasering.
Prevalensen av symtomatisk spinal epidural metastasering kommer att öka på grund av framsteg i terapeutiska alternativ. Om symtom uppstår kan metastasen få förödande konsekvenser för både patienten och patientens familj. Därför är det viktigt att effektivt behandla detta tillstånd för att förbättra eller bibehålla livskvaliteten, och ett multidisciplinärt tillvägagångssätt är vanligtvis att föredra.1
I de flesta fall används strålbehandling. I utvalda fall kan dock kirurgi bidra till att återställa stabiliteten och/eller dekomprimera nervstrukturer. Flera faktorer kan avgöra om en patient är en lämplig kandidat för kirurgi; dessa faktorer inkluderar patientens önskemål, metastasens histologi, strålningskänslighet, kirurgisk tillgänglighet och varaktigheten av det neurologiska underskottet. Dessutom är en uppskattad förväntad livslängd på ≥3 månader en annan faktor som används för att avgöra om patienten är en bra kandidat för kirurgi.1-3
Om den förväntade livslängden inte har uppskattats på ett tillförlitligt sätt av experter,1,4,5 har många prediktionsmodeller utvecklats.6-8 En sådan modell har validerats både internt9 och geografiskt.10 Modellen finns tillgänglig på Internet (www.nccn.nl/nccn-en/). Här försökte vi tidsmässigt validera denna modell (dvs. med hjälp av prospektivt insamlade data) med hjälp av state-of-the-art validering.11 Denna valideringsprocess är unik bland prediktionsmodeller för förväntad livslängd med avseende på spinal epidural metastasering.
Material och metoder
Forskningsprotokollet godkändes av institutionernas respektive etikkommittéer. Från september 2009 till januari 2013 samlades data från alla patienter med epidurala metastaser i ryggen som togs in på den neurokirurgiska avdelningen vid Radboud University Medical Center och Canisius Wilhelmina Hospital prospektivt in (87 patienter); dessutom samlades data från alla patienter med epidurala metastaser i ryggen som under 2012 remitterades till den neurokirurgiska avdelningen vid The Haaglanden Medical Center i Haag prospektivt in (23 patienter).
Patienter med saknade uppgifter exkluderades från studien. Utöver patienternas baslinjeegenskaper dokumenterades följande egenskaper: Karnofsky performance score (vid plötsligt insättande av allvarlig ryggmärgslesion , uppskattades poängen strax före försämringen); kurativ avsikt att behandla primärtumören; metastasens art; och ryggmärgsnivå. I den ursprungliga modellen ingick inte den insatta behandlingen som en prediktor, men detta registrerades också. Patienterna behandlades antingen med strålbehandling eller kirurgi (dekompression av de neurala strukturerna och stabilisering av ryggraden) följt av strålbehandling. Dessa data användes för att validera den prediktionsmodell som publicerades 2011.10 Data trunkerades vid 10 månader, eftersom detta bidrog till att bibehålla antagandet om proportionella risker och även gjordes i den ursprungliga modellen.
Cox-modellen validerades med hjälp av testpopulationen enligt beskrivningen av Royston och Altman.11 För det första utvärderades den prediktiva förmågan grafiskt genom att den faktiska överlevnaden plottades som en Kaplan-Meier-kurva och den predikterade överlevnaden som medelvärdet av de predikterade Cox-överlevnadskurvorna. Därefter beräknades den prediktiva förmågan och uttrycktes som Harrells c-index (diskriminering) och Royston-Sauerbrei D-statistik, RD2 (kalibrering). Kalibreringslutningen – uttryckt som regressionskoefficienten på det prognostiska indexet (PI) – beräknades också. Fördelningarna av PI i derivationsuppsättningen och i den aktuella valideringsuppsättningen jämfördes och testades statistiskt med Mann-Whitney U-test. Felaktig specificering/anpassning av modellen kontrollerades med hjälp av ett gemensamt test på β* = 0,11 Värdena på β* är skillnader mellan de regressionskoefficienter som uppskattats i derivationsuppsättningen och de som uppskattats i den modell som anpassats till valideringsuppsättningen. Riskförhållandena för de olika prediktorerna jämfördes med riskförhållandena i derivationsuppsättningen. Den prediktiva förmågan visades också med hjälp av Kaplan-Meier-kurvor för två andra patientgrupper: de med en förutspådd medianöverlevnad på 3 månader eller mer och de med en förutspådd medianöverlevnad på mindre än 3 månader. Överlevnaden uttrycks som median i månader (intervall: minimum-maximum). Andra värden uttrycks som medelvärde ± standardfel, med 95 % konfidensintervall. Skillnader ansågs vara statistiskt signifikanta om P < .05.
Resultat
Alla 110 konsekutiva patienter under den angivna tidsperioden hade fullständiga journaler och inkluderades. Ingen av patienterna hade därför saknade uppgifter. Vid tidpunkten för analysen (oktober 2014) var 90 patienter avlidna, och medianöverlevnadstiden var 5,7 månader (intervall: 0,3-68,3 mo). 18,1 % av patienterna hade censurerade överlevnadstider.
Grafiskt sett överensstämde den uppskattade överlevnaden väl med patienternas faktiska överlevnad (fig. 1). Kalibreringslutningen var 0,64 ± 0,15 (95 % KI: 0,34-0,94), vilket tyder på sämre diskriminering i valideringsuppsättningen än i härledningsuppsättningen. Värdena för c-index, D-statistik och RD2 från derivations- och valideringsuppsättningarna sammanfattas i tabell 1. Det gemensamma testet för β* var 0 (P = .0003), vilket tyder på betydande felspecifikation.
Sammanfattning av c, D och R2D för den ursprungliga härledningsuppsättningen, den totala valideringsuppsättningen, valideringspatienterna som enbart fick strålbehandling och patienterna som genomgick både kirurgi och strålbehandling
. | Derivationsuppsättning 2011 . |
Valideringssats 2014 N = 110 . |
Valideringsuppsättning Strålbehandling n = 58 . |
Valideringssats kirurgi och strålbehandling 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 |
. | Derivationsuppsättning 2011 . |
Valideringsuppsättning 2014 N = 110 . |
Valideringsuppsättning Strålbehandling n = 58 . |
Valideringssats kirurgi och strålbehandling 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 |
Sammanfattning av c, D och R2D för den ursprungliga härledningsuppsättningen, den totala valideringsuppsättningen, valideringspatienterna som enbart fick strålbehandling och patienterna som genomgick både kirurgi och strålbehandling
. | Derivation Set 2011 . |
Valideringsuppsättning 2014 N = 110 . |
Valideringsuppsättning Strålbehandling n = 58 . |
Valideringssats kirurgi och strålbehandling 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 . |
Valideringsuppsättning 2014 N = 110 . |
Valideringsuppsättning Strålbehandling n = 58 . |
Valideringssats kirurgi och strålbehandling 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 |
Skattad överlevnadskurva (Cox; streckad linje) och faktisk överlevnadskurva (Kaplan-Meier; heldragen linje) i månader efter presentationen för den fullständiga valideringsuppsättningen (N = 110 patienter).
Skattad överlevnadskurva (Cox; streckad linje) och faktisk överlevnadskurva (Kaplan-Meier; heldragen linje) i månader efter presentation för den fullständiga valideringsuppsättningen (N = 110 patienter).
Nästan delades valideringsgruppen in i patienter som genomgick kirurgi följt av strålbehandling (58 patienter) och patienter som endast fick strålbehandling (52 patienter). Med dessa 2 undergrupper var det gemensamma testet för β* = 0 signifikant för operationsgruppen (P = 0,001) men icke signifikant för gruppen utan kirurgi (P = 0,52). Felspecifikation förekom alltså inte i den grupp som inte genomgick kirurgi (fig. 2 och 3). Detta fenomen inträffade också vid utvärderingen av diskriminering (tabell 1). Endast 6 patienter avled inom 3 månader efter presentationen i kirurgigruppen. Riskförhållandena sammanfattas i tabell 2. Fördelningarna av PI i derivationsuppsättningen och i valideringsuppsättningen representeras i tabell 3. Statistisk skillnad förelåg inte (P = .58). Kaplan-Meier-kurvorna efter dikotomisering för uppskattad medianöverlevnad (<3 vs ≥3 mo) visas i fig. 4. Modellen förutspådde korrekt för dem med en uppskattad medianöverlevnad på 3 månader eller mer. Den andra gruppen presterade något sämre: den förutsagda överlevnaden var sämre än den observerade överlevnaden.5
Sammanfattning av hazardkvoter (HR) i härledningsuppsättningarna (2011) och valideringsuppsättningarna (2014)
Förutsägare . | 2011 HR (95 % CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
---|---|---|
Genom (kvinna vs. man) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1.58) |
Lungcancer | 1,89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
Njurcancer | 2.52 (1,64-3,87) | 0,31 (0,04-2,47) |
Andra karcinom | 1,76 (1,31-2,26) | 0.75 (0,36-1,57 |
Kurativ behandling av primär | 0,69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0.79) |
Cervikalt läge för metastasen | 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) |
Prediktor . | 2011 HR (95 % CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
---|---|---|
Genom (kvinna vs man) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1,58) |
Lungcancer | 1.89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
Njurcancer | 2,52 (1,64-3,87) | 0,31 (0.04-2.47) |
Andra karcinom | 1.76 (1.31-2.26) | 0.75 (0.36-1.57 |
Kurativ behandling av primär | 0.69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0,79) |
Cervikal placering av metastasen | 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) |
Sammanfattning av hazardkvoter (HR) för derivationen (2011) och valideringen (2014)
Prediktor . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
---|---|---|
Genom (kvinna vs. man) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1.58) |
Lungcancer | 1,89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
Njurcancer | 2.52 (1,64-3,87) | 0,31 (0,04-2,47) |
Andra karcinom | 1,76 (1,31-2,26) | 0.75 (0,36-1,57 |
Kurativ behandling av primär | 0,69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0.79) |
Metastaseringens läge i livmoderhalsen | 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) |
Prediktor . | 2011 HR (95% CI) . | 2014 HR (95% CI) . |
---|---|---|
Genom (kvinna vs man) | 0,62 (0,49-0,79) | 0,90 (0,51-1,58) |
Lungcancer | 1.89 (1,4-2,56) | 1,23 (0,52-2,95) |
Njurcancer | 2,52 (1,64-3,87) | 0,31 (0.04-2.47) |
Andra karcinom | 1.76 (1.31-2.26) | 0.75 (0.36-1.57 |
Kurativ behandling av primär | 0.69 (0,54-0,89) | 0,41 (0,21-0,79) |
Cervikal placering av metastasen | 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) |
Fördelning av prognostiskt index i derivationsuppsättning och valideringsuppsättning
Dataset . | Minimum . | Q25a . | Median . | Q75b . | Maximum . | Skewness . | |
---|---|---|---|---|---|---|---|
Derivation N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1,2 | 1,7 | 2,3 | 5,9 | 0.07 |
Validering N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
Dataset . | Minimum . | Q25a . | Median . | Q75b . | Maximum . | Skewness . | |
---|---|---|---|---|---|---|---|
Derivation N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1,2 | 1,7 | 2,3 | 5,9 | 0.07 |
Validering N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
a25% kvartil.
b75% kvartil.
Fördelning av prognostiskt index i derivationsuppsättning och valideringsuppsättning
Dataset . | Minimum . | Q25a . | Median . | Q75b . | Maximum . | Skewness . | |
---|---|---|---|---|---|---|---|
Derivation N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1,2 | 1,7 | 2,3 | 5,9 | 0.07 |
Validering N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
Dataset . | Minimum . | Q25a . | Median . | Q75b . | Maximum . | Skewness . |
---|---|---|---|---|---|---|
Derivation N = 567 |
-0,8 | 1,2 | 1.7 | 2.3 | 5.9 | 0.07 |
Validering N = 110 |
-0.8 | 0.8 | 1.7 | 2.3 | 3.8 | -0.24 |
a25% kvartil.
b75% kvartil.
Skattad överlevnadskurva (Cox; streckad linje) och faktisk överlevnadskurva (Kaplan-Meier; heldragen linje) i månader efter presentationen för de patienter som genomgått strålbehandling (n = 58).
Skattad överlevnadskurva (Cox; streckad linje) och faktisk överlevnadskurva (Kaplan-Meier; heldragen linje) i månader efter presentation för de patienter som genomgick strålbehandling (n = 58).
Skattad överlevnadskurva (Cox; streckad linje) och faktisk överlevnadskurva (Kaplan-Meier; heldragen linje) i månader efter presentationen för de patienter som genomgick både kirurgi och strålbehandling (n = 52).
Skattad överlevnadskurva (Cox; streckad linje) och faktisk överlevnadskurva (Kaplan-Meier; heldragen linje) i månader efter presentation för de patienter som genomgick både kirurgi och strålbehandling (n = 52).
Kaplan-Meier-kurvor för 2 distinkta patientgrupper: de med en överlevnad på 3 månader eller mer (PI ≤ 2,4; i grönt) och de med en överlevnad på <3 månader (PI > 2,4). Avbildad är den uppskattade överlevnaden (streckade linjer) och den faktiska överlevnaden baserad på den aktuella valideringsuppsättningen (heldragna linjer).
Kaplan-Meier-kurvor för 2 distinkta patientgrupper: de med en överlevnad på 3 månader eller mer (PI ≤ 2,4; i grönt), och de med en överlevnad på <3 månader (PI > 2,4). Avbildade är den uppskattade överlevnaden (streckade linjer) och den faktiska överlevnaden baserad på den aktuella valideringsuppsättningen (heldragna linjer).
(A och B) Skärmavbildningar av plottar av 2 patienter som presenterade sig på vårt sjukhus på grund av symtomgivande epidurala ryggmärgsmetastaser. I (A) plottas den förväntade livslängden för en 35-årig manlig patient som lider av ett njurcellscancer för vilket han hade genomgått en kurativt avsedd nefrektomi ett år tidigare. Han presenterade sig med en symtomatisk metastas vid Th12 och en KPS på 70. Eftersom hans förväntade livslängd var mer än tre månader erbjöds han operation (dorsalfusion efter dekompression och främre stöd). Efter 15 månader avled han på grund av ett tillstånd som inte var relaterat till denna ryggmärgsmetastasering, nämligen massiva extraspinala metastaser. Fram till en månad före sin död var han ambulerande. I (B) visas den beräknade förväntade livslängden för en 61-årig manlig patient som sedan två månader tillbaka visste att han hade en spridd, icke-småcellig lungcancer. Han presenterade sig med en symtomatisk lesion vid C7. Hans motoriska styrka försämrades snabbt och KPS (70) beräknades från dagen före intagningen. Medianlivslängden var <3 månader. Han genomgick 5 fraktioner av strålbehandling. Han återvände hem för palliativ vård. Han avled 6 veckor efter att ha konsulterat vår tjänst på grund av sin snabbt försämrade kliniska situation.
(A och B) Skärmavbildningar av tomter av 2 patienter som presenterade sig på vårt sjukhus på grund av symtomgivande epidurala metastaser i ryggen. I (A) plottas den förväntade livslängden för en 35-årig manlig patient som lider av ett njurcellscancer för vilket han hade genomgått en kurativt avsedd nefrektomi ett år tidigare. Han presenterade sig med en symtomatisk metastas vid Th12 och en KPS på 70. Eftersom hans förväntade livslängd var mer än tre månader erbjöds han operation (dorsalfusion efter dekompression och främre stöd). Efter 15 månader avled han på grund av ett tillstånd som inte var relaterat till denna ryggmärgsmetastasering, nämligen massiva extraspinala metastaser. Fram till en månad före sin död var han ambulerande. I (B) visas den beräknade förväntade livslängden för en 61-årig manlig patient som sedan två månader tillbaka visste att han hade en spridd, icke-småcellig lungcancer. Han presenterade sig med en symtomatisk lesion vid C7. Hans motoriska styrka försämrades snabbt och KPS (70) beräknades från dagen före intagningen. Medianlivslängden var <3 månader. Han genomgick 5 fraktioner av strålbehandling. Han återvände hem för palliativ vård. Han avled 6 veckor efter att han konsulterat vår tjänst på grund av sin snabbt försämrade kliniska situation.
Diskussion
Att uppskatta överlevnaden hos patienter med epidural metastasering är viktigt för att identifiera patienternas individuella behandlingsalternativ. Bortsett från andra faktorer, i beslutet att utföra kirurgi, anses en uppskattad överlevnad på ≥3 månader i allmänhet vara acceptabel. Med tanke på att expertutlåtanden i allmänhet är opålitliga skulle en validerad prediktionsmodell stödja beslutet att rekommendera kirurgi.1
Den nuvarande modellen har utvecklats som ett komplement i beslutet att erbjuda kirurgi eller inte. Därför var tröskelvärdet på 3 månader viktigt. I den ursprungliga modellen trunkerades uppgifterna vid 10 månader, eftersom antagandet om proportionella risker måste uppfyllas.9 Detta gjordes även i denna valideringsprocess. Efter tidigare extern validering anpassades modellen något.10 Denna slutliga version som utvecklats på data från mer än 500 patienter håller nu på att valideras.
Andra modeller har beskrivits. Tokuhashi och medarbetare12 beskrev en modell som krävde information om (i) allmäntillstånd, (ii) antal extraspinala benmetastaser, (iii) antal metastaser i kotkroppen, (iv) metastaser till de viktigaste inre organen (lungor, lever, njurar och hjärna), (v) cancerens primära plats och (vi) allvarlighetsgrad av ryggmärgsledsförlamning. Den användes endast för att uppskatta vilken typ av kirurgi som skulle utföras.10 Den reviderade versionen13 verkade fungera blygsamt.14
En annan välkänd modell presenterades av Tomita et al.15 Författarna använde data från kirurgiskt behandlade patienter, vilket införde ett urval av patienter. Den konstruerades enbart för att definiera typen av kirurgi och inte överlevnaden. Man behövde också söka efter andra metastaser. Dessutom var en av de förutsägande faktorerna primärens malignitet, vilket hängde samman med tillväxthastigheten, som kunde vara långsam, måttlig eller snabb. Denna modell var inte lämplig för att uppskatta överlevnaden för en patient som presenterar en epidural metastas.
2005 publicerade van der Linden et al16 en prediktionsmodell. Modellen byggdes upp utifrån data från en strikt definierad population. Patienter som hade metastaser i halsryggen, en patologisk fraktur eller kompression av navelsträngen, njurcellscancer eller melanom exkluderades. Detta begränsade dess användning i onkologisk praxis. Den krävde också att man sökte efter viscerala metastaser.
En annan modell har nyligen beskrivits av Bollen et al.6 Den information som behövdes var typ av primärcancer, prestationsstatus, förekomst av viscerala metastaser, hjärnmetastaser och benmetastaser, antal och lokalisering av ryggmärgsmetastaser samt neurologisk funktion. Prestationsstatus bedömdes med KPS och neurologisk funktion med Frankel-skalan. Det resulterade i 4 kategorier med olika överlevnad. Ingen av de ovan nämnda modellerna har dock någonsin validerats på samma sätt som den vi rapporterar i denna artikel.
Den stora fördelen med den nuvarande modellen är dess enkelhet. Endast fem faktorer behöver vara kända: kön, histologi (njurcancer, bröst-/prostatacancer, lungcancer eller annat), huruvida primärcancern behandlades kurativt, den symtomatiska metastasens cervikala läge och KPS. Omfattande radiologiska undersökningar av olika delar av kroppen är inte motiverade, t.ex. CT av thorax/abdomen eller nukleära undersökningar. Därför kan en uppskattning göras inom några minuter om den primära är känd (i de flesta fall). Diskussioner om enskilda läkares erfarenhet blir inte nödvändiga.
Modellens prestanda är god, eftersom c- och RD2-värdena var nästan desamma i valideringsuppsättningen, med endast en liten minskning, vilket var att vänta.11 Kalibreringen av den presenterade modellen var också god.
Diskrimineringen var något sämre i valideringsuppsättningen än i härledningsuppsättningen. Diskrimineringen i den icke-kirurgiska gruppen var god, medan diskrimineringen i den kirurgiskt behandlade gruppen var sämre; samma mönster gäller för felspecificering/anpassning. Detta kan bero på ett relativt litet antal patienter i de separata grupperna i förhållande till antalet prediktorer; dessutom utvecklades modellen enbart för att förutsäga överlevnad i syfte att optimera urvalet av kirurgiska kandidater. Därför infördes inte den insatta behandlingen som en separat indikator, med tanke på att de flesta patienterna endast genomgick strålbehandling. Dessutom skulle det vara komplicerat att införa kirurgi, eftersom de kirurgiska alternativen är mycket varierande och kan omfatta kyfoplastik men också total vertebrektomi och många fler alternativ. I praktiken bestäms typen av kirurgiskt ingrepp först efter att patienten befunnits vara en lämplig kandidat för kirurgi.
Med avseende på de patienter som genomgick kirurgi stämmer konstaterandet att den faktiska överlevnaden var något bättre än den uppskattade överlevnaden överens med en studie av Patchell et al.3 Den relativt låga procentandelen patienter (6,9 %) som avled inom tre månader efter operationen i Nijmegen-populationen motiverade användningen av den presenterade prediktionsmodellen. För patienter som hänvisades till sjukhus i Nijmegen-regionen var således en uppskattad förväntad livslängd på <3 månader en viktig avgörande faktor för att erbjuda enbart strålbehandling. Sammantaget, även om modellen förutsade den minsta överlevnadstiden, måste vi betona att andra faktorer – såsom patientens önskemål, metastasens histologi, strålningskänslighet, kirurgisk tillgänglighet och varaktigheten av neurologiska brister – också bör beaktas.
Den lilla urvalsstorleken kan betraktas som en brist. Överanpassning är ett problem när antalet variabler inte är i balans med urvalsstorleken. Det kan vara en orsak till skillnaden i prediktorernas effekt. Vi hade dock inga problem med överanpassning vid utvecklingen av den prediktionsmodell som validerades i den aktuella studien. Den ursprungliga modellen justerades inte utifrån data från valideringsuppsättningen, och därför var överanpassning inget problem. Urvalsstorlek kan också bidra till en skillnad i variation mellan variabler i olika dataset. Eftersom fördelningen av PI är jämförbar i den ursprungliga uppsättningen och i valideringsuppsättningen var eventuella skillnader inte relevanta för klinisk användning. Skillnaden mellan Kaplan-Meier-kurvan och medelvärdet av de förutspådda överlevnadskurvorna för patienter med en förutspådd medianöverlevnad på <3 månader kan också tillskrivas urvalsstorleken för denna grupp.
Sammanfattningsvis kommer denna modell att bidra till att optimera behandlingsalternativen för enskilda patienter som har epidurala metastaser i ryggraden och som behandlas i en multidisciplinär miljö. Slutligen ger modellen en tillförlitlig uppskattning av förväntad livslängd baserad på lätt återvinningsbara data (www.nccn.nl/nccn-en/).
Finansiering
Ingen deklarerad.
Acknowledgment
Vi är skyldiga Bert Keurentjes, Radboud in’to Languages, Center of Expertise for language and communication, för att ha korrigerat engelsk grammatik och stil.
Intressekonfliktförklaring. Inga deklarerade.
,
,
.
.
.
;
:
–
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
;
.
,
,
m.fl.
.
.
;
:
–
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.
,
.
.
.
;
:
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.
,
,
.
.
.
;
:
–
.
,
,
m.fl.
.
.
;
:
–
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.
,
,
et al. .
.
.
;
:
–
.