Krooninen sairaus

tiivistelmä

Tausta ja tavoite

Verisuonten invaasio näytelmiä erittäin tärkeä rooli etenemistä ja etäpesäke syöpä. Kuitenkin verisuoni invaasio kuin ennustetekijä hengissä ei-pienisoluinen keuhkosyöpä (NSCLC) on edelleen kiistanalainen. Tavoitteena Tämän tutkimuksen tarkoituksena on tutkia suhdetta verisuonen hyökkäyksen ja lopputulos potilaalla on NSCLC käyttämällä meta-analyysi.

Methods

meta-analyysi julkaistut tutkimukset tehtiin tutkimaan vaikutukset verisuonten invaasio molemmin uusiutumisen-elinaika (RFS) ja kokonaiseloonjääminen (OS) potilailla, joilla NSCLC. Hazard suhde (t) 95%: n luottamusväli (95% CI) käytettiin arvioimaan vahvuus tämän yhdistyksen.

Tulokset

Kaikkiaan 16535 potilasta 52 oikeutettuja tutkimuksia sisällytetty järjestelmällinen tarkastelu ja meta-analyysi. Kaikkiaan verisuonten invaasio havaittiin 29,8% (mediaani; vaihtelevat 6,2%: sta 77,0%) potilaista NSCLC. Yksiulotteista ja monimuuttuja arviot RFS oli 3,28 (95% CI: 2,14-5,05;

P

0,0001) ja 3,98 (95% CI: 2,24-7,06;

P

0,0001 ), vastaavasti. Sillä analyysit verisuonten invaasio ja OS, yhdistetyssä HR arvio oli 2,22 (95% CI: 1,93-2,56;

P

0,0001) mukaan yhden muuttujan analyysin ja 1,90 (95% CI: 1,65-2,19;

P

0,0001) mukaan monimuuttujamenetelmin. Lisäksi vaiheessa I pienisoluista keuhkosyöpää, meta-riski uusiutumisen (HR = 6,93, 95% CI: 4,23-11,37,

P

0,0001) ja kuoleman (HR = 2,15, 95% CI: 1,68 -2,75;

P

0,0001) pysyi erittäin merkittäviksi monimuuttujamenetelmin.

Johtopäätökset

Tämä tutkimus osoittaa, että verisuonten invaasio näyttäisi olevan riippumaton negatiivinen prognosticator kirurgisesti hallinnoi NSCLC. Kuitenkin riittävän suunniteltu suuri mahdollisille tutkimukset ja taataan Vahvista kyseisen havainnot.

Citation: Wang J, Chen J, Chen X, Wang B, Li K, Bi J (2011) verisuonen Invasion kuin vahva Independent Prognostiset indikaattorin ei-pienisoluinen keuhkosyöpä: järjestelmällinen katsaus ja meta-analyysi. PLoS ONE 6 (12): e28844. doi: 10,1371 /journal.pone.0028844

Editor: Adrian V. Hernandez, Lerner Research Institute, Cleveland Clinic, Yhdysvallat

vastaanotettu: 1. syyskuuta 2011; Hyväksytty: 16 marraskuu 2011; Julkaistu: 14 joulukuu 2011

Copyright: © 2011 Wang et al. Tämä on avoin pääsy artikkeli jaettu ehdoilla Creative Commons Nimeä lisenssi, joka sallii rajoittamattoman käytön, jakelun ja lisääntymiselle millä tahansa välineellä edellyttäen, että alkuperäinen kirjoittaja ja lähde hyvitetään.

Rahoitus: Tämä tutkimus rahoitettiin osittain National Nature Science Foundation of China (nro 30901788) ja Shandong Nature Science Foundation (nro ZR2010HQ038 ja nro ZR2010HM059). Rahoittajat ollut mitään roolia tutkimuksen suunnittelu, tiedonkeruu ja analyysi, päätös julkaista tai valmistamista käsikirjoituksen.

Kilpailevat edut: Kirjoittajat ovat ilmoittaneet, etteivät ole kilpailevia intressejä ole.

Johdanto

ei-pienisoluinen keuhkosyöpä (NSCLC) muodostaa noin 80% kaikista tapauksista ensisijainen keuhkosyövässä ja se on yksi yleisimmistä kasvainten maailmanlaajuisesti [1]. Vaikka kirurginen resektio on nykyinen standardi hoidon alkuvaiheen potilaita, vain 15% potilaista on diagnosoitu NSCLC hengissä 5 vuotta [2]. Ennustetekijöiden voi tunnistaa potilasryhmissä, joilla on huonompi ennuste ja helpottaa valintaa aggressiivisemman hoitostrategia. Kasvain-solmu-etäpesäke (TNM) pysähdyspaikkojen järjestelmä on paras ennustetekijöiden indeksi käytettävissä NSCLC [2]. Kuitenkin jokainen potilaan ennustetta vaihtelee huomattavasti kunkin TNM, mikä vaikeuttaa ennustaa tarkasti lopputulos jokaiselle potilaalle, erityisesti potilaille, joilla alkuvaiheen keuhkosyöpään.

aste histologinen eroavuus, laajuus toiminnan , sisäelinten keuhkopussin invaasio, ja monet biologiset tekijät, jotka liittyvät syövän kehittymisessä ja etenemisessä ovat hyödyllisiä ennustettaessa selviytymisen ja auttamista potilaiden hoidosta NSCLC [3] – [5]. Meidän edellinen meta-analyysi totesi, että metylaatio on

RASSF1A

sen promoottorialueen voisi toimia itsenäisenä prognostinen merkkiaine NSCLC [6]. Vuonna uusin painos (seitsemäs) on TNM luokituksen, kasvaimen koko on arvioitu yksityiskohtaisesti, jossa sisäelinten keuhkopussin invaasio selkeästi määritelty; T1 kasvaimet ovat edelleen luokitellaan T2 jos sisäelinten pleura elastinen kerros tunkeutuu [1]. Kivesten itusolukasvaimet, syöpäsoluinvaasiota verisuonten voidaan pitää paikallinen leviäminen kasvaimia. Kiveskasvaimia lokalisoitu kiveksissä ja lisäkivesten luokitellaan T1, kun verisuonten invaasio (BVI) on poissa, kun taas ne päivitetään T2 jos verisuonten invaasio on läsnä [7].

Vuonna 1992 Macchiarini

et al.

ensimmäinen osoitti, että NSCLC potilaat kätkeminen BVI on merkittävä taipumus relapsiin ensimmäisen 5 vuoden aikana leikkauksen jälkeen ja sopisi adjuvanttihoitoa [8]. Viime vuosikymmenen aikana, BVI on myös raportoitu olevan vahva ennustaja toistuminen [9] – [19] tai kuoleman potilailla, joilla on ei-pienisoluisen keuhkosyövän monissa tutkimuksissa [8] – [10], [12], [16], [ ,,,0],17], [20] – [47], mutta ei ole vahvistettu muissa tutkimuksissa [48] – [55]. Perustuen ristiriitainen saatujen tulosten suuri määrä tutkimuksia keuhkosyöpään, teimme kirjallisuuteen perustuva systemaattinen tarkastelu paremmin mitata ennustetekijöiden vaikutuksia BVI molemmin uusiutumisen-elinaika (RFS) ja kokonaiseloonjääminen (OS) potilailla, joilla on NSCLC.

Materiaalit ja menetelmät

Julkaisu valinta, tiedon louhinta ja menetelmien arviointi

Tutkimukset tunnistettiin kautta etsimään elektronisten tietokantojen PubMed (National Library of Medicine, Bethesda, USA) ja EMBASE (Elsevier, Amsterdam, Alankomaat) vuosina 1980 ja 2011 käyttäen seuraavia avainsanoja: ei-pienisoluinen keuhkosyöpä, NSCLC, alus invaasio, verisuonten invaasio, uusiutuminen, toistuminen, ennustetekijöitä ja ennuste (viimeinen etsiä päivitettiin 10 heinäkuu 2011). Voidakseen saada osallisuuden, tutkimuksia oli täytettävä seuraavat kriteerit: (i) verisuonen invaasiota (ei lymphovascular invaasio) mitattiin kirurgisesti resektoitiin primaarikasvaimen näytteitä, ja (ii) välinen suhde BVI ja selviytymisen tutkittiin, ja tulokset julkaistiin täyden paperia.

Abstracts, selostuksia ja tapausselostukset jätettiin vuoksi riittävästi tietoa meta-analyysi. Non-Englanti kieli paperit eivät kuuluneet tarkastelun. Päällekkäisyyden välttämiseksi potilastietoja, me huolellisesti merkille tekijän nimet ja tutkimuskeskukset osallistuvat kaikille tekijöille. Jos useampi kuin yksi julkaisu ilmoitetaan sama väestötiedot, ainoastaan ​​viimeksi ilmoittaman tiedot tai täydentämään tietoja käytettiin. Olemme myös suorittaa manuaalinen haku alkaen viittaukset asiaan liittyvistä julkaisuista, mukaan lukien alkuperäinen artikkeleita ja arvosteluja, tunnistaa lisätutkimuksia. Kolme kirjoittajat (J. Wang, J. Chen ja X. Chen) teki etsintä ja tunnistus itsenäisesti käyttäen standardoitua lähestymistapaa, ja valinta tutkimuksen päästiin yksimielisyyteen. Tiedot haetaan raporteista mukana tekijän nimet, julkaisuvuosi, potilaan voimavarat, tutkimus koko, menetelmiä, histologian, ja taudin vaiheessa. Methodological arviointi oli myös itsenäisesti suoritettiin kolme tutkijat (J. Wang, J. Chen ja X. Chen). Erimielisyydet olivat ratkaisi kolmannen tutkija (B. Wang) jälkeen viittaa alkuperäiseen artikkeleita. Pisteytys jokaiselle tutkimus tehtiin mukaan Euroopan Keuhkosyöpä työryhmän mittakaavassa Steels

et al

[3]. Tutkimukset sisältyy systemaattinen tarkastelu oli merkitty ”oikeutettuja”, ja ne tarjoavat riittävästi tietoja meta-analyysissä merkitään ”arvioitavissa.

Tilastolliset menetelmät

Me tehdään erillinen meta-analyysit käyttämällä oikaistu tai oikaisematon riskisuhde (HR) RFS ja käyttöjärjestelmän. Yleensä tuntia ja 95% luottamusväli (CI) on suoraan saatu julkaistu kirjallisuus käyttämällä univariate [8] – [11], [13] – [15], [18], [19] tai monimuuttuja selviytymistä analyysejä. Joissakin tutkimuksissa BVI oli päättänyt olla itsenäinen prognostinen indikaattori monimuuttujamenetelmin; Tuntia ja 95% CI yleensä tavattiin [9], [10], [16], [18], [20], [21], [23], [26] – [29], [31], [33 ] – [36], [38], [40] – [45], [47] – [49], [52], [56] – [59], [60]. Joissakin tutkimuksissa raportoitu HR mutta ei riittävästi tietoa selviytymistä BVI asema; Meillä on siis arvioitu HR ja CI mukaisesti menetelmien Parmar

et al

[61]. Kuten taulukosta S1, kokonaismäärä tapahtumat [53], log-rank tilastoa tai sen

P

arvo [9] – [12], [14], [17], [18], [20] – [22], [25], [27], [28], [34], [35], [39] – [42], [44], [46], [47], [50 ], [51], [54], [57], [58], tai tietoja Kaplan-Meierin eloonjäämiskäyrien [16] – [19], [59] käytettiin, jotta voidaan likimääräisesti laskettaessa HR. Heterogeenisyys testattiin χ

2-pohjainen

Q

testi [62]. Kun vaikutuksia oletettiin olevan homogeeninen, kiinteä-vaikutus mallia käytettiin; muuten, random-vaikutus mallia, joka perustuu Mantel-Haenszelin menetelmää sovellettiin [36] suppilo juoni ja Egger n lineaarista regressiota testiä käytettiin tutkimaan mahdollisia julkaisu bias [63]. Korrelaatio pisteet mittausten määritettiin käyttäen Spearmanin korrelaatiokertoimen. Lukemat liittyvien mittausten arvo diskreetti muuttuja laskettiin epäparametrisia U-testi. Kaikissa analyyseissä, kaksipuolinen

P

arvo 0,05 pidettiin tilastollisesti merkittävänä. Kaikki analyysit suoritettiin käyttäen STATA versiota 11.0 ohjelmisto (Stata Corporation, College Station, TX, USA).

Tulokset

Tutkimus valinta ja ominaisuudet

Kaikkiaan meidän sähköisiä tietoja hakuun haetaan 206 viittauksia. Neljä tutkimukset suljettiin pois, koska samanlaisen potilaan kohortin tapahtunut toinen valittu kohortin [64] – [67]. Kahdeksan tutkimuksia ei sisälly yleistä meta-analyysi, koska ne tutkitaan lymphovascular hyökkäyksen ja tulos pienisoluista keuhkosyöpää. Toinen ulkopuolelle asiakirjat sisältävät 19 selostuksia, 3 muut sairaudet, 3 tapausselostukset, 13 ei-Englanti artikkeleita ja 103 tutkimuksiin ilman käytettävissä eloonjäämisen tiedot (taulukko S2). Macchiarini

et al.

Analysoi korrelaatio BVI ja tulos 28 saavilla potilailla induktiohoitona [68]. Tutkimus myös jätetty systemaattinen tarkastelu, koska se ei täyttänyt kriteerit. Lopuksi oli 52 oikeutettuja tutkimukset tutkivat ennustetekijöiden arvo BVI potilailla, joilla on NSCLC julkaistu vuodesta 1993 vuoteen 2011. PRISMA Tarkistuslista ja kulkukaavio tutkimukset on esitetty muistilista S1 ja kuvio S1.

yksilöllisistä ominaisuuksista 52 tukikelpoisten tutkimuksissa on esitetty taulukossa S3. Kokonaismäärä potilasta oli 16535 (vaihteluväli 35-2295, mediaani, 171). Kaikki, mukaan positiivisuus BVI määritelty tekijät, 29,8% kasvainten tunsivat BVI syöpäsolujen (mediaani, välillä 6,2%: sta 77,0%). Kaikkiaan 47 tutkimuksia käsitellään kaikenlaisten NSCLC, neljä adenokarsinooma yksin [14], [27], [38], [41] ja toisessa okasolusyöpään yksin [39]. Kaikkiaan 23 tutkimuksissa käsitelty ainoastaan ​​vaiheessa I potilasta. Kaksikymmentäkahdeksan tutkimuksissa tutkittiin veren verisuonten invaasio käyttämällä hematoksyliinillä ja eosiinilla (H

P

0,0001) (11 tutkimukset, 4498 potilasta). Merkittävät heterogeenisuus havaittiin näistä tutkimuksista (

P

0,001,

Q

= 90.00). Tiedot monimuuttuja analyyseja varten RFS oli saatavilla kuudessa tutkimuksessa, joissa 3088 potilasta. Saimme yhteenlaskettu HR arvo 3,98 (95% CI: 2,24-7,06;

P

0,0001), joilla on merkittävä heterogeenisyys (

P

0,001,

Q

= 34.44) (Fig. 1).

Kolmekymmentäyksi tutkimuksissa (käsittää 8528 tapausta), jota käytetään yhden muuttujan analyysiin tuotti yhdistetyssä arvion riski 2,22 (95% CI: 1,93-2,56

P

0,0001). Oli viitteitä merkittävästä välisten tutkimus heterogeenisuus (

P

0,001,

Q

= 79.63). Kaksikymmentä-kahdeksan tutkimukset (käsittäen 9873 tapausta) käytettiin meta-analyysi BVI OS mukaan monimuuttujamenetelmin (Fig. 2). Yleinen kuolemanriski oli 1,90 (95% CI: 1,65-2,19;

P

0,0001) vaihteluvälillä arvioiden 0,80-3,79. Merkittävä heterogeenisuus tutkimuksissa oli läsnä (

P

0,001,

Q

= 84,40).

Meta-analyysi vaikutuksista BVI eloonjäämiseen vaiheessa I potilaat

analysoitiin myös yhdistyksen välillä BVI ja eloonjäämisen alkuvaiheen syöpäpotilaille. Kuten taulukosta 2, yhteenvedossa HR arvioita vaiheen I potilaille yhden ja usean analyysi oli 2,94 (95% CI: 2,28-3,80;

P

0,0001) ja 2,15 (95% CI: 1.68- 2,75;

P

0,0001), tässä järjestyksessä. BVI osoitti merkittävä vaikutus RFS vaiheen I NSCLC mukaan yhden muuttujan analyysin (HR = 5,89, 95% CI: 3,98-8,71,

P

0,0001) ja monimuuttujamenetelmin (HR = 6,93, 95% CI : 4,23-11,37,

P

0,0001) (Fig. 3). Nämä tulokset viittaavat siihen, että NSCLC potilaalla on BVI on huono ennuste, riippumatta kasvaimen vaiheessa.

Test heterogeenisyys ja alaryhmäanalyyseissa

Ei ollut suuri heterogeenisyys tässä meta-analyysi. Ensinnäkin, suoritimme alaryhmäanalyyseissa kerrostunut etnisyys. BVI tila ei käynyt ilmi merkittäviä vaikutuksia RFS mukaan monimuuttujamenetelmin aasialaisilla (HR = 3,87, 95% CI: 2,07-7,22,

P

0,001; heterogeenisyys testi,

P

= 0,006) ja valkoihoisilla (HR = 4,25, 95% CI: 0,61-29,5,

P

0,001; heterogeenisyys testi,

P

= 0,28). Oli vielä näyttöä tilastollisten heterogeenisyys aasialaiset, joka oli suurelta osin panosta raportin Maeda

et al.

Johon sisältyi suurin potilasryhmässä. Lisäksi heterogeenisyys katosi Kun huomioidaan tutkimus ja arvo yhdistettyä HR ei muuttunut merkittävästi (riskisuhde = 4,82, 95% CI: 3,12-7,46,

P

0,001; heterogeenisyys testi,

P

= 0,65). Alaryhmäanalyyseissa menetelmillä BVI arviointi osoitti, että yhdistettiin tuntiin RFS by monimuuttujamenetelmin oli 4,91 (95% CI: 1,82-13,24,

P

0,001; heterogeenisyys testi,

P

= 0,06) tutkimuksissa arvioidaan BVI H 0,001; heterogeenisyys testi,

P

= 0,02) niissä arvioidaan BVI yhdistelmällä H 0,001; heterogeenisyys testi,

P

= 0,06) ja valkoihoisilla (HR = 1,74, 95% CI: 1,46-2,09,

P

0,001 ; heterogeenisyys testi,

P

= 0,45). Lisäksi BVI korreloi merkitsevästi huono OS mukaan monimuuttujamenetelmin tutkimuksissa arvioidaan BVI H 0,001; heterogeenisyys testi,

P

= 0,03) ja ne arvioidaan BVI yhdistelmällä H 0,001; heterogeenisyys testi,

P

= 0,28). Nämä tulokset osoittivat, että erilaisuuteen kohdentuvat tehokkaasti vähentää tai poistaa alaryhmiin etnisyys ja menetelmiä BVI arviointiin.

Julkaisu bias tilastotiedot määritettiin käyttämällä menetelmiä Egger

et al

[63]. Julkaisua ei bias todettiin tutkimuksissa käytetty yhden muuttujan analyysiin (

P

= 0,596) tai monimuuttujamenetelmin (

P

= 0,24).

Keskustelu

mikroskooppinen etäpesäkkeitä alkaa paikallista invaasiota kasvaimen solut isännän strooman sisällä tai ympärillä primaarikasvaimen. Kun kasvainsolut tunkeutua verisuonen tai -laite imusuonten, ne voivat irrota, levittää ja pidätys hiussuonisto kautta liikkeeseen [70]. Itse asiassa, kun läsnä on verisuonten invaasio neoplastiset solut osoittavat, että syövät ovat metastaattinen vaiheessa. BVI havaittiin korreloivan sairauden edistymisen monenlaisia ​​syöpiä [71] – [73]. Meidän meta-analyysi tarjoaa vahvaa näyttöä siitä, että patologista BVI on ennustetekijä selviytymisen potilailla, joilla on NSCLC mukaan yhden muuttujan analyysiin,. Vielä tärkeämpää on, tämä vaikutus säilyi merkitsevänä mukaan Monimuuttuja-analyysissä, joka osoittaa, että BVI on itsenäinen ennustetekijä huonosta selviytymisen riippumatta kasvaimen koon tai imusolmuke tila. Lisäksi verisuonten invaasio on vahva ennustaja selviytymisen alkuvaiheen kasvaimissa korjattuna muista ennustetekijöitä.

Syöpä etäpesäke ja eteneminen on monimutkainen ja monivaiheinen prosessi. BVI näyttää olevan olennainen askel syövän etäpesäkkeiden ja leviämiseen, mikä epäsuotuisa ennusteen potilaille NSCLC. Yleisesti, BVI määriteltiin kasvainsolun embolization in verisuonen luumenin rutiini H näin, kokoamalla tulokset voivat ovat tuottaneet harhaa. Tästä huolimatta ei julkaistu bias detektoitiin käyttämällä Egger testi, mikä viittaa siihen, että tilastot saadaan lähentää todelliset tulokset.

Yhteenvetona suhteellinen riski toistumisen ja kuoleman yksittäisen potilaan jonka kasvain osoitti BVI mukaan kasvainsolujen oli lähes 4 ja 2 kertaa suurempi, vastaavasti, kuin potilaan, jonka kasvain ei näytä BVI joita neoplastiset solut. Olemme osoittaneet ennustetekijöiden voiman yksi riippumaton patologinen merkkiaine NSCLC. Ehdotamme, että NSCLC potilaat, joilla BVI saavat lisänä järjestelmällinen kemoterapiaa ja että BVI olisi sisällytettävä uuden painoksen TNM luokituksen. Kuitenkin suuri, asianmukaisesti suunnitelluissa tutkimuksissa, jotka käyttävät standardin menetelmää sen arvioimiseksi BVI tarvitaan sen osoittamiseksi, onko BVI voi antaa varoituksia syntymässä olevista lisäksi nykyisin käytössä TNM lavastus järjestelmä. Lisäksi mukaan tuoreen raportin mukaan Kato

et al.

Merkitys yhdistelmä pienten suonten count ja BVI voisi olla tärkeämpää kuin joko BVI tai pienten suonten laskea yksin [74].

tukeminen Information

Kuva S1.

virtaus mukana tutkimuksissa.

doi: 10,1371 /journal.pone.0028844.s001

(DOC)

tarkistuslista S1.

PRISMA tarkistuslista.

doi: 10,1371 /journal.pone.0028844.s002

(DOC) B Taulukko S1.

tietolähde arviointivälineinä HR lomaketta tutkimuksissa arvioidaan verisuonten invaasio ja ennusteen.

doi: 10,1371 /journal.pone.0028844.s003

(DOC) B Taulukko S2.

Ominaisuudet kirjallisuutta jätetty tässä systemaattinen tarkastelu.

doi: 10,1371 /journal.pone.0028844.s004

(DOC) B Taulukko S3.

pääpiirteet ja tulokset voivat tutkimusten arvioinnissa verisuonten invaasio ja RFS tai OS potilailla, joilla on NSCLC.

doi: 10,1371 /journal.pone.0028844.s005

(DOC) B