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Éthique et contrôle
Cette étude a été approuvée par le Comité d’éthique du Deuxième Hôpital de Médecine Traditionnelle Chinoise de Wuxi (20220904). Tous les participants ont donné leur consentement éclairé écrit conformément à la Déclaration d’Helsinki ; les procédures étaient conformes aux principes de l’ICH-GCP. Tout média identifiable utilisé pour la manifestation a été concédé séparément. Pour réduire le biais d’évaluation, les médecins ayant évalué les éléments du syndrome de la MTC ont été aveugles quant au stade et au statut de traitement du Comité mixte américain sur le cancer (AJCC) lors de l’évaluation et de l’évaluation ; L’aveuglement était assuré par un responsable des données qui retirait ces champs des feuilles orientées vers l’évaluateur.
Recrutement de patients et sources de cas
Des patients consécutifs atteints d’un cancer gastrique ont été inscrits entre le 1er décembre 2022 et le 31 mars 2024, issus des services ambulatoires et hospitaliers de l’hôpital Wuxi Second MTC. Le dépistage a été enregistré de manière prospective (ordre approché, décision d’éligibilité, motif d’exclusion, résultat du consentement). Une liste de contrôle de sélection désidentifiée et le formulaire de rapport de cas (CRF) vierge sont fournis sous forme de tableau dans le dépôt public sous la rubrique Disponibilité des données. Les données démographiques de référence et les résumés de stadification pour la cohorte inscrite sont présentés dans le tableau 1 afin de contextualiser les analyses ultérieures.
Critères de diagnostic et de stadification
Le diagnostic suivait les normes de diagnostic et de traitement des tumeurs malignes courantes émises par le Département de l’administration médicale du ministère de la Santé de la RPC, avec une confirmation pathologique requise dans chaque cas. Le stade tumoral a été attribué selon le Manuel de stadification du cancer de l’AJCC, 8e édition, et vérifié par rapport aux documents de pathologie et d’imagerie avantl’inscription 8.
Critères d’éligibilité et règles de retrait
Les adultes (≥18 ans) atteints d’un cancer gastrique pathologiquement confirmé et du score de performance Karnofsky (KPS) ≥ 60 étaient éligibles, à condition de pouvoir réaliser l’évaluation standardisée de la MTC. Les exclusions comprenaient la grossesse, des comorbidités sévères instables compromettant le consentement/la sécurité, ou des données de base de base incomplètes. Les patients recevant ou ayant reçu une chimiothérapie, une radiothérapie ou une immunothérapie ciblée/immunothérapie étaient éligibles ; Le statut de traitement a été enregistré (Jamais/En cours/Passé) et utilisé dans les analyses stratifiées et de sensibilité. Les participants pouvaient être retirés si les données étaient insuffisantes pour la différenciation du syndrome, si une détérioration clinique rapide survenait, ou à la demande personnelle, sans impact sur les soins ultérieurs.
Collecte et gestion des données
Des chercheurs formés ont rempli un CRF standardisé intitulé Collection Form of Syndrome Element Information for Gastric Cancer Patients. Les données étaient saisies en double à l’aide d’un logiciel de tableur (version ≥15.30), vérifiées indépendamment et rapprochées avant verrouillage de la base de données. Un dictionnaire de données, une feuille de codage et un journal d’audit étaient tenus depuis la première entrée jusqu’à l’analyse. Les ensembles de données analytiques ont été dé-identifiés et stockés avec un contrôle d’accès basé sur les rôles ; Une copie gelée, horodatée, a été archivée pour permettre la réplication et l’audit.
Évaluation standardisée de la MTC
L’évaluation clinique a suivi les quatre examens classiques — inspection, écoute/olfacteur, interrogation, palpation — dans une séquence fixe sous un éclairage constant (~5 000-6 500 K ; CRI ≥90). Les patients étaient assis face à la source lumineuse ; Les caractéristiques de la langue et de l’impulsion étaient enregistrées à l’aide de descripteurs prédéfinis. Les évaluateurs ont subi un calibrage avec des cas pilotes et des vignettes exemplaires avant la notation officielle. Toutes les observations ont été enregistrées immédiatement sur le CRF afin de minimiser l’erreur de rappel. La distribution au niveau des cohortes des schémas composites du syndrome MTC dérivés de cette évaluation est résumée dans le tableau 2 (les notes de bas de page précisent si un seul motif primaire ou plusieurs motifs étaient autorisés).
Notation et jugement par élément du syndrome
Les items ont été notés selon l’échelle des éléments du syndrome (liste complète des items et codes dans le tableau supplémentaire 1). La fiabilité inter-évaluateurs (présente/absente) a été quantifiée à l’aide du κ de Cohen avec IC à 95 % et résumée dans le tableau supplémentaire 2. Les pondérations de sévérité étaient : légère = 0,7, modérée = 1,0, sévère = 1,5. Les éléments pondérés étaient additionnés dans chaque élément pour obtenir le score de l’élément. La présence d’un élément était définie au seuil = 14 ; la robustesse aux niveaux 12 et 16 est rapportée dans le Tableau Supplémentaire 3. Deux oncologues en MTC ont évalué chaque cas de manière indépendante ; Les discordances ont été résolues lors d’une réunion de consensus avec une justification écrite. La prévalence au niveau des éléments chez les patients est rapportée dans le tableau 3, et un exemple travaillé de notation item par élément est présenté dans la Figure supplémentaire 1.
Analyse statistique
Logiciel et reproductibilité
Toutes les analyses ont été réalisées en R (v4.3). Un script exécutable, verrouillé par version, ainsi que la sortie complète de sessionInfo() sont archivés avec le jeu de données (https://doi.org/10.6084/m9.figshare.30405196.v2). Une graine aléatoire fixe était posée avant toutes les procédures stochastiques. Les fonctions/packages de base étaient : statistiques de base (prcomp, hclust, kmeans), cluster (silhouette) et igraph (visualisation réseau)9. La distribution au niveau des éléments est résumée dans le Tableau Supplémentaire 1, et le formulaire de rapport de cas vierge (CRF), le dictionnaire de données et les matrices d’entrée ordonnées sont disponibles dans le dépôt public référencé dans la section Disponibilité des données.
Regroupement H - K à deux étages
Une procédure en deux étapes a été utilisée pour dériver des groupes cliniquement interprétables.
Étape hiérarchique : Les scores pondérés par élément par patient ont été standardisés selon z, les distances euclidiennes ont été calculées, et l’agglomération a utilisé la liaison Ward.D2. Le dendrogramme a été inspecté pour proposer le candidat k en tenant compte conjointement du coude dans la dispersion en groupe, la stabilité des branches et les motifs de silhouettepréliminaires 10.
K-signifie raffinement. Pour chaque candidat k, k-means était initialisée à partir des partitions hiérarchiques et exécutée avec nstart ≥ 50 ; l’adhésion finale minimisée dans la somme des carrés dans le cluster. La largeur moyenne de la silhouette et les profils par cluster ont été exportés pour la traçabilité. La carte thermique intégrale résumant les scores standardisés est illustrée à la Figure 1 ; le dendrogramme correspondant est montré à la Figure 2.
Analyse des composantes principales et réseau de corrélation
Les matrices élément-score étaient centrées et mises à l’échelle, et l’ACP était réalisée avec prcomp(centre = VRAI, échelle = VRAI). La taille du nœud reflète la prévalence des éléments ; Les étiquettes étaient vérifiées manuellement pour s’assurer qu’il n’y avait pas de chevauchement ni de lisibilité. Le réseau de corrélation résultant est illustré à la Figure 3. Le bigraphique de l’ACP est illustré à la Figure 4. Les corrélations de Pearson paires entre les éléments ont été calculées à l’aide d’observations paires par paires complètes ; les arêtes ont été conservées lorsque |r| ≥ 0,30, avec une largeur d’arête proportionnelle à |r|. Un algorithme dirigé par la force (Fruchterman-Reingold) a été utilisé pour la mise en page afin d’améliorer lalisibilité 11.
Données manquantes et sensibilité
La complétude par variable (comptage, %) est résumée dans le Tableau Supplémentaire 4 ; Parce que la manque était faible, une analyse complète de cas a été utilisée pour toutes les sorties primaires. La robustesse a été évaluée en recalculant la classification de la présence d’éléments selon des seuils alternatifs (12 et 16) par rapport au seuil prédéfini de 14 (Tableau Supplémentaire 3), et — lorsque pertinent — au sein des strates de statut de traitement (Jamais/En cours/Passé ; Tableau supplémentaire 5). La fiabilité inter-évaluateurs pour l’adjudication des éléments par deux experts indépendants en MTC était élevée (accord global de 95 %), comme détaillé dans le Tableau Supplémentaire 2. Un exemple concret illustrant le pointage et le seuil d’élément par élément est fourni dans la Figure Supplémentaire 1.
Contrôle qualité, timing et dépannage
L’assurance qualité comprenait une vérification hebdomadaire de 10 % des données sources, un recalibrage périodique par les évaluateurs et des vérifications automatisées de la plage/logique avant le verrouillage de la base de données. Les délais typiques étaient de ~10 à 15 minutes pour le dépistage/consentement, 20 à 30 minutes pour l’évaluation et la notation standardisées de la MTC, et 10 à 15 minutes pour la saisie/vérification des données par cas. Les étapes critiques incluent le maintien d’un éclairage stable et une séquence d’examen fixe ; préserver l’aveuglement de l’évaluateur au stade et au traitement ; et la documentation des raisons de toute décision. Lors du résumé des distributions, les dénominateurs étaient explicitement indiqués comme N (patients) ou des décomptes non exclusifs d’éléments, et le même dénominateur était utilisé de manière cohérente dans les textes, tableaux et légendes de figures.