Ein Pflegeprotokoll für die risikogesteuerte Nachsorge nach endoskopischer Submukosadissektion bei frühen gastrointestinalen Karzinomen

Zusammenfassung

Diese retrospektive Studie entwickelte ein exploratives Rezidiv-Risikomodell und verglich risikoadjustierte, modellgestützte mit routinemäßigen Nachsorgeuntersuchungen nach ESD. Die risikoadjustierte Nachsorge war mit einer geringeren 12-Monats-Rezidivrate sowie besseren psychologischen, Selbstmanagement-, Ernährungs-, Zufriedenheits- und Ressourcennutzungs-Ergebnissen verbunden, obwohl die nicht randomisierte Studiendurchführung und das Fehlen einer externen Validierung die kausale und prädiktive Interpretation einschränken.

Zusammenfassung

Die endoskopische submuköse Dissektion (ESD) wird häufig bei frühen gastrointestinalen Tumoren eingesetzt, wobei das postoperative Rezidiv jedoch klinisch relevant bleibt. Wir führten eine zweistufige retrospektive Kohortenstudie durch. Die Modellentwicklungs-Kohorte umfasste 124 Patienten, die zwischen Januar 2022 und Januar 2023 behandelt wurden, von denen 22 ein Rezidiv aufwiesen. Sieben für die Pflege relevante postoperative Indikatoren wurden in ein multivariates logistisches Regressionsmodell eingegeben. Da mehrere Indikatoren während der postoperativen Nachsorge erfasst wurden, wurde das Modell als exploratives Rezidivrisikomodell und nicht als prognostisches Baseline-Instrument interpretiert. Die scheinbare Fläche unter der Receiver-Operating-Characteristic-Kurve betrug 0,922 (95 % KI: 0,872–0,972); bei einer Wahrscheinlichkeitsschwelle von 0,1484 lag die Sensitivität bei 95,45 % und die Spezifität bei 84,31 %, während die interne Bootstrap-Validierung eine Optimismus-korrigierte AUC von 0,884 ergab. Eine separate retrospektive Vergleichskohorte umfasste 84 im Jahr 2024 behandelte Patienten: 42 hatten eine modellbasierte, risikoadjustierte Nachsorge erhalten, 42 hingegen eine routinemäßige Nachsorge in festen Intervallen. Innerhalb von 12 Monaten trat bei 5 von 42 Patienten (11,90 %) bzw. 13 von 42 Patienten (30,95 %) ein Rezidiv auf, was einer Risikodifferenz von −19,05 Prozentpunkten (95 % KI: −35,55 bis −1,37) und einer relativen Risikoreduktion von 0,38 (95 % KI: 0,15–0,98) entspricht. Verallgemeinerte Schätzgleichungen zeigten günstigere Veränderungen im psychologischen Status, Selbstmanagement und Ernährungsindikatoren in der risikoadjustierten Gruppe, während die Wechselwirkungen zwischen Gruppe und Zeit für Compliance-Indikatoren nicht signifikant waren. Die risikoadjustierte Gruppe wies außerdem eine geringere Inanspruchnahme von Ressourcen und eine höhere Zufriedenheit des Pflegepersonals auf. Diese Befunde stellen beobachtete Assoziationen dar; die begrenzte Anzahl an Ereignissen, mögliche zeitliche Überschneidungen zwischen Prädiktoren und Rezidiv, das Fehlen einer externen Validierung sowie nicht randomisierte Vergleiche schränken die Interpretierbarkeit hinsichtlich Vorhersage und Kausalität ein.

Einleitung

Frühes Magen-Darm-Krebs bleibt eine bedeutende globale Gesundheitsbelastung, wobei jährlich etwa 2 Millionen Neuerkrankungen gemeldet werden, von denen mehr als 40 % in China auftreten¹. Die endoskopische submukosale Dissektion (ESD) hat sich als zentrale Behandlungsmethode etabliert, da sie die En-bloc-Entfernung ermöglicht, während die Magen-Darm-Anatomie und -Funktion erhalten bleibt. In China wird berichtet, dass jährlich über 150.000 ESD-Eingriffe durchgeführt werden. Dennoch wird bei 15–22 % der Patienten innerhalb von 1–3 Jahren nach der ESD ein Rezidiv festgestellt, und eine verzögerte Erkennung rezidivierender Erkrankungen kann dazu führen, dass nahezu 60 % dieser Patienten bereits fortgeschrittene Läsionen aufweisen, was die Langzeitergebnisse negativ beeinflusst². In der Routineversorgung erfolgt die Überwachung üblicherweise nach einem festen Zeitplan (z. B. „6 Monate–1 Jahr–2 Jahre“)³, der hauptsächlich durch das pathologische Stadium bestimmt wird, wobei wenig Aufmerksamkeit auf pflegerisch beeinflussbare Faktoren wie Ernährungsadhärenz und psychischen Status gelegt wird. Daten zeigen, dass dieses traditionelle Modell zu einer verpassten Erkennungsrate von 30 % bei hochriskanten Populationen und über 40 % unnötigen Nachuntersuchungen bei niedergradigen Gruppen führt. Dies bedeutet nicht nur eine Verschwendung medizinischer Ressourcen (mit redundanten jährlichen Untersuchungskosten pro Kopf von über 2.000 RMB), sondern erhöht auch die psychische und ökonomische Belastung für die Patienten^4,5.

Frühere Studien zur Rezidivierung nach ESD haben hauptsächlich Läsionsmerkmale, histopathologische Befunde, resektionsbezogene Faktoren, den Helicobacter pylori-Status, Veränderungen der Hintergrundschleimhaut sowie ausgewählte Lebensstilfaktoren untersucht, und es wurden mehrere standortspezifische Risikomodelle beschrieben^6,7,8,9. Pflegerelevante Verhaltensweisen und Indikatoren des Versorgungsprozesses wurden jedoch selten direkt mit der Intensität der Nachsorge in Verbindung gebracht¹⁰. In der vorliegenden Studie wurden Ernährungsverhalten, Medikamentenadhärenz, psychische Belastung, Rauchen, glykämische Kontrolle und die Teilnahme an der Nachsorge als potenziell modifizierbare oder überwachbare Zielgrößen betrachtet, während eine unvollständige Dokumentation von Wundexsudat als Marker des Versorgungsprozesses und nicht als vermuteter kausaler Faktor für das Rezidiv gewertet wurde. Da sich die Mechanismen der Rezidivierung und die Anforderungen an die Überwachung zwischen ösophagealen, gastrischen und kolorektalen Läsionen unterscheiden, wurde die gepoolte Analyse als explorativ angesehen.

Diese Studie verwendete zwei retrospektive Kohorten mit unterschiedlichen Zielsetzungen: Eine frühere Kohorte diente der Entwicklung und internen Evaluation eines explorativen Modells zur Wiederauffälligkeitsrisikobewertung, während eine spätere Kohorte retrospektiv die Ergebnisse zwischen Patienten verglich, die eine modellbasierte, risikoadjustierte Nachsorge erhielten, mit denen, die eine routinemäßige Nachsorge in festen Intervallen erhielten. Die Studie sollte untersuchen, ob pflegerisch relevante postoperative Indikatoren mit einem praktikablen Nachsorgepfad verknüpft werden können, anstatt eine extern validierte Vorhersageleistung oder einen endgültigen kausalen Effekt der Intervention zu etablieren.

Protokoll

Die retrospektive Überprüfung beider Kohorten wurde von der Taikang Tongji (Wuhan) Hospital genehmigt (Genehmigungsnummer 128/06/2025). Alle Daten wurden vor der Analyse anonymisiert, und die informierte Einwilligung wurde nicht verlangt. Die Registrierung einer klinischen Studie war nicht erforderlich, da beide Kohorten retrospektiv waren, alle Expositionen und Nachsorgestrategien bereits im Rahmen der routinemäßigen klinischen Versorgung vor der Datenauswertung stattgefunden hatten und keine prospektive Rekrutierung oder forschungsbedingte Zuweisung von Interventionen durchgeführt wurde.

Studienplanung

Diese Studie verwendete ein zweistufiges retrospektives Kohortendesign. Die Kohorte, die zwischen Januar 2022 und Januar 2023 behandelt wurde, diente der Modellentwicklung und der internen Bootstrap-Validierung, während die Kohorte, die zwischen Januar und Dezember 2024 behandelt wurde, verwendet wurde, um die Ergebnisse zwischen Patienten, die eine modellbasierte, risikogesteuerte Nachsorge erhielten, mit denen zu vergleichen, die eine routinemäßige Nachsorge in festen Intervallen erhielten. Die zweite Kohorte bewertete den dokumentierten Versorgungsweg und stellte keine externe Validierung der Modellleistung dar. Abbildung 1 zeigt die Patientenauswahl für beide retrospektiven Kohorten.

Studienpopulation

Retrospektive Kohortenstudie

Die Kohorte zur Modellentwicklung umfasste 124 Patienten mit frühen gastrointestinalen Tumoren, die zwischen Januar 2022 und Januar 2023 im Fachbereich Gastroenterologie eine endoskopische Submukosadissektion (ESD) erhielten. Die Einschlusskriterien waren: (1) histologisch gesicherter früher Speiseröhren-, Magen- oder Dickdarmkrebs, eingestuft als T1a oder T1b ohne vaskuläre Invasion; (2) erstmals durchgeführte ESD mit kompletter R0-Resektion; (3) postoperative Überlebensdauer von mindestens 6 Monaten; sowie (4) vollständige klinische und pflegerische Dokumentation, einschließlich der vorgegebenen Angaben zu Ernährung, Medikation, psychologischem Befinden und Nachsorge. Die Ausschlusskriterien waren: (1) Fernmetastasen oder mehrere primäre maligne Tumoren; (2) neoadjuvante Radiochemotherapie; (3) schwere postoperative Komplikation, die innerhalb von 3 Monaten eine Reoperation erforderlich machte; (4) kognitive Beeinträchtigung oder psychische Erkrankung, die eine Mitarbeit bei der Nachsorge unmöglich machte; sowie (5) Verlust für die Nachsorge oder unvollständige Daten. Keine formale a priori-Stichprobengrößenberechnung wurde durchgeführt, da es sich um eine retrospektive Kohorte zur Modellentwicklung handelte und alle zur Verfügung stehenden qualifizierten Datensätze aus dem vorgegebenen Zeitraum eingeschlossen wurden. Bei binären klinischen Vorhersagemodellen hängt die Angemessenheit der Stichprobengröße jedoch nicht allein von der Gesamtzahl der Probanden ab, sondern von der Anzahl der Ergebnisereignisse, der Anzahl der potenziellen Prädiktorparameter, der erwarteten Modellgüte und der Notwendigkeit, eine Überanpassung zu vermeiden. Die Kohorte enthielt 22 Rezidivereignisse über sieben Prädiktorparameter verteilt, was 3,1 Ereignissen pro Parameter entspricht; angesichts dieses geringen Verhältnisses von Ereignissen zu Parametern wurde das Modell als anfällig für Instabilität der Koeffizienten und Überanpassung^11,12 betrachtet.

Retrospektive vergleichende Kohortenstudie

Die retrospektive vergleichende Kohorte umfasste 84 Patienten mit frühen gastrointestinalen Krebserkrankungen, die zwischen Januar und Dezember 2024 eine ESD durchlaufen hatten und bei denen eine vollständige Dokumentation der erhaltenen Nachsorgestrategie sowie der vorgegebenen 12-Monats-Ergebnisse vorlag. Die Einschlusskriterien waren: (1) histologisch gesicherter früher Speiseröhren-, Magen- oder Dickdarmkrebs; (2) Durchführung der ESD im vorgegebenen Studienzeitraum; (3) vollständige Dokumentation der erhaltenen Nachsorgestrategie; und (4) vollständige Ergebnisdaten nach 12 Monaten. Die Ausschlusskriterien waren: (1) Fernmetastasen oder multiple primäre maligne Tumoren; (2) neoadjuvante Radiochemotherapie; (3) schwere postoperative Komplikation, die innerhalb von 3 Monaten eine erneute Operation erforderte; (4) kognitive Beeinträchtigung oder psychische Erkrankung, die eine Teilnahme an der Nachsorge ausschloss; und (5) unvollständige Nachsorge- oder Ergebnisdaten. Basierend auf der in den medizinischen und pflegerischen Unterlagen dokumentierten Nachsorgestrategie wurden 42 Patienten der modellbasierten, risikoadjustierten Nachsorgegruppe und 42 Patienten der routinemäßigen, festintervallbasierten Nachsorgegruppe zugeordnet. Es erfolgte keine randomisierte Zuweisung, Verblindung der Zuweisung oder forschungsgeleitete Einteilung. Die Kohortengröße ergab sich aus der Anzahl der berechtigten Patientenakten mit vollständigen 12-Monats-Ergebnisdaten im vorgegebenen Zeitraum; daher war keine prospektive, powerbasierte Stichprobengrößenberechnung anwendbar.

Datenerfassung

Rückwirkende Datengewinnung

Zu den Basisvariablen gehörten Alter, Geschlecht, Body-Mass-Index (BMI) und pathologischer Typ. Pflegerelevante postoperative Indikatoren wurden anhand der vorgegebenen Definitionen in der Datenbank erfasst: Aufnahme von salzhaltiger oder scharfer Nahrung mindestens zweimal pro Woche während der ersten drei postoperativen Monate; unvollständige tägliche Dokumentation des Wundexsudats im ersten postoperativen Monat; ein Hospital Anxiety and Depression Scale-Score (HADS)¹³ ≥11 nach einem Monat; mindestens zwei verpasste Dosen Sucralfat pro Woche während der ersten drei postoperativen Monate; mindestens zwei verpasste Nachsorge-Termine innerhalb der ersten sechs Monate; Rauchen von mindestens 10 Zigaretten pro Tag über einen Zeitraum von mindestens sechs Monaten; sowie eine mittlere nüchterne Blutglukosekonzentration ≥7,0 mmol/L während der ersten drei postoperativen Monate bei Patienten mit Diabetes. Der Endpunkt war ein Rezidiv innerhalb von 12 Monaten, definiert als lokales Rezidiv oder metachroner Tumor, bestätigt durch endoskopische Biopsie und histopathologische Untersuchung. Da die Bewertungszeiträume für mehrere postoperative Indikatoren mit der Beobachtungsphase für das Rezidiv überlappten, konnte für jeden Patienten kein zeitlicher Vorrang gesichert werden; diese Variablen wurden daher als postoperative Korrelate des Rezidivs analysiert, und das resultierende Modell wurde nicht als prognostisches Instrument auf Basis von Ausgangsdaten interpretiert.

Entwicklung und interne Validierung des Modells

Sieben binäre, pflegerelevante Variablen – hoher Salz- oder scharfer Nahrungsaufnahme, unvollständige Dokumentation von Wundexsudat, HADS-Score ≥11, unregelmäßige Anwendung von Sucralfat in den ersten drei postoperativen Monaten, mindestens zwei versäumte Nachsorge-Termine, Rauchexposition und nicht regulierter Diabetes – wurden gleichzeitig in ein multivariates logistisches Regressionsmodell eingegeben. Die logistische Regression wurde gewählt, weil das Ergebnis binär war und die Studie eine interpretierbare Wahrscheinlichkeitsgleichung suchte, die in routinemäßige Dokumentationen angewendet werden könnte. Alternative statistische oder maschinelle Lernverfahren wurden nicht verglichen, da nur 22 Rezidivereignisse zur Verfügung standen, was eine zuverlässige Entwicklung und Feinabstimmung von Algorithmen unwahrscheinlich machte. Multikollinearität wurde anhand von Varianzinflationsfaktoren bewertet, wobei Werte >5 als inakzeptabel galten.

Die Modellunterscheidung wurde anhand der Fläche unter der Receiver-Operating-Characteristic-Kurve bewertet, wobei das 95 %-Konfidenzintervall nach der Methode von DeLong berechnet wurde. Der operative Schwellenwert wurde durch Maximierung des Youden-Index ausgewählt, danach wurden Sensitivität und Spezifität berechnet. Die Kalibrierung wurde mithilfe des Hosmer-Lemeshow-Anpassungstests, der Brier-Score und eines Kalibrierungsdiagramms basierend auf prognostizierten Risiko-Quintilen evaluiert. Sichtbare und bootstrap-korrigierte Kalibrierung wurden dargestellt, wobei der Optimismus aus 1.000 Bootstrap-Stichproben geschätzt wurde, bei denen das vollständige Modell erneut angepasst wurde; dasselbe Bootstrap-Verfahren wurde zur Schätzung des Optimismus in der AUC¹⁴ verwendet. Regressionskoeffizienten, Odds Ratios, Konfidenzintervalle, der Intercept sowie die vollständige Wahrscheinlichkeitsgleichung wurden angegeben, um die unabhängige Berechnung der Modellpunktzahl zu ermöglichen.

Interventionsprotokoll

Gruppe mit risikogesteuerter Nachsorge: Aus ärztlichen und pflegerischen Unterlagen ging hervor, dass die Patienten dieser Gruppe eine Nachsorge und pflegerische Betreuung erhielten, die an die vom Modell abgeleitete Rezidivwahrscheinlichkeit angepasst war. Die Wahrscheinlichkeiten wurden anhand operationeller Schwellenwerte kategorisiert, die im ursprünglichen institutionellen Behandlungspfad beibehalten wurden: niedriges Risiko, <20 %; intermediäres Risiko, 20 % bis <40 %; und hohes Risiko, ≥40 %. Diese Schwellenwerte spiegelten die lokale klinische Praxis und eine multidisziplinäre Überprüfung wider, nicht jedoch Cutoffs, die auf einer publizierten Leitlinie, einer früheren Validierungsstudie oder einem formellen Delphi-Konsens basierten; sie dienten der Festlegung des Umfangs der pflegerischen Betreuung und unterschieden sich von dem aus der ROC-Analyse abgeleiteten Schwellenwert von 0,1484, der ausschließlich zur Zusammenfassung der Sensitivität und Spezifität des Modells verwendet wurde.

Der Behandlungsweg wurde durch routinemäßige Nachsorge durch das Pflegepersonal der Gastroenterologie umgesetzt. Niedriggradige Patienten erhielten jährlich eine Überprüfung, ein standardisiertes Informationsheft mit Inhalten zu Ernährung, Alltagsleben und Warnsymptomen sowie kurze Auffrischungsbotschaften alle drei Monate. Patienten mit mittlerem Risiko erhielten eine halbjährliche Überprüfung, einschließlich einer ambulanten endoskopischen Neubeurteilung, sowie monatliche telefonische Kontakte durch Pflegekräfte, Überprüfung von Ernährungstagebüchern, individuelle Ernährungspläne und die Stärkung der Medikamenteneinhaltung. Hochgradige Patienten erhielten ein strukturiertes, achtteiliges kognitiv-verhaltenstherapeutisches Unterstützungsprogramm, das wöchentlich durchgeführt wurde, videobasierte Anweisungen zur Wundpflege, tägliche Dokumentation von Blutungen, Schmerzen, Bauchdehnung und anderen Warnsymptomen, wöchentliche Übermittlung dieser Aufzeichnungen an das Pflegeteam, monatliche Familiengespräche zur Klärung der Betreuungsverantwortung sowie eine koordinierte Diabetesbehandlung mit endokrinologischer Beratung und terminiertem Glukosemonitoring.

Der archivierte Behandlungsweg beschrieb die psychologische Komponente als kognitive Verhaltenstherapie (CBT), enthielt jedoch weder die psychischen Fachqualifikationen des Anbieters noch ein Therapiemanual; daher wird sie vorsichtig formuliert als strukturierte kognitiv-verhaltenstherapeutische Unterstützung und nicht als formelle, therapeutisch durchgeführte CBT berichtet. Der risikogesteuerte Nachsorge-Weg wurde ursprünglich als lokaler, institutioneller Behandlungsweg konzipiert, der auf den routinemäßigen post-ESD-Verfahren des Krankenhauses sowie auf publizierten Empfehlungen basiert, die eine geplante endoskopische Überwachung nach kurativ durchgeführter ESD unterstützen^15,16. Die veröffentlichten Leitlinien dienten als Grundlage für das allgemeine Überwachungsmodell, legten jedoch weder die modellbasierten Wahrscheinlichkeitsschwellen noch die den einzelnen Risikostufen zugeordneten pflegerischen Maßnahmen fest. Diese Elemente wurden lokal entwickelt, indem pflegerelevante Indikatoren entsprechenden Versorgungsmaßnahmen zugeordnet wurden, und anschließend vom multiprofessionellen klinischen Team des Krankenhauses geprüft, ohne dass ein formaler Delphi-Prozess durchgeführt wurde. Die Durchführung wurde in den bestehenden Pflege- und Nachsorgedokumentationen erfasst; es wurden weder eine gesonderte Treuekontrollliste, eine vorab festgelegte Treueschwelle noch eine unabhängige Treuebewertung gespeichert (Tabelle 1).

Standard-Nachsorgegruppe: Die Aufzeichnungen zeigten, dass die Patienten in dieser Gruppe eine Nachsorge in festen Intervallen erhalten hatten, einschließlich endoskopischer Untersuchungen nach 6 Monaten, 1 Jahr und 2 Jahren nach der Operation, sowie eine routinemäßige Gesundheitserziehung ohne modellbasierte, individuelle Anleitung.

Ausgangsindikatoren

Indikatoren zur Modellleistung

Die Modellleistung wurde mithilfe der AUC und ihres 95 % Konfidenzintervalls, des ausgewählten Wahrscheinlichkeitsschwellenwerts, der Sensitivität, Spezifität und des Youden-Index, der Hosmer-Lemeshow-Statistik und des dazugehörigen P-Werts, der Brier-Score, der mittels Bootstrap geschätzten Optimismusabschätzung sowie der optimistisch korrigierten AUC zusammengefasst.

Vergleichendes Ergebnis in der retrospektiven vergleichenden Kohorte

Das primäre vergleichende Ergebnis war das erneute Auftreten, bestätigt durch endoskopische Biopsie und histopathologische Untersuchung innerhalb von 12 Monaten nach der ESD. Die Ergebnisse wurden als absolute Zahlen und Prozentangaben sowie zusammen mit der Risikodifferenz, dem relativen Risiko, der Odds-Ratio und deren 95 %-Konfidenzintervallen angegeben. Exakte Wiederauftretensdaten wurden im Analyse-Datensatz von 2024 nicht gespeichert; daher wurden die ereignisfreie Überlebenszeit, Kaplan-Meier-Kurven, die Cox-Regression und die Verteilungen der Wiederauftretenszeiten nicht analysiert.

Qualitätsindikatoren für das Pflegemanagement

Die Compliance in der Pflege wurde nach 1, 6 und 12 Monaten überprüft und umfasste die Ernährungskompliance, definiert als eine Aufnahme von stark gesalzener oder scharfer Nahrung weniger als zweimal pro Woche; die Wundpflege-Durchführung, definiert als vollständige Führung standardisierter täglicher Wunddokumentationen; die Medikamenteneinhaltung, definiert als weniger als zwei ausgelassene Dosen pro Woche; sowie die Einhaltung der Nachsorgetermine, definiert als keine verpassten planmäßigen Termine.

Der psychologische Status wurde zu denselben Zeitpunkten mithilfe der chinesischen Version der 14-stufigen Hospital Anxiety and Depression Scale erhoben, die aus zwei 7-stufigen Subskalen für Angstzustände und Depressionen besteht, wobei jede Subskala von 0 bis 21 punktiert wird; höhere Werte zeigen eine stärkere Belastung durch Symptome an. Die Werte für Angstzustände, Depressionen und der Gesamtwert wurden als stetige Variablen analysiert. Die chinesische Version der HADS weist in einer multizentrischen Stichprobe chinesischer Krebspatienten zufriedenstellende psychometrische Eigenschaften auf, einschließlich Konstruktvalidität, interner Konsistenz und zeitgleicher Validität¹³.

Das Selbstmanagement wurde mithilfe der Gastrointestinal Disease Self-Management Scale bewertet, die im ursprünglichen Studiendatensatz erfasst wurde. Die verwendete Skala umfasste vier gewichtete Bereiche – Ernährungsmanagement, Symptomüberwachung, Medikationsmanagement und emotionale Regulation – sowie eine Gesamtpunktzahl, die sich aus der Summe der vier Bereichswerte ergab; höhere Werte deuteten auf ein besseres Selbstmanagement hin. In der ursprünglichen Studiendokumentation wurde ein Cronbachs α von 0,85 angegeben. Einzelne Item-Antworten, das Original-Instrumentenhandbuch und ein unabhängiger externer Validierungsbezug wurden nicht aufbewahrt; die Skala wurde daher als Studieninstrument behandelt und nicht als vollständig extern validiertes Messverfahren beschrieben.

Die Zufriedenheit der Pflegekräfte wurde nach 12 Monaten mithilfe der vom Krankenhaus entwickelten 100-Punkte-Zufriedenheitsskala bewertet, die in der Studiendatenbank erfasst wurde. Die Werte wurden in die Kategorien sehr zufrieden (≥90), zufrieden (80–89), ausreichend (60–79) oder unzufrieden (<60) eingeteilt. In der ursprünglichen Studiendokumentation wurde ein Cronbachs α von 0,87 angegeben, jedoch wurden die Antwortmuster auf Ebene einzelner Items sowie die Aufzeichnungen zur Entwicklung der ursprünglichen Skala nicht aufbewahrt; daher wurden die Ergebnisse zur Zufriedenheit als explorativ betrachtet.

Indikatoren für die Effizienz medizinischer Ressourcen

Die Ressourcennutzung wurde über den 12-monatigen Beobachtungszeitraum aus der Perspektive direkter medizinischer Krankenhausressourcen bewertet. Die Untersuchungskosten wurden in nominalen chinesischen Yuan angegeben, wie sie in der Krankenhausdatenbank erfasst wurden, und beinhalteten Gebühren für endoskopische, bildgebende und laborchemische Untersuchungen; es erfolgte keine Anpassung an die Inflation oder Diskontierung, da die Analyse einen einzigen 12-monatigen Nachsorgezeitraum umfasste. Krankenhausaufenthalte, die auf ein Rezidiv oder postoperative Komplikationen zurückzuführen waren, wurden anhand der elektronischen Patientenakten identifiziert. Die Nachsorgezeit wurde mithilfe der in der Datenbank enthaltenen zusammengesetzten Variablen analysiert, die die Nachsorgezeit des medizinischen Personals mit der Reise- und Konsultationszeit der Patienten kombinierte; die einzelnen Zeitkomponenten wurden nicht separat gespeichert. Da Kosten- und Nutzungskenngrößen schief verteilt sein können, wurden die mittleren Gruppenunterschiede und 95-%-Konfidenzintervalle anhand von 10.000 nichtparametrischen Bootstrap-Stichproben geschätzt.

Statistische Methoden

Die Daten wurden mit SPSS und R analysiert. Stetige Variablen zu einem einzelnen Zeitpunkt wurden mittels des Shapiro-Wilk-Tests auf Normalverteilung überprüft und entsprechend als Mittelwert ± Standardabweichung oder Median (Interquartilsbereich) zusammengefasst. Gruppenvergleiche erfolgten mittels t-Tests für unabhängige Stichproben oder Mann-Whitney-U-Tests. Kategoriale Variablen wurden als n (%) angegeben und mittels Pearsons χ²-Test oder exaktem Fisher-Test verglichen, falls die erwarteten Zellenhäufigkeiten <5 betrugen. Geordnete Zufriedenheitskategorien wurden mittels des Mann-Whitney-Rangsummentests verglichen, während die gesamte Zufriedenheitsrate mittels des exakten Fisher-Tests bewertet wurde.

Wiederholte kontinuierliche Ergebnisse wurden mithilfe verallgemeinerter Schätzgleichungen mit einer Gauß-Verteilung, Identitätslink-Funktion, austauschbarer Arbeitskorrelation und robusten Standardfehlern analysiert; feste Effekte umfassten die Gruppe, die Zeit sowie die Wechselwirkung zwischen Gruppe und Zeit. Wiederholte binäre Compliance-Ergebnisse wurden mittels verallgemeinerter Schätzgleichungen mit einer Binomialverteilung und Logit-Link-Funktion analysiert. P-Werte für die Wechselwirkung zwischen Gruppe und Zeit wurden innerhalb jeder Ergebnisfamilie mittels der Benjamini-Hochberg-Methode zur Kontrolle der falschen Entdeckungsrate angepasst, und die Unterschiede bzw. Odds Ratios zwischen den Gruppen nach 12 Monaten wurden mit 95 % Konfidenzintervallen angegeben.

Ein fehlender 6-Monats-Selbstmanagement-Gesamtwert in der Routine-Follow-up-Gruppe wurde als 72 rekonstruiert, da alle vier Bereichswerte verfügbar waren und genau diese Summe ergaben. Wiederauftreten-Vergleiche wurden mittels Risikodifferenz, relatives Risiko und Odds Ratio mit 95 % Konfidenzintervallen berichtet. Mittlere Unterschiede im Ressourcenverbrauch und entsprechende Konfidenzintervalle wurden anhand von 10.000 nichtparametrischen Bootstrap-Stichproben geschätzt. Das logistische Modell mit sieben Variablen wurde anhand der oben beschriebenen Verfahren ausgewertet, einschließlich 1.000 Bootstrap-Stichproben zur internen Validierung. Da die vergleichende Kohorte nicht randomisiert war und lediglich 18 Wiederauffälligkeiten umfasste, wurden ihre Ergebnisse als unadjustierte Beobachtungsassoziationen und nicht als kausale Effektschätzungen interpretiert. Alle Tests waren zweiseitig, und ein p < 0,05 galt als statistisch signifikant.

Ergebnisse

Univariate associations between nursing-relevant indicators and recurrence

Among the 124 patients in the model-development cohort, 22 experienced recurrence and 102 did not. High-salt or spicy food intake, incomplete wound-exudate documentation, HADS score ≥11, irregular sucralfate use, at least two missed follow-up appointments, smoking exposure, and uncontrolled diabetes were more frequent among patients with recurrence than among those without recurrence. Age, BMI, lesion size ≥2 cm, and poor differentiation did not differ significantly between the groups (Table 2). These univariate findings were interpreted as associations rather than evidence of causal effects (Table 2).

Model development and internal validation

The seven-variable logistic model included high-salt or spicy food intake, incomplete documentation of wound exudate, HADS score ≥11, irregular sucralfate use, at least two missed follow-up appointments, smoking exposure, and uncontrolled diabetes. Let X₁-X₇ denote these variables in the order listed, coded as 1 when present and 0 when absent. The linear predictor was LP = −6.0438 + 1.3123X₁ + 1.6194X₂ + 2.2870X₃ + 0.9335X₄ + 1.3526X₅ + 1.1080X₆ + 0.6359X₇, and the estimated probability was p = exp(LP)/[1 + exp(LP)]. The apparent AUC was 0.922 (95% CI, 0.872–0.972). At the threshold of 0.1484 selected by the maximum Youden index, sensitivity was 95.45%, specificity was 84.31%, and the Youden index was 0.7977. The Hosmer-Lemeshow statistic was χ² = 4.358 (P = 0.823), and the Brier score was 0.088. Bootstrap internal validation estimated optimism of 0.038, yielding an optimism-corrected AUC of 0.884. These performance estimates should be interpreted with caution because only 22 recurrence events were available for seven predictor parameters (Figure 2 and Tables 3,4).

Baseline characteristics of the retrospective comparative cohort

No statistically significant differences were observed between the two groups in the measured baseline characteristics, including age, sex, BMI, pathological type, lesion size, differentiation, vascular invasion, diabetes, and baseline HADS score (p > 0.05; Table 5). Because the follow-up strategy was not randomly assigned, similarity in measured characteristics does not rule out treatment selection bias or unmeasured confounding.

Twelve-month recurrence in the retrospective comparative cohort

During 12 months, recurrence was documented in 5 of 42 patients (11.90%) in the risk-guided follow-up group and 13 of 42 patients (30.95%) in the routine follow-up group. The risk-guided-minus-routine risk difference was −19.05 percentage points (95% CI, −35.55 to −1.37), the relative risk was 0.38 (95% CI, 0.15-0.98), and the odds ratio was 0.30 (95% CI, 0.10-0.94). Local recurrence occurred in 2 of 42 and 8 of 42 patients, respectively (OR, 0.21; 95% CI, 0.04-1.07; Fisher’s exact p = 0.088), while metachronous cancer occurred in 3 of 42 and 5 of 42 patients, respectively (OR, 0.57; 95% CI, 0.13-2.55; Fisher’s exact p = 0.713). Exact event dates and individual risk-tier assignments were not retained in the 2024 analysis dataset; therefore, no time-to-event or risk-tier-specific recurrence analysis was performed (Table 6).

Nursing compliance during follow-up

Generalized estimating equations did not show significant group-by-time interactions for dietary compliance, wound-care execution, medication adherence, or follow-up adherence; the false-discovery-rate-adjusted P value was 0.328 for each interaction. At 12 months, the risk-guided group nevertheless had higher odds of dietary compliance (OR, 5.55; 95% CI, 1.82–16.94), wound-care execution (OR, 7.22; 95% CI, 1.90-27.40), medication adherence (OR, 4.11; 95% CI, 1.33-12.69), and follow-up adherence (OR, 14.55; 95% CI, 1.78-118.76). These estimates describe the 12-month group differences but do not demonstrate significantly different longitudinal trajectories (Table 7).

Inter-group differences in psychological status

Generalized estimating equations showed significant group-by-time interactions for anxiety (χ² = 20.96, false-discovery-rate-adjusted p < 0.001), depression (χ² = 24.84, adjusted p <0.001), and total HADS score (χ² = 40.80, adjusted p < 0.001). At 12 months, the estimated risk-guided-minus-routine differences were −1.60 points for anxiety (95% CI, -2.05 to -1.14), -1.71 points for depression (95% CI, -2.12 to -1.31), and -3.31 points for the total HADS score (95% CI, -3.95 to -2.67; Figure 3).

Inter-group differences in self-management ability

Significant group-by-time interactions were observed for dietary management, symptom monitoring, medication management, emotional regulation, and the total self-management score (all false-discovery-rate-adjusted p < 0.001). At 12 months, the estimated risk-guided-minus-routine differences were 8.62 points for dietary management (95% CI, 7.51–9.73), 10.31 points for symptom monitoring (95% CI, 9.17-11.45), 9.02 points for medication management (95% CI, 7.72–10.32), 9.10 points for emotional regulation (95% CI, 7.92–10.27), and 37.05 points for the total score (95% CI, 34.67–39.43; Figure 4).

Inter-group differences in nutritional status

Generalized estimating equations showed significant group-by-time interactions for BMI (false-discovery-rate-adjusted p < 0.001), serum albumin (adjusted p < 0.001), and hemoglobin (adjusted p = 0.006). At 12 months, the estimated risk-guided-minus-routine differences were 1.59 kg/m² for BMI (95% CI, 0.50–2.68), 5.43 g/L for serum albumin (95% CI, 3.56–7.30), and 7.31 g/L for hemoglobin (95% CI, 3.56–11.06; Figure 5).

Inter-group differences in medical resource consumption and nursing satisfaction

Mean annual examination cost was RMB 6,330.79 ± 1,186.52 in the risk-guided group and RMB 8,269.29 ± 1,569.26 in the routine group; the bootstrap mean difference was −RMB 1,938.50 (95% CI, -2,533.51 to -1,342.91). Annual hospitalizations averaged 0.76 ± 0.79 and 1.69 ± 1.28, respectively, with a mean difference of -0.93 (95% CI, -1.38 to -0.50). Mean follow-up time was 27.05 ± 5.66 and 39.26 ± 5.96 min, respectively, with a mean difference of -12.21 min (95% CI, -14.67 to -9.83). Satisfaction-category distributions differed between groups (Mann-Whitney U = 1197.0, P = 0.001), and the overall satisfaction rates were 39 of 42 (92.86%) and 30 of 42 (71.43%), respectively (Fisher’s exact P = 0.020; Table 8).

Data Availability:

Raw data supporting the model development and retrospective comparative cohort analyses are provided in Supplementary File 1.

Figure 1: Included patients and analytic structure of the retrospective model-development cohort and the retrospective comparative cohort. Patients in the 2024 cohort were classified according to the follow-up strategy documented in their medical and nursing records; no random allocation was performed. Please click here to view a larger version of this figure.

Figure 2: Apparent performance and internal validation of the seven-variable exploratory recurrence-risk model. (A) Receiver operating characteristic curve; the apparent AUC was 0.922 (95% CI, 0.872-0.972), and the Youden threshold of 0.1484, explicitly marked on the curve, yielded a sensitivity of 95.45% and specificity of 84.31%. (B) Apparent and bootstrap-corrected calibration curves based on quintiles of predicted risk; the two curves are separately identified in the plot, and the 45-degree line indicates perfect calibration. The bootstrap-corrected curve was obtained using 1,000 bootstrap resamples with refitting of the full model. (C) Nomogram based on the seven binary nursing-relevant variables. Abbreviations: AUC = area under the curve. Please click here to view a larger version of this figure.

Figure 3: Trends of HADS scores (anxiety/depression dimensions) at different time points after surgery between the two groups. (A) Anxiety dimensions score, (B) Depression dimensions score, (C) total score. Data are presented as mean ± SD; error bars represent SD. vs routine follow-up group * = p < 0.05, vs 1 month after surgery; # = p < 0.05, vs 6 months after surgery; & = p < 0.05. Please click here to view a larger version of this figure.

Figure 4: Trends of self-management ability scores in each dimension at different time points after surgery between the two groups. (A) Diet management score, (B) Symptom monitoring score, (C) Medication management score, (D) Emotion regulation score, (E) Total score. Data are presented as mean ± SD; error bars represent SD. vs routine follow-up group * = p < 0.05, vs 1 month after surgery; # = p < 0.05, vs 6 months after surgery; & = p < 0.05. Please click here to view a larger version of this figure.

Figure 5: Trends of nutritional status indicators at different time points after surgery between the two groups. (A) BMI, (B) Serum albumin (ALB), (C) Hb. Data are presented as mean ± SD; error bars represent SD. vs routine follow-up group * = p < 0.05, vs 1 month after surgery; # = p < 0.05, vs 6 months after surgery; & = p < 0.05. Please click here to view a larger version of this figure.

Risk tier	Model probability	Follow-up schedule	Nursing measures	Provider and coordination	Documentation and fidelity
Low risk	<20%	One annual review; reinforcement every 3 months	Standardized booklet covering diet, lifestyle, and recurrence-warning symptoms; quarterly reinforcement messages	Routine gastroenterology nursing team	Recorded in routine follow-up records; no independent fidelity assessment
Intermediate risk	20% to <40%	Semi-annual review, including one outpatient endoscopic reassessment; monthly telephone contact	Review of food diaries, individualized dietary planning, and reinforcement of medication adherence	Gastroenterology nursing team	Telephone and outpatient contacts recorded in nursing records; no prespecified fidelity threshold
High risk	≥40%	Intensive scheduled support in addition to endoscopic surveillance	Eight weekly structured cognitive-behavioral support sessions; video-based wound-care instruction; daily warning-symptom logs with weekly feedback; monthly family sessions; coordinated diabetes management and glucose monitoring	Nursing team, family caregivers, and endocrinology service where diabetes was present	Components recorded in routine nursing records; provider credentials for the psychological component and a separate quantitative fidelity measure were not retained

Table 1: Development, delivery, and content of the model-informed risk-guided follow-up pathway

Indicator	Recurrent group	Non-recurrent group	Statistic	p value
Age, years	61.23 ± 6.13	61.02 ± 4.99	t = 0.170	0.866
BMI, kg/m²	23.83 ± 1.98	23.09 ± 2.74	t = 1.207	0.23
High-salt/spicy intake, yes/no	15/7	31/71	χ² = 11.075	<0.001
Incomplete wound records, yes/no	14/8	28/74	χ² = 10.579	0.001
HADS score ≥11, yes/no	17/5	25/77	χ² = 22.493	<0.001
Irregular sucralfate use, yes/no	15/7	35/67	χ² = 8.626	0.003
Missed follow-up ≥2 times, yes/no	12/10	26/76	χ² = 7.188	0.007
Smoking ≥10 cigarettes/day, yes/no	14/8	36/66	χ² = 6.041	0.014
Uncontrolled diabetes, yes/no	12/10	32/70	χ² = 4.245	0.039
Lesion size ≥2 cm, yes/no	13/9	40/62	χ² = 2.921	0.087
Poor differentiation, yes/no	8/14	22/80	χ² = 2.160	0.142

Table 2: Univariate associations between nursing-relevant indicators and 12-month recurrence after ESD

Predictor	B	SE	Wald χ²	P value	OR	95% CI
High-salt or spicy food intake	1.312	0.669	3.842	0.05	3.715	1.000–13.797
Incomplete wound-exudate documentation	1.619	0.647	6.257	0.012	5.05	1.420–17.963
HADS score ≥11	2.287	0.674	11.506	0.001	9.845	2.626–36.909
Irregular sucralfate use	0.934	0.644	2.104	0.147	2.543	0.720–8.979
≥2 missed follow-up appointments	1.353	0.652	4.303	0.038	3.867	1.077–13.882
Smoking ≥10 cigarettes/day	1.108	0.652	2.887	0.089	3.028	0.844–10.870
Uncontrolled diabetes	0.636	0.649	0.961	0.327	1.889	0.530–6.734
Intercept	−6.044	1.136	28.323	<0.001	0.002	—

Table 3: Multivariable logistic regression model for 12-month recurrence after ESD

Measure	Estimate
Recurrence events/total	22/124
Predictor parameters	7
Events per parameter	3.1
Apparent AUC	0.922
95% CI	0.872–0.972
Probability threshold	0.1484
Sensitivity	95.45%
Specificity	84.31%
Youden index	0.7977
Hosmer–Lemeshow χ²	4.358
Hosmer–Lemeshow P value	0.823
Brier score	0.088
Bootstrap resamples	1,000
Estimated optimism	0.038
Optimism-corrected AUC	0.884

Table 4: Apparent and bootstrap-corrected performance of the seven-variable exploratory recurrence-risk model

Indicator	Risk-guided group	Routine group	Statistic	P value
Age, years	60.38 ± 6.56	61.07 ± 6.09	t = −0.500	0.618
Sex, male/female	25/17	23/19	χ² = 0.194	0.659
BMI, kg/m²	23.94 ± 2.36	23.10 ± 2.49	t = 1.591	0.115
Pathological type, squamous/adenocarcinoma	11/31	14/28	χ² = 0.513	0.474
Lesion size, cm	1.78 ± 0.47	1.66 ± 0.60	t = 1.053	0.295
Differentiation, well/moderate/poor	18/19/5	16/21/5	χ² = 0.218	0.897
Vascular invasion, yes/no	7/35	8/34	χ² = 0.081	0.776
Diabetes, yes/no	9/33	12/30	χ² = 0.571	0.45
Baseline HADS score	8.45 ± 2.69	8.33 ± 2.14	t = 0.225	0.823

Table 5: Baseline characteristics of the retrospective comparative cohort

Outcome	Risk-guided group	Routine group	Effect estimate	p value
Overall recurrence	5/42 (11.90%)	13/42 (30.95%)	RD, −19.05 percentage points (95% CI, −35.55 to −1.37); RR, 0.38 (0.15–0.98); OR, 0.30 (0.10–0.94)	0.033
Local recurrence	2/42 (4.76%)	8/42 (19.05%)	OR, 0.21 (0.04–1.07)	0.088
Metachronous cancer	3/42 (7.14%)	5/42 (11.90%)	OR, 0.57 (0.13–2.55)	0.713

Table 6: Twelve-month recurrence in the retrospective comparative cohort

Indicator	Group-by-time χ²	FDR-adjusted p	12-month OR	95% CI
Dietary compliance	2.387	0.328	5.55	1.82–16.94
Wound-care execution	3.158	0.328	7.22	1.90–27.40
Medication adherence	2.227	0.328	4.11	1.33–12.69
Follow-up adherence	3.347	0.328	14.55	1.78–118.76

Table 7: Nursing compliance during follow-up analyzed using generalized estimating equations

Indicator	Risk-guided group	Routine group	Mean difference or test	95% CI/P value
Annual examination cost, RMB	6330.79 ± 1186.52	8269.29 ± 1569.26	−1938.50	−2533.51 to −1342.91
Annual hospitalizations	0.76 ± 0.79	1.69 ± 1.28	−0.93	−1.38 to −0.50
Follow-up time, min	27.05 ± 5.66	39.26 ± 5.96	−12.21	−14.67 to −9.83
Satisfaction categories	34/5/3/0	20/10/8/4	Mann–Whitney U = 1197.0	P = 0.001
Overall satisfaction	39/42 (92.86%)	30/42 (71.43%)	Fisher’s exact test	P = 0.020

Table 8: Resource use and nursing satisfaction in the retrospective comparative cohort

Supplementary File 1: Raw patient-level data supporting the model-development and retrospective comparative cohort analyses.Please click here to download this file.

Diskussion

In dieser Studie wurde untersucht, ob pflegerelevante postoperative Indikatoren in ein exploratives Rezidiv-Risikomodell integriert und einem praktischen Nachsorgepfad zugeordnet werden können. In der retrospektiven Entwicklungskohorte zeigte das Modell mit sieben Variablen eine hohe Diskriminierungskraft, doch aufgrund der geringen Anzahl an Ereignissen, der zeitlichen Überschneidung mehrerer Indikatoren mit dem Rezidiv sowie des Fehlens einer externen Validierung lassen sich keine verbindlichen Schlussfolgerungen zur Übertragbarkeit der Vorhersage ziehen. Eine separate retrospektive Vergleichskohorte ermöglichte den Vergleich der dokumentierten Ergebnisse von Patienten, die entweder eine risikogesteuerte oder eine routinemäßige Nachsorge erhalten hatten, über einen Zeitraum von 12 Monaten; da die Nachsorgestrategie nicht zufällig zugewiesen wurde, stellen diese Vergleiche beobachtete Assoziationen dar, nicht kausale Interventionseffekte.

Die Überwachung in festen Intervallen berücksichtigt möglicherweise nicht Unterschiede im postoperativen Verhalten, seelischen Belastungen, der Therapietreue oder der Qualität der laufenden Überwachung¹⁷. Der vorliegende Behandlungsweg zielt darauf ab, pflegerelevante Indikatoren mit der Intensität der Nachsorge und vordefinierten Pflegemaßnahmen zu verknüpfen. Ernährungsverhalten, Medikamenteneinnahme, emotionale Belastung, glykämische Kontrolle, Rauchen und die Einhaltung von Terminen stellen potenziell veränderbare oder überwachbare Bereiche dar, während die Dokumentation von Wundsekret in erster Linie den Pflege- und Überwachungsprozess widerspiegelt. Dieses Rahmenkonzept könnte bei der Organisation der postoperativen Pflege helfen, doch die vorliegenden Daten belegen nicht, dass jeder Indikator Teil eines kausalen Pfades zur Rezidiventstehung ist.

Der beobachtete Rezidivanteil nach 12 Monaten war in der risikogesteuerten Gruppe um 19,05 Prozentpunkte niedriger als in der Gruppe mit routinemäßiger Nachsorge. Dieser Unterschied deutet auf einen möglichen Nutzen einer strukturierteren Unterstützung hin, doch kann der retrospektive, nicht randomisierte Vergleich nicht den Beitrag des Risikomodells von dem zusätzlichen Kontakten, der unterstützenden Versorgung, der Patientenauswahl, verbleibenden Störfaktoren oder unterschiedlichen Überwachungs- und Erkennungsstrategien trennen¹⁸. Die Ergebnisse zu den Rezidiven sollten daher als hypothetisch zu betrachten sein und nicht als endgültiger Beleg für die Wirksamkeit der Intervention.

Psychologische Unterstützung, Ernährungs- und Medikamentenberatung, Dokumentation wundbezogener Symptome, Einbindung der Familie sowie das Management von Komorbiditäten wurden innerhalb des risikogeleiteten Behandlungswegs kombiniert^19,20. Die longitudinalen HADS- und Selbstmanagementbefunde stimmen mit der Möglichkeit überein, dass strukturierte Pflegekontakte die emotionale und verhaltensbezogene Bewältigung unterstützten²¹; jedoch bestand der Behandlungsweg aus mehreren Komponenten, und das vorliegende Studiendesign kann nicht bestimmen, welche Komponente für die beobachteten Unterschiede verantwortlich war. Es wurden keine Stress-Biomarker, immunologischen Parameter, komponentenspezifischen Mediationsanalysen oder unabhängigen Fidelity-Bewertungen erhoben, daher sollten mechanistische Interpretationen vermieden werden²². Verfügbare Angaben zu Anbietern und Implementierung zeigten, dass für den kognitiv-verhaltenstherapeutischen Anteil keine entsprechenden psychischen Gesundheits-Qualifikationen vorlagen und dass kein formales Delphi-Verfahren oder quantitative Fidelity-Methode angewandt wurde.

Bisherige Modelle zur Rezidivvorhersage nach ESD waren in der Regel standortspezifisch und betonten klinisch-pathologische oder Mukosafaktoren. Beispielsweise entwickelten Xu et al. ein Nomogramm für das Rezidiv nach ESD beim frühen Magenkarzinom unter Verwendung der Infektion mit Helicobacter pylori und positiver Lymphknoten als unabhängige Prädiktoren und berichteten über eine AUC von 0,933, obwohl keine unabhängige externe Validierung durchgeführt wurde². Der FAMISH-Score, der für metachrone Magenläsionen nach Magen-ESD entwickelt wurde, berücksichtigte Alter, Geschlecht, familiäre Vorerkrankung, intestinale Metaplasie des Magenkörpers, synchron auftretende Läsionen und persistierende H. pylori-Infektion; seine anfängliche AUC nach drei Jahren betrug 0,704, und eine anschließende externe Validierung ergab nach fünf Jahren eine AUC von 0,708 mit akzeptabler Kalibrierung, was die Anwendung des Scores zur Risikostratifizierung bei der Überwachung unterstützt^9,23. Ein direkter numerischer Vergleich mit der vorliegenden AUC ist unangemessen, da sich diese Modelle hinsichtlich ihrer Zielgruppen, Prädiktoren, Outcome-Definitionen, Nachbeobachtungsdauern, Kalibrierung und Validierungsstrategien unterscheiden. Soweit bekannt, existiert kein direkt vergleichbares Rezidivmodell nach ESD, das sich primär auf pflegerelevante Verhaltens- und Versorgungsprozessindikatoren konzentriert oder das geschätzte Risiko direkt mit einem pflegerischen Nachsorgepfad verknüpft; der Beitrag der vorliegenden Studie liegt daher in dieser Verknüpfung und nicht in der Demonstration einer überlegenen Vorhersagegenauigkeit.

Die gemessenen Ergebnisse zum Ressourcenverbrauch und zur Zufriedenheit liefern vorläufige Hinweise auf Durchführbarkeit und Akzeptanz²⁴. Patienten in der risikogesteuerten Gruppe wiesen niedrigere dokumentierte Untersuchungskosten, weniger Krankenhausaufenthalte, eine kürzere Nachbeobachtungszeit und eine höhere Gesamtzufriedenheitsrate auf als Patienten, die eine routinemäßige Nachsorge erhielten (Tabelle 8). Diese Ergebnisse stellen keine formelle ökonomische Bewertung dar, da in der Analyse keine qualitätsadjustierte Überlebenszeit, keine inkrementelle Kosten-Wirksamkeit und nicht alle relevanten direkten und indirekten Kosten ermittelt wurden²⁵. Zudem bedarf die lokal entwickelte Zufriedenheitsskala einer weiteren Validierung²⁶.

Diese Studie weist mehrere Einschränkungen auf. Erstens waren beide Kohorten retrospektiv und stammten aus einer einzigen Zentrale, was das Risiko von Selektionsbias, Informationsbias, unvollständiger oder fehlerhafter Dokumentation sowie von verbleibendem Confounding birgt. Zweitens standen lediglich 22 Rezidivereignisse für sieben Prädiktorparameter zur Verfügung, was zu einem geringen Verhältnis von Ereignissen pro Parameter führte und mögliche Instabilität der Koeffizienten sowie Überanpassung (Overfitting) begünstigte. Drittens wurden mehrere für die Pflege relevante Variablen in postoperativen Intervallen erhoben, die mit der Rezidivbeobachtungszeit überlappten; bei jedem Patienten konnte daher keine klare zeitliche Abfolge hergestellt werden, weshalb das Modell nicht als prognostisches Instrument zum Zeitpunkt der Baseline interpretiert werden sollte. Viertens lieferte die Bootstrap-Resampling-Methode lediglich eine interne Validierung, und es erfolgte keine unabhängige, zeitlich versetzte, geografische oder multizentrische externe Validierung, bevor der Score in die routinemäßige Nachsorge integriert wurde. Fünftens war der Vergleich aus dem Jahr 2024 nicht randomisiert, und zusätzlicher Kontakt, Patientenauswahl, nicht erfasste Confounder sowie unterschiedliche Überwachung oder Detektion könnten zu den beobachteten Gruppenunterschieden beigetragen haben. Sechstens waren im Datensatz der Analyse von 2024 die genauen Rezidivdaten und individuellen Risikostufen-Zuordnungen nicht verfügbar, was eine Analyse der Zeit bis zum Ereignis und spezifische Analysen nach Risikostufen ausschloss. Siebtens wurden ösophageale, gastrische und kolorektale Läsionen zusammengefasst, obwohl sich ihre Rezidivmechanismen und Überwachungsanforderungen unterscheiden, während der anatomische Lokalisation im Analyse-Datensatz keine Berücksichtigung für eine stratifizierte Analyse zuteilwurde. Achtens bestand der Behandlungspfad aus mehreren Komponenten, und die archivierten Aufzeichnungen enthielten keine vollständigen Daten zur Ausbildung der Anbieter, zur Standardisierung der Durchführung oder zur unabhängigen Einhaltung (Fidelity), sodass die relativen Beiträge und die Reproduzierbarkeit einzelner Elemente ungewiss bleiben. Schließlich war die Nachbeobachtung auf zwölf Monate begrenzt, und die studienspezifischen Maße für Selbstmanagement und Zufriedenheit erfordern eine weitere externe psychometrische Validierung. Eine unabhängige externe Modellvalidierung sowie eine ausreichend powerreiche, prospektive, multizentrische Evaluation des Versorgungspfads sind erforderlich, bevor eine routinemäßige Implementierung erfolgen kann.

Zusammenfassend zeigte ein exploratives logistisches Modell mit sieben Variablen, das auf pflegerelevanten postoperativen Indikatoren basiert, eine hohe scheinbare Diskriminierungskraft, wurde jedoch an einer kleinen Einzelzentren-Kohorte entwickelt, beinhaltete zeitliche Überschneidungen zwischen mehreren Indikatoren und dem Rezidiv sowie keine externe Validierung. In einer separaten retrospektiven vergleichenden Kohortenstudie war die Inanspruchnahme einer modellbasierten, risikogesteuerten Nachsorge mit einer niedrigeren beobachteten Rezidivrate nach 12 Monaten sowie günstigeren psychologischen, Selbstmanagement-, Ernährungs-, Zufriedenheits- und Ressourcennutzungs-Ergebnissen verbunden als die routinemäßige Nachsorge. Diese Beobachtungsergebnisse belegen weder die Vorhersageübertragbarkeit noch einen kausalen Effekt der Intervention. Eine datenbasierte Neuentwicklung des Modells, eine unabhängige externe Validierung sowie eine prospektive multizentrische Evaluation mit ausreichender statistischer Aussagekraft sind erforderlich, bevor eine routinemäßige klinische Implementierung erfolgen kann.

Materialien

Liste der in diesem Artikel verwendeten Materialien

Name	Unternehmen	Katalognummer	Kommentare
Automatischer biochemischer Analysator	Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd., Shenzhen, China	BS-240 Pro	Bestimmung von Serumalbumin und Hämoglobin
CO2-Insufflator	Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, China	CO2-300	Wird zur Verringerung von postoperativen Beschwerden während der Endoskopie verwendet
Elektronisches Endoskopsystem	Olympus (China) Co., Ltd., Beijing, China	EVIS X1 (CV-1500)	Wird für die diagnostische Endoskopie und die postoperative Überwachung nach ESD verwendet
Elektronisches Patientenakten-System (EMR)	Winning Health Technology Group Co., Ltd., Nanjing, China	HIS-V8.0	Extraktion klinischer und pflegerischer Daten
Elektronische Waage	Xiaomi Communications Co., Ltd., Beijing, China	XMTZC05HM	Gewichtsmessung zur BMI-Berechnung
Endoskopisches Klemmgerät	Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, China	HX-610-135	Blutstillung und Wundverschluss nach ESD
Endoskopisches Submukosadissektionsmesser	Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, China	KD-650Q	Standard-ESD-Messer zur Läsionsresektion
Selbstmanagement-Skala für Magen-Darm-Erkrankungen	Chinesische Version	N/A	Bewertung der Selbstmanagementfähigkeit
Hochfrequenz-Chirurgiegerät	Shanghai Hutong Electric Co., Ltd., Shanghai, China	GD-350-B	Sorgt für Schneiden und Koagulation während der ESD
Skala für Krankenhausangst und -depression (HADS)	Chinesisch validierte Version	N/A	Psychologische Bewertung von Angst und Depression
Protonenpumpenhemmer (PPI)	Jiangsu Hengrui Medicine Co., Ltd., Lianyungang, China	H20051628	Säurehemmung nach ESD
R-Statistiksoftware	R Core Team	R 4.3.1	Bootstrap-interne Validierung und statistische Analyse
Statistische Analyse-Software	IBM SPSS	SPSS 26.0	Statistische Analyse der Studiendaten
Sucralfat-oral-Suspension	CSPC Pharmaceutical Group Ltd., Shijiazhuang, China	H13023653	Schutz der Mukosa und Ulkusheilung nach ESD