Cette étude rétrospective a élaboré un modèle exploratoire de risque de récidive et a comparé un suivi guidé par le risque, fondé sur le modèle, à un suivi de routine après une DSE. Le suivi guidé par le risque était associé à une récidive à 12 mois plus faible et à de meilleurs résultats en termes de santé psychologique, d'auto-surveillance, de nutrition, de satisfaction et d'utilisation des ressources, bien que le caractère non randomisé de l'étude et l'absence de validation externe limitent l'interprétation causale et prédictive.
Article de recherche
Un protocole de soins infirmiers pour le suivi guidé par le risque après une dissection sous-muqueuse endoscopique dans le cadre d'un cancer gastro-intestinal précoce
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11 septembre 2026
Dans cet article
Résumé
Résumé
La dissection endoscopique de la sous-muqueuse (ESD) est largement utilisée pour le traitement du cancer gastro-intestinal précoce, bien que la récidive postopératoire reste cliniquement significative. Nous avons mené une étude de cohorte rétrospective en deux étapes. La cohorte de développement du modèle comprenait 124 patients traités entre janvier 2022 et janvier 2023, dont 22 ont présenté une récidive. Sept indicateurs postopératoires pertinents pour les soins infirmiers ont été intégrés dans un modèle de régression logistique multivariée. Étant donné que plusieurs indicateurs ont été enregistrés au cours du suivi postopératoire, le modèle a été interprété comme un modèle exploratoire de risque de récidive plutôt que comme un outil pronostique de base. La surface sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur (AUC) apparente était de 0,922 (IC à 95 %, 0,872-0,972) ; pour un seuil de probabilité de 0,1484, la sensibilité était de 95,45 % et la spécificité de 84,31 %, tandis que la validation interne par rééchantillonnage avec remise (bootstrap) a donné une AUC corrigée de l'optimisme de 0,884. Une cohorte comparative rétrospective distincte comprenait 84 patients traités en 2024 : 42 avaient bénéficié d'un suivi personnalisé fondé sur le risque selon le modèle, et 42 avaient reçu un suivi systématique à intervalles fixes. Au cours des 12 mois, une récidive est survenue chez 5 des 42 patients (11,90 %) et chez 13 des 42 patients (30,95 %), respectivement, ce qui correspond à une différence de risque de −19,05 points de pourcentage (IC à 95 %, -35,55 à -1,37) et un risque relatif de 0,38 (IC à 95 %, 0,15-0,98). Des équations d'estimation généralisées ont montré des améliorations plus favorables de l'état psychologique, de l'autogestion et des indicateurs nutritionnels dans le groupe au suivi personnalisé selon le risque, tandis que les interactions groupe-par-temps pour les indicateurs d'observance n'étaient pas significatives. Le groupe au suivi personnalisé selon le risque présentait également une utilisation moindre des ressources mesurée et une satisfaction infirmière plus élevée. Ces résultats reflètent des associations observationnelles ; le faible nombre d'événements, la possible superposition temporelle entre les prédicteurs et la récidive, l'absence de validation externe et la nature non randomisée des comparaisons limitent l'interprétation prédictive et causale.
Introduction
Le cancer gastro-intestinal précoce reste un problème majeur de santé publique mondiale, avec environ 2 millions de nouveaux cas recensés chaque année, dont plus de 40 % en Chine1. La dissection endoscopique de la sous-muqueuse (ESD) est devenue un traitement fondamental car elle permet une résection en bloc tout en préservant l’anatomie et la fonction gastro-intestinales, et son utilisation en Chine aurait dépassé 150 000 procédures par an. Toutefois, des récidives sont encore signalées chez 15 à 22 % des patients dans les 1 à 3 années suivant l’ESD, et une détection tardive de la maladie récidivante peut entraîner qu’environ 60 % de ces patients présentent des lésions avancées, compromettant ainsi les résultats à long terme2. En pratique courante, la surveillance est généralement effectuée selon un calendrier fixe (par exemple, « 6 mois-1 an-2 ans »)3, déterminé principalement par le stade histologique, avec une attention limitée aux facteurs modifiables par les soins infirmiers, tels que l’observance du régime alimentaire et l’état psychologique. Des données indiquent que ce modèle traditionnel entraîne un taux de non-détection de 30 % chez les populations à haut risque et plus de 40 % de suivis inutiles chez les groupes à faible risque, conduisant non seulement à un gaspillage des ressources médicales (les coûts redondants annuels par personne dépassant 2 000 yuans) mais aussi à une charge psychologique et économique accrue pour les patients4,5.
Les études antérieures sur la récidive après la dissection endoscopique de la sous-muqueuse (ESD) ont principalement examiné les caractéristiques des lésions, l’histopathologie, les facteurs liés à la résection, le statut de Helicobacter pylori, les modifications de la muqueuse sous-jacente et certains facteurs de mode de vie sélectionnés, et plusieurs modèles de risque spécifiques au site ont été rapportés6,7,8,9. Toutefois, les comportements pertinents pour les soins infirmiers et les indicateurs du processus de prise en charge ont rarement été directement associés à l’intensité du suivi10. Dans la présente étude, le comportement alimentaire, l’observance médicamenteuse, la détresse psychologique, le tabagisme, le contrôle glycémique et la régularité des visites de suivi ont été considérés comme des cibles potentiellement modifiables ou surveillables, tandis qu’une documentation incomplète de l’exsudat de la plaie a été considérée comme un indicateur du processus de soins plutôt qu’un déterminant causal présumé de la récidive. Étant donné que les mécanismes de récidive et les exigences de surveillance diffèrent selon les lésions œsophagiennes, gastriques et colorectales, l’analyse regroupée a été jugée exploratoire.
Cette étude a utilisé deux cohortes rétrospectives aux objectifs distincts : une cohorte antérieure a servi à élaborer et à évaluer internement un modèle exploratoire de risque de récidive, tandis qu'une cohorte ultérieure a permis de comparer rétrospectivement les résultats entre les patients ayant bénéficié d'un suivi personnalisé fondé sur le modèle et guidé par le risque et ceux ayant reçu un suivi habituel à intervalles fixes. L'étude visait à examiner si des indicateurs postopératoires pertinents pour les soignants pouvaient être associés à une voie de suivi pratique, plutôt qu'à établir une performance prédictive validée externement ou un effet causal définitif de l'intervention.
Protocole
L'examen rétrospectif des deux cohortes a été approuvé par le Taikang Tongji (Wuhan) Hospital (numéro d'approbation 128/06/2025). Toutes les données ont été anonymisées avant l'analyse, et le consentement éclairé a été dispensé. L'enregistrement d'un essai clinique n'était pas requis, car les deux cohortes étaient rétrospectives, toutes les expositions et stratégies de suivi ayant eu lieu dans le cadre des soins cliniques habituels avant l'extraction des données, et aucune inclusion prospective ni attribution d'interventions à des fins de recherche n'a été effectuée.
Conception de l'étude
Cette étude a utilisé un plan de cohorte rétrospectif en deux étapes. La cohorte traitée entre janvier 2022 et janvier 2023 a été utilisée pour le développement du modèle et la validation interne par rééchantillonnage bootstrap, tandis que la cohorte traitée entre janvier et décembre 2024 a permis de comparer rétrospectivement les résultats entre les patients ayant bénéficié d’un suivi personnalisé fondé sur le risque et informé par le modèle et ceux ayant reçu un suivi habituel à intervalles fixes. La seconde cohorte a évalué le parcours de soins documenté et ne constituait pas une validation externe de la performance du modèle. Figure 1 présente la sélection des patients pour les deux cohortes rétrospectives.
Population étudiée
Cohorte rétrospective
La cohorte de développement du modèle comprenait 124 patients atteints d'un cancer gastro-intestinal précoce ayant subi une DSE dans le service de gastro-entérologie entre janvier 2022 et janvier 2023. Les critères d'inclusion étaient les suivants : (1) un cancer œsophagien, gastrique ou colorectal précoce confirmé histologiquement, classé T1a ou T1b sans invasion vasculaire ; (2) une première DSE avec résection complète R0 ; (3) une survie postopératoire d'au moins 6 mois ; et (4) des dossiers cliniques et infirmiers complets, incluant les informations spécifiées sur l'alimentation, les médicaments, l'état psychologique et le suivi. Les critères d'exclusion étaient : (1) une métastase à distance ou des tumeurs primitives malignes multiples ; (2) une chimioradiothérapie néoadjuvante ; (3) une complication postopératoire grave nécessitant une réintervention dans les 3 mois ; (4) une altération cognitive ou une maladie mentale empêchant une coopération au suivi ; et (5) une perte de vue ou des données incomplètes. Aucun calcul formel de taille d'échantillon a priori n'a été effectué, car il s'agissait d'une cohorte rétrospective de développement de modèle, et tous les dossiers éligibles disponibles durant la période prédéfinie ont été inclus. Toutefois, pour les modèles prédictifs cliniques binaires, la suffisance de la taille de l'échantillon dépend du nombre d'événements observés, du nombre de paramètres prédicteurs candidats, de la performance attendue du modèle et de la nécessité de limiter le surajustement, et non uniquement de la taille totale de l'échantillon. La cohorte comptait 22 événements de récidive pour sept paramètres prédicteurs, soit 3,1 événements par paramètre ; compte tenu de ce faible ratio événement-paramètre, le modèle a été considéré comme vulnérable à l'instabilité des coefficients et au surajustement11,12.
Cohorte comparative rétrospective
La cohorte comparative rétrospective comprenait 84 patients atteints d'un cancer gastro-intestinal précoce ayant subi une DSE entre janvier et décembre 2024 et dont la stratégie de suivi reçue ainsi que les résultats à 12 mois prédéfinis étaient entièrement documentés. Les critères d'inclusion étaient les suivants : (1) un cancer œsophagien, gastrique ou colorectal précoce confirmé histologiquement ; (2) une DSE réalisée pendant la période d'étude prédéfinie ; (3) une documentation complète de la stratégie de suivi reçue ; et (4) des données complètes sur les résultats à 12 mois. Les critères d'exclusion étaient : (1) une métastase à distance ou des tumeurs primitives malignes multiples ; (2) une chimioradiothérapie néoadjuvante ; (3) une complication postopératoire grave nécessitant une réintervention dans les trois mois ; (4) une altération cognitive ou une maladie mentale empêchant la participation au suivi ; et (5) des données de suivi ou de résultats incomplètes. Sur la base de la stratégie de suivi documentée dans les dossiers médicaux et infirmiers, 42 patients ont été classés dans le groupe de suivi personnalisé fondé sur le modèle et guidé par le risque, et 42 dans le groupe de suivi habituel à intervalles fixes. Aucune allocation aléatoire, ni masquage de l'attribution, ni affectation dirigée par la recherche n'a été effectuée. La taille de la cohorte a été déterminée par le nombre d'observations éligibles disposant de données complètes sur les résultats à 12 mois durant la période prédéfinie ; par conséquent, aucun calcul prospectif de taille d'échantillon fondé sur la puissance statistique n'était applicable.
Collecte des données
Extraction rétrospective de données
Les variables de base comprenaient l'âge, le sexe, l'indice de masse corporelle (IMC) et le type pathologique. Les indicateurs postopératoires pertinents pour les soins infirmiers ont été extraits à l'aide des définitions prédéfinies dans la base de données : consommation d'aliments salés ou épicés au moins deux fois par semaine durant les trois premiers mois postopératoires ; documentation incomplète de l'exsudat quotidien de la plaie durant le premier mois postopératoire ; un score à l'échelle hospitalière d'anxiété et de dépression (HADS)13 ≥11 à un mois ; au moins deux doses de sucralfate oubliées par semaine durant les trois premiers mois postopératoires ; au moins deux rendez-vous de suivi manqués durant les six premiers mois ; consommation d'au moins 10 cigarettes par jour pendant au moins 6 mois ; et une concentration moyenne de glucose sanguin à jeun ≥7,0 mmol/L durant les trois premiers mois postopératoires chez les patients diabétiques. Le critère de jugement était la récidive dans les 12 mois, définie comme une récidive locale ou un cancer métachrone confirmé par biopsie endoscopique et histopathologie. Étant donné que les périodes d'évaluation de plusieurs indicateurs postopératoires chevauchaient la période d'observation des récidives, la précédence temporelle n'a pas pu être vérifiée pour chaque patient ; ces variables ont donc été analysées comme des corrélats postopératoires de la récidive, et le modèle obtenu n'a pas été interprété comme un outil pronostique de base.
Développement du modèle et validation interne
Sept variables binaires pertinentes aux soins infirmiers — consommation d'aliments salés ou épicés, documentation incomplète de l'exsudat de la plaie, score HADS ≥11, utilisation irrégulière de la sucralfate durant les trois premiers mois postopératoires, au moins deux rendez-vous de suivi manqués, exposition au tabac et diabète non contrôlé — ont été introduites simultanément dans un modèle de régression logistique multivariée. La régression logistique a été choisie car l'issue était binaire et l'étude visait à obtenir une équation de probabilité interprétable pouvant être appliquée aux dossiers courants. D'autres algorithmes statistiques ou d'apprentissage automatique n'ont pas été comparés, car seulement 22 événements de récidive étaient disponibles, rendant peu probable un développement et un réglage fiables des algorithmes. La multicolinéarité a été évaluée à l'aide des facteurs d'inflation de la variance, les valeurs >5 étant considérées comme inacceptables.
La discrimination du modèle a été évaluée à l'aide de la surface sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur, l'intervalle de confiance à 95 % étant calculé selon la méthode de DeLong. Le seuil de fonctionnement a été choisi en maximisant l'indice de Youden, après quoi la sensibilité et la spécificité ont été calculées. La calibration a été évaluée à l'aide du test d'ajustement de Hosmer-Lemeshow, du score de Brier et d'un graphique de calibration basé sur les quintiles de risque prédit. La calibration apparente et corrigée par rééchantillonnage bootstrap a été présentée, l'optimisme étant estimé à partir de 1 000 rééchantillonnages bootstrap dans lesquels le modèle complet a été réajusté ; la même procédure bootstrap a été utilisée pour estimer l'optimisme de la AUC14. Les coefficients de régression, les rapports de cotes, les intervalles de confiance, l'ordonnée à l'origine et l'équation complète de probabilité ont été rapportés afin de permettre le calcul indépendant du score du modèle.
Protocole d'intervention
Groupe de suivi guidé par le risque : Les dossiers médicaux et infirmiers indiquaient que les patients de ce groupe avaient bénéficié d'un suivi et d'un accompagnement infirmier liés à la probabilité de récidive dérivée du modèle. Les probabilités ont été classées selon les seuils opérationnels retenus dans le parcours institutionnel initial : risque faible, <20 % ; risque intermédiaire, 20 % à <40 % ; et risque élevé, ≥40 %. Ces seuils reflétaient la pratique clinique locale et une évaluation pluridisciplinaire, plutôt que des seuils issus d'une recommandation publiée, d'une étude de validation antérieure ou d'un consensus formel de type Delphi ; ils ont été utilisés pour déterminer l'intensité des soins infirmiers et étaient distincts du seuil dérivé de la courbe ROC de 0,1484, qui a été utilisé uniquement pour résumer la sensibilité et la spécificité du modèle.
Le parcours a été mis en œuvre par un suivi régulier assuré par le personnel infirmier en gastro-entérologie. Les patients à faible risque ont bénéficié d'une évaluation annuelle, d'un livret normalisé couvrant l'alimentation, le mode de vie quotidien et les symptômes d'alerte, ainsi que de messages de renforcement brefs tous les 3 mois. Les patients à risque intermédiaire ont reçu une évaluation semestrielle, comprenant une réévaluation endoscopique en consultation externe, ainsi que des contacts téléphoniques mensuels dirigés par une infirmière, l'examen de journaux alimentaires, des plans alimentaires individualisés et un renforcement de l'observance médicamenteuse. Les patients à haut risque ont bénéficié d'un programme structuré de soutien cognitivo-comportemental composé de huit séances dispensées une fois par semaine, d'instructions vidéo sur les soins des plaies, d'un enregistrement quotidien des saignements, de la douleur, de la distension abdominale et d'autres symptômes d'alerte, de la transmission hebdomadaire de ces relevés à l'équipe infirmière, de réunions familiales mensuelles afin de clarifier les responsabilités de surveillance, ainsi que d'une prise en charge coordonnée du diabète incluant une consultation en endocrinologie et une surveillance glycémique planifiée.
Le parcours archivé décrivait la composante psychologique comme une thérapie cognitivo-comportementale (TCC), mais ne conservait ni les qualifications en santé mentale du prestataire ni de manuel de traitement ; il est donc rapporté de manière prudente comme un soutien cognitivo-comportemental structuré plutôt qu'une TCC formelle dispensée par un thérapeute. Le parcours de suivi guidé par le risque a été élaboré principalement comme un parcours institutionnel local, s'appuyant sur les procédures habituelles de l'hôpital après une DSE et sur des recommandations publiées soutenant une surveillance endoscopique programmée après une DSE curative15,16. Les recommandations publiées ont informé le cadre général de surveillance, mais n'ont pas précisé les seuils de probabilité basés sur un modèle ni les actions infirmières attribuées à chaque niveau de risque. Ces éléments ont été développés localement en associant des indicateurs pertinents pour les soignants aux actions de soins correspondantes, puis ont été examinés par l'équipe clinique pluridisciplinaire de l'hôpital, sans recourir à un processus formel de type Delphi. La mise en œuvre a été documentée dans les dossiers infirmiers et de suivi existants ; aucune liste de vérification distincte de fidélité, aucun seuil de fidélité prédéfini ni aucune évaluation indépendante de la fidélité n'a été conservée (Tableau 1).
Groupe de suivi de routine : les dossiers indiquaient que les patients de ce groupe avaient bénéficié d'un suivi à intervalles fixes, comprenant des examens endoscopiques à 6 mois, 1 an et 2 ans après la chirurgie, ainsi qu'une éducation sanitaire de routine sans orientation individualisée fondée sur un modèle.
Indicateurs de résultats
Indicateurs de performance du modèle
Les performances du modèle ont été résumées à l'aide de la AUC et de son intervalle de confiance à 95 % ; du seuil de probabilité retenu ; de la sensibilité, de la spécificité et de l'indice de Youden ; de la statistique de Hosmer-Lemeshow et de sa valeur P ; du score de Brier ; de l'optimisme estimé par rééchantillonnage avec remise (bootstrap) ; et de la AUC corrigée de l'optimisme.
Résultat comparatif dans la cohorte comparative rétrospective
Le résultat comparatif principal était la récidive confirmée par biopsie endoscopique et histopathologie dans les 12 mois suivant la DSE. Les résultats ont été rapportés en nombres absolus et en pourcentages, accompagnés de la différence de risque, du risque relatif, du rapport des cotes et de leurs intervalles de confiance à 95 %. Les dates exactes de récidive n'ont pas été conservées dans le jeu de données de l'analyse de 2024 ; par conséquent, la survie sans récidive, les courbes de Kaplan-Meier, la régression de Cox et les distributions du temps jusqu'à la récidive n'ont pas été analysées.
Indicateurs de qualité de la gestion infirmière
La conformité aux soins infirmiers a été évaluée à 1, 6 et 12 mois et comprenait la conformité alimentaire, définie comme une consommation d'aliments salés ou épicés moins de deux fois par semaine ; la réalisation des soins des plaies, définie comme l'achèvement des dossiers quotidiens normalisés des plaies ; l'observance du traitement médicamenteux, définie comme moins de deux doses oubliées par semaine ; et l'observance des consultations de suivi, définie comme l'absence de rendez-vous programmés manqués.
L'état psychologique a été évalué aux mêmes moments à l'aide de la version chinoise de l'échelle Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS) à 14 éléments, comprenant des sous-échelles d'anxiété et de dépression de 7 éléments chacune, notées de 0 à 21, les scores plus élevés indiquant une charge symptomatique plus importante. Les scores d'anxiété, de dépression et score total ont été analysés comme des variables continues. La version chinoise de l'HADS a démontré des propriétés psychométriques satisfaisantes, incluant la validité de construit, la cohérence interne et la validité concourante, dans un échantillon multicentrique de patients chinois atteints de cancer13.
L'auto-prise en charge a été évaluée à l'aide de l'échelle d'auto-prise en charge des maladies gastro-intestinales enregistrée dans la base de données originale de l'étude. L'échelle retenue comprenait quatre domaines cotés — gestion alimentaire, surveillance des symptômes, gestion des médicaments et régulation émotionnelle — ainsi qu'un score total calculé comme la somme des scores des quatre domaines ; des scores plus élevés indiquaient une meilleure auto-prise en charge. La documentation originale de l'étude faisait état d'un alpha de Cronbach α de 0,85. Les réponses au niveau des items, le manuel original de l'instrument et une référence externe indépendante de validation n'ont pas été conservés ; l'échelle a donc été considérée comme un instrument d'étude plutôt que décrite comme une mesure entièrement validée par des sources externes.
La satisfaction des infirmières a été évaluée à 12 mois à l'aide de l'échelle de satisfaction sur 100 points élaborée par l'hôpital et enregistrée dans la base de données de l'étude. Les scores ont été classés comme très satisfaits (≥90), satisfaits (80–89), passables (60–79) ou insatisfaits (<60).<60). La documentation de l'étude originale a rapporté un coefficient alpha de Cronbach de α de 0,87, mais les réponses au niveau des items et les documents originaux relatifs à l'élaboration de l'échelle n'ont pas été conservés ; par conséquent, les résultats concernant la satisfaction ont été considérés comme exploratoires.
Indicateurs d'efficacité des ressources médicales
L'utilisation des ressources a été évaluée sur la période d'observation de 12 mois selon une perspective des ressources médicales directes hospitalières. Les coûts des examens ont été exprimés en yuans chinois nominaux tels qu'enregistrés dans la base de données hospitalière et incluaient les frais pour les examens endoscopiques, d'imagerie et de laboratoire ; aucun ajustement pour l'inflation ni actualisation n'a été appliqué, car l'analyse couvrait une seule période de suivi de 12 mois. Les hospitalisations attribuables à une récidive ou à des complications postopératoires ont été identifiées à partir des dossiers médicaux électroniques. Le temps de suivi a été analysé à l'aide de la variable composite conservée dans la base de données, qui combinait le temps de suivi fourni par le professionnel de santé avec le temps de déplacement et de consultation du patient ; les composantes individuelles de temps n'étaient pas stockées séparément. Étant donné que les variables de coût et d'utilisation peuvent être asymétriques, les différences moyennes entre groupes et les intervalles de confiance à 95 % ont été estimés à l'aide de 10 000 rééchantillonnages bootstrap non paramétriques.
Méthodes statistiques
Les données ont été analysées à l'aide de SPSS et de R. La normalité des variables continues à un point temporel unique a été évaluée à l'aide du test de Shapiro-Wilk et les résultats sont présentés sous forme de moyenne ± écart type ou de médiane (intervalle interquartile), selon le cas. Les comparaisons entre groupes ont été effectuées à l'aide de tests t pour échantillons indépendants ou de tests U de Mann-Whitney. Les variables catégorielles ont été résumées sous forme de n (%) et comparées à l'aide du test χ2 de Pearson ou du test exact de Fisher lorsque les effectifs théoriques par cellule étaient <5. Les catégories ordonnées de satisfaction ont été comparées à l'aide du test de somme des rangs de Mann-Whitney, tandis que le taux global de satisfaction a été comparé à l'aide du test exact de Fisher.
Les résultats continus répétés ont été analysés à l'aide d'équations d'estimation généralisées avec une distribution gaussienne, un lien d'identité, une corrélation intra-sujets échangeable et des erreurs standards robustes ; les effets fixes comprenaient le groupe, le temps et l'interaction groupe-par-temps. Les résultats binaires de conformité répétés ont été analysés à l'aide d'équations d'estimation généralisées avec une distribution binomiale et un lien logit. Les valeurs P de l'interaction groupe-par-temps ont été ajustées au sein de chaque famille de résultats selon la procédure de taux de faux positifs de Benjamini-Hochberg, et les différences entre groupes à 12 mois ou les rapports de cotes ont été rapportés avec des intervalles de confiance à 95 %.
Un score total manquant de l'autogestion sur 6 mois dans le groupe de suivi de routine a été reconstruit à 72, car les quatre scores de domaine étaient disponibles et s'additionnaient exactement à ce total. Les comparaisons de récidive ont été rapportées à l'aide de la différence de risque, du risque relatif et du rapport de cotes, accompagnés d'intervalles de confiance à 95 %. Les différences moyennes de consommation de ressources et les intervalles de confiance ont été estimés à l'aide de 10 000 rééchantillonnages bootstrap non paramétriques. Le modèle logistique à sept variables a été évalué selon les procédures décrites ci-dessus, incluant 1 000 rééchantillonnages bootstrap pour la validation interne. Étant donné que la cohorte comparative n'était pas randomisée et ne comportait que 18 récidives, ses résultats ont été interprétés comme des associations observationnelles non ajustées plutôt que comme des estimations d'effets causaux. Tous les tests étaient bilatéraux, et une valeur de p < 0,05 a été considérée comme statistiquement significative.
Résultats
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.
Discussion
Cette étude a examiné si des indicateurs postopératoires pertinents pour les soins infirmiers pouvaient être intégrés à un modèle exploratoire de risque de récidive et associés à une voie de suivi pratique. Dans la cohorte de développement rétrospective, le modèle à sept variables a montré une forte discrimination apparente, bien que le faible nombre d'événements, le chevauchement temporel entre plusieurs indicateurs et la récidive, ainsi que l'absence de validation externe, empêchent des conclusions fermes quant à la transportabilité prédictive. Une cohorte comparative rétrospective distincte a permis de comparer les résultats documentés chez les patients ayant bénéficié d'un suivi guidé par le risque ou d'un suivi habituel sur une période de 12 mois ; comme la stratégie de suivi n'a pas été attribuée aléatoirement, ces comparaisons reflètent des associations observationnelles plutôt que des effets causaux d'intervention.
La surveillance à intervalles fixes peut ne pas tenir compte des différences dans le comportement postopératoire, le fardeau émotionnel, l'adhésion ou la qualité du suivi continu17. Le parcours actuel visait à relier des indicateurs pertinents pour les soins infirmiers à l'intensité du suivi et à des actions de soins prédéfinies. Le comportement alimentaire, l'utilisation de médicaments, la détresse émotionnelle, le contrôle glycémique, le tabagisme et la régularité aux rendez-vous représentent des domaines potentiellement modifiables ou pouvant faire l'objet d'une surveillance, tandis que la documentation du pansement du liquide de plaie reflète principalement le processus de soins et de surveillance. Ce cadre pourrait aider à organiser les soins infirmiers postopératoires, mais les données actuelles n'établissent pas que chaque indicateur s'inscrit dans une voie causale menant à une récidive.
La proportion de récidives observée à 12 mois était inférieure de 19,05 points de pourcentage dans le groupe à suivi guidé par le risque par rapport au groupe à suivi de routine. Cette différence est compatible avec un bénéfice potentiel d'un soutien plus structuré, mais la comparaison rétrospective non randomisée ne permet pas de distinguer la contribution du modèle de risque de celle d'un contact supplémentaire, de soins de soutien, de la sélection des patients, de facteurs de confusion résiduels ou d'une surveillance et d'une détection différentielles18. Les résultats concernant les récidives doivent donc être considérés comme générant des hypothèses plutôt que comme une preuve définitive de l'efficacité de l'intervention.
Un soutien psychologique, des conseils alimentaires et médicamenteux, l’enregistrement des symptômes liés à la plaie, la participation de la famille et la prise en charge des comorbidités ont été combinés dans le cadre du parcours guidé par le risque19,20. Les résultats longitudinaux du HADS et de l’automédication sont compatibles avec l’hypothèse selon laquelle un contact infirmier structuré aurait favorisé la gestion émotionnelle et comportementale21 ; toutefois, le parcours était pluridimensionnel, et la présente conception ne permet pas de déterminer quel composant explique les différences observées. Aucun biomarqueur du stress, aucune mesure immunitaire, aucune analyse de médiation spécifique aux composants ni aucune évaluation indépendante de la fidélité n’ont été obtenues, et des interprétations mécanistiques doivent donc être évitées22. Les informations disponibles sur les prestataires et la mise en œuvre indiquaient que les qualifications en santé mentale requises pour le volet cognitivo-comportemental n’avaient pas été maintenues et qu’aucune procédure formelle de type Delphi ou quantitative d’évaluation de la fidélité n’avait été utilisée.
Les modèles précédents de récidive après une DSE ont généralement été spécifiques à un site et ont mis l'accent sur des facteurs clinico-pathologiques ou muqueux. Par exemple, Xu et al. ont élaboré un nomogramme prédisant la récidive après une DSE dans le cancer gastrique précoce, en utilisant l'infection par Helicobacter pylori et la présence de ganglions lymphatiques positifs comme prédicteurs indépendants, avec une AUC de 0,933, bien qu'aucune validation externe indépendante n'ait été réalisée2. Le score FAMISH, conçu pour prédire les lésions gastriques métachrones après une DSE gastrique, intègre l'âge, le sexe, les antécédents familiaux, la métaplasie intestinale du corps, les lésions synchrones et la persistance de l'infection par H. pylori ; son AUC initiale à 3 ans était de 0,704, et une validation externe ultérieure a donné une AUC à 5 ans de 0,708 avec une calibration acceptable, ce qui soutient son utilisation pour la stratification du risque de surveillance9,23. Une comparaison numérique directe avec l'AUC actuelle n'est pas appropriée, car ces modèles diffèrent par leurs populations cibles, leurs prédicteurs, les définitions des événements, les durées de suivi, la calibration et les stratégies de validation. À notre connaissance, aucun modèle comparable de récidive post-DSE n'a principalement ciblé des indicateurs comportementaux et relatifs aux soins pertinents pour les infirmiers, ni n'a associé directement le risque estimé à un parcours de suivi infirmier ; la contribution de la présente étude réside donc dans cet appariement, plutôt que dans la démonstration d'une performance prédictive supérieure.
Les résultats mesurés concernant l'utilisation des ressources et la satisfaction fournissent des informations préliminaires sur la faisabilité et l'acceptabilité24. Les patients du groupe bénéficiant d'un suivi guidé par le risque ont enregistré des coûts d'examen plus faibles, moins d'hospitalisations, une durée de suivi plus courte et un taux de satisfaction global plus élevé que ceux recevant un suivi de routine (Tableau 8). Ces résultats ne constituent pas une évaluation économique formelle, car l'analyse n'a pas permis d'estimer la survie ajustée à la qualité, le coût-efficacité incrémentiel ou tous les coûts directs et indirects pertinents25. Par ailleurs, l'échelle de satisfaction développée localement nécessite une validation supplémentaire26.
Cette étude présente plusieurs limites. Premièrement, les deux cohortes étaient rétrospectives et monocentriques, ce qui crée un risque de biais de sélection, de biais informationnel, de documentation incomplète ou mal classée, ainsi que de confusion résiduelle. Deuxièmement, seuls 22 événements de récidive étaient disponibles pour sept paramètres prédictifs, ce qui donne un faible ratio événements-par-paramètre et peut entraîner une instabilité des coefficients ainsi qu’un surajustement. Troisièmement, plusieurs variables pertinentes pour les soins infirmiers ont été mesurées pendant des intervalles postopératoires qui chevauchaient la période d’observation des récidives ; la précédence temporelle n’a pu être établie pour chaque patient, et le modèle ne doit donc pas être interprété comme un outil pronostique de base. Quatrièmement, la validation par rééchantillonnage bootstrap était uniquement interne, aucune validation externe indépendante, temporelle, géographique ou multicentrique n’ayant été réalisée avant l’intégration du score dans le suivi de routine. Cinquièmement, la comparaison de 2024 était non randomisée, et un contact supplémentaire, une sélection des patients, des facteurs de confusion non mesurés, ou une surveillance ou détection différentielle ont pu contribuer aux différences observées entre groupes. Sixièmement, les dates exactes de récidive et les attributions individuelles aux niveaux de risque étaient indisponibles dans le jeu de données de l’analyse de 2024, empêchant toute analyse de type temps-événement ou spécifique à chaque niveau de risque. Septièmement, les lésions œsophagiennes, gastriques et colorectales ont été regroupées malgré des mécanismes de récidive et des exigences de surveillance différents, tandis que le site anatomique n’a pas été conservé dans le jeu de données pour une analyse stratifiée. Huitièmement, le parcours de soins comportait plusieurs composantes, et les dossiers archivés ne contenaient pas de données complètes sur la formation des intervenants, la standardisation des procédures ou la fidélité indépendante, de sorte que la contribution relative et la reproductibilité des éléments individuels restent incertaines. Enfin, le suivi était limité à 12 mois, et les mesures spécifiques à l’étude concernant l’autogestion et la satisfaction nécessitent une validation psychométrique externe supplémentaire. Une validation externe indépendante du modèle et une évaluation prospective multicentrique, suffisamment puissante, du parcours de soins sont nécessaires avant toute mise en œuvre en routine.
En conclusion, un modèle logistique exploratoire à sept variables, basé sur des indicateurs postopératoires pertinents pour les soins infirmiers, a montré une forte discrimination apparente, mais a été élaboré à partir d'une petite cohorte monocentrique, impliquait un chevauchement temporel entre plusieurs indicateurs et la récidive, et n'a pas été validé externement. Dans une étude comparative rétrospective distincte, le suivi post-thérapeutique personnalisé selon le modèle et guidé par le risque était associé à une récidive observée à 12 mois plus faible, ainsi qu'à des résultats plus favorables sur le plan psychologique, du self-management, de la nutrition, de la satisfaction et de l'utilisation des ressources, comparé au suivi habituel. Ces résultats observationnels n'établissent ni la transportabilité prédictive ni un effet causal de l'intervention. Une refonte du modèle avec vérification des dates, une validation externe indépendante et une évaluation prospective multicentrique correctement dimensionnée sont nécessaires avant toute mise en œuvre clinique courante.
Déclarations de divulgation
Les auteurs n'ont aucune incompatibilité d'intérêts à déclarer.
Matériaux
| Nom | Entreprise | Numéro de catalogue | Commentaires |
|---|---|---|---|
| Analyseur biochimique automatique | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd., Shenzhen, Chine | BS-240 Pro | Mesure de l'albumine sérique et de l'hémoglobine |
| Insufflateur de CO2 | Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, Chine | CO2-300 | Utilisé pour réduire l'inconfort postopératoire pendant l'endoscopie |
| Système d'endoscope électronique | Olympus (Chine) Co., Ltd., Pékin, Chine | EVIS X1 (CV-1500) | Utilisé pour l'endoscopie diagnostique et la surveillance postopératoire après une DSE |
| Système informatisé de dossier médical (DMP) | Winning Health Technology Group Co., Ltd., Nanjing, Chine | HIS-V8.0 | Extraction des données cliniques et infirmières |
| Balance électronique | Xiaomi Communications Co., Ltd., Pékin, Chine | XMTZC05HM | Mesure du poids corporel pour le calcul de l'IMC |
| Dispositif de pose de clips endoscopique | Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, Chine | HX-610-135 | Hémostase et fermeture de la plaie après une DSE |
| Lame pour dissection endoscopique de la sous-muqueuse | Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, Chine | KD-650Q | Lame standard de DSE pour la résection de lésions |
| Échelle d'autogestion des maladies gastro-intestinales | Version chinoise | N/A | Évaluation de la capacité d'autogestion |
| Générateur électrochirurgical à haute fréquence | Shanghai Hutong Electric Co., Ltd., Shanghai, Chine | GD-350-B | Fournit la coupe et la coagulation pendant la DSE |
| Échelle hospitalière d'anxiété et de dépression (HADS) | Version chinoise validée | N/A | Évaluation psychologique de l'anxiété et de la dépression |
| Inhibiteur de la pompe à protons (IPP) | Jiangsu Hengrui Medicine Co., Ltd., Lianyungang, Chine | H20051628 | Suppression de l'acidité après une DSE |
| Logiciel statistique R | R Core Team | R 4.3.1 | Validation interne par méthode Bootstrap et analyse statistique |
| Logiciel d'analyse statistique | IBM SPSS | SPSS 26.0 | Analyse statistique des données de l'étude |
| Suspension orale de sucralfate | CSPC Pharmaceutical Group Ltd., Shijiazhuang, Chine | H13023653 | Protection de la muqueuse et cicatrisation des ulcères après une DSE |
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