Un panel combiné de biomarqueurs sériques pour l'évaluation diagnostique et pronostique du carcinome épidermoïde de l'œsophage

Résumé

Cette étude présente un protocole prospectif-rétrospectif mené dans deux centres pour mesurer l'antigène carcino-embryonnaire sérique, l'antigène du carcinome épidermoïde et l'antigène carbonhydraté 125, et valider leur valeur diagnostique et pronostique combinée dans le carcinome épidermoïde de l'œsophage.

Résumé

​Le carcinome épidermoïde de l’œsophage reste difficile à diagnostiquer précocement et à stratifier avec précision avant le traitement. Le stade classique tumeur-nœud-métastase fournit des informations anatomiques essentielles, mais ne reflète pas entièrement l'hétérogénéité biologique circulante. Cette étude observationnelle bicentrique ambispective a développé et validé externement un panel combiné de biomarqueurs sériques intégrant l'antigène carcino-embryonnaire, l'antigène du carcinome épidermoïde et l'antigène carbonhydraté 125, afin de discriminer le diagnostic et d'évaluer le risque pronostique dans le carcinome épidermoïde de l’œsophage. Un total de 277 participants a été recruté dans un hôpital tertiaire et un centre de santé communautaire, incluant 167 patients atteints d’un carcinome épidermoïde de l’œsophage, 55 patients souffrant d’une maladie œsophagienne bénigne et 55 témoins sains. La cohorte de l’hôpital tertiaire a été utilisée pour le développement du modèle et sa validation interne, tandis que la cohorte du centre communautaire a servi à la validation externe. Les biomarqueurs sériques préthérapeutiques ont été mesurés avant le traitement initial, transformés logarithmiquement, standardisés à l’aide des paramètres de la cohorte d’apprentissage, puis intégrés à des modèles de régression logistique diagnostique et de risques proportionnels de Cox pronostiques. Le panel combiné a montré une discrimination diagnostique supérieure à celle de chaque marqueur individuel, avec une aire sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur de 0,869 dans la cohorte d’apprentissage et de 0,842 dans la cohorte de validation externe. Une charge plus élevée de biomarqueurs combinés était associée à une longueur tumorale d’au moins 5 cm, à une maladie pT3–4, à une métastase ganglionnaire et à un stade tumeur-nœud-métastase III–IV. Dans l’analyse de survie, une forte charge combinée de biomarqueurs a prédit indépendamment une survie globale et une survie sans progression moins bonnes, après ajustement aux principaux facteurs clinico-pathologiques. Le modèle pronostique intégré, combinant la charge de biomarqueurs et les variables clinico-pathologiques, s’est révélé supérieur au stade tumeur-nœud-métastase seul, avec un indice C de 0,792 dans la cohorte d’apprentissage et de 0,761 dans la cohorte de validation externe. Ces résultats soutiennent l’utilisation du panel sérique composé de l’antigène carcino-embryonnaire, de l’antigène du carcinome épidermoïde et de l’antigène carbonhydraté 125 comme complément pratique et non invasif à l’évaluation préthérapeutique et à la stratification individualisée du risque dans le carcinome épidermoïde de l’œsophage.

Introduction

Le carcinome épidermoïde de l'œsophage est un sous-type histologique majeur du cancer de l'œsophage et constitue toujours un fardeau clinique important en Asie de l'Est, en particulier en Chine¹. Bien que le diagnostic endoscopique, l'évaluation par imagerie, la chirurgie, la chimioradiothérapie et le traitement systémique aient amélioré la prise en charge clinique, le pronostic reste insatisfaisant pour de nombreux patients². Une raison importante est que la maladie est souvent détectée après qu'une invasion locale ou une dissémination ganglionnaire s'est déjà produite³. Une autre raison est que les patients atteints du même stade tumeur-noeud-métastase peuvent néanmoins présenter des différences en matière de réponse au traitement, de risque de récidive et de résultat en termes de survie⁴. Ces différences indiquent que le stade anatomique seul ne peut pas entièrement décrire la variabilité biologique du carcinome épidermoïde de l'œsophage.

L'évaluation clinique actuelle repose principalement sur l'endoscopie avec biopsie, le bilan d'extension radiologique et l'analyse pathologique postopératoire. Ces méthodes sont indispensables, mais présentent des limites lorsqu'elles sont utilisées pour un suivi répété, l'estimation du risque avant traitement ou un dépistage de grande ampleur. L'endoscopie est invasive et moins adaptée à un suivi fréquent, tandis que la tomodensitométrie et l'échographie endoscopique peuvent manquer des invasions minimes ou de petites lésions métastatiques⁵. Les modèles pronostiques basés sur l'imagerie et les marqueurs moléculaires ont amélioré la prédiction du risque dans le carcinome épidermoïde de l'œsophage, mais beaucoup nécessitent des plateformes spécialisées, un post-traitement d'images, un séquençage tissulaire ou des flux de travail informatiques qui ne sont pas systématiquement disponibles dans tous les laboratoires cliniques^6,7. Une approche sanguine peu coûteuse et répétable pourrait donc fournir des informations complémentaires utiles, notamment lorsque les cliniciens ont besoin d'une stratification du risque avant traitement définitif.

Les marqueurs tumoraux sériques sont intéressants dans ce contexte car ils sont couramment disponibles, peu invasifs et faciles à répéter. L'antigène carcino-embryonnaire reflète la charge tumorale et une différenciation cellulaire anormale, tandis que l'antigène du carcinome épidermoïde est plus étroitement associé à la transformation maligne de l'épithélium pavimenteux⁸. L'antigène carbonhydraté 125 a été associé à l'activité inflammatoire systémique, à l'atteinte séreuse et à la progression de la maladie dans plusieurs types de tumeurs malignes⁹. Ces marqueurs ne représentent pas le même signal biologique. Au contraire, ils pourraient refléter des dimensions partiellement superposées mais distinctes de la charge tumorale, du phénotype pavimenteux, de la réponse systémique et de l'interaction hôte-tumeur. Pour cette raison, un panel combiné pourrait être plus performant qu'un marqueur unique lorsque l'objectif est d'identifier un carcinome épidermoïde de l'œsophage et d'évaluer le risque clinique¹⁰.

Des études antérieures ont évalué les marqueurs tumoraux sériques, les indicateurs inflammatoires, les signatures d'imagerie, les profils moléculaires et les modèles pronostiques composites dans le carcinome épidermoïde de l'œsophage et les cancers gastro-intestinaux associés^11,12. Cependant, de nombreux modèles publiés se concentrent soit sur le diagnostic, soit sur le pronostic, utilisent des cohortes monocentriques, manquent de validation externe indépendante ou fournissent peu de détails sur la transformation des marqueurs, le choix des seuils, l'étalonnage et la reproductibilité du modèle. L'originalité de la présente étude réside dans le développement d'un panel sérique pratique composé de trois marqueurs, utilisant l'antigène carcino-embryonnaire, l'antigène du carcinome épidermoïde et l'antigène carbonhydraté 125, mesurés de routine, afin d'aider à la fois à la discrimination diagnostique et à la stratification du risque pronostique dans un flux de travail commun à deux centres. Le modèle a été développé à partir d'une cohorte d'hôpital tertiaire, puis testé sans réajustement sur une cohorte indépendante d'un centre communautaire, permettant ainsi d'évaluer sa stabilité dans différents contextes cliniques.

Cette étude a mis au point et validé un panel combiné de biomarqueurs sériques basé sur l'antigène carcino-embryonnaire, l'antigène du carcinome épidermoïde et l'antigène carbonhydraté 125. L'analyse a suivi deux objectifs liés. Le premier était d'évaluer si le panel combiné améliorait la discrimination diagnostique entre le carcinome épidermoïde de l'œsophage et les témoins non malins, par rapport aux marqueurs sériques individuels. Le second était de déterminer si la charge préthérapeutique combinée des biomarqueurs ajoutait des informations pronostiques supplémentaires par rapport aux variables clinicopathologiques conventionnelles et au stade tumoral-nodal-métastatique. Cette structure a permis à l'étude d'évaluer si un panel de biomarqueurs sériques couramment disponible pouvait servir d'adjonct non invasif au diagnostic histopathologique, à l'évaluation par imagerie et au bilan d'étendue anatomique lors de l'évaluation clinique préthérapeutique.

Protocole

Cette étude impliquant des participants humains, des dossiers cliniques et des échantillons de sérum a été menée conformément à la Déclaration d'Helsinki et aux exigences institutionnelles relatives à la recherche sur des sujets humains¹³. Le protocole de l'étude a été examiné et approuvé par l'Hôpital provincial de médecine chinoise du Jiangsu sous le numéro d'approbation CJ28J12-45. Pour les données cliniques anonymisées et les échantillons résiduels de sérum collectés de façon rétrospective, l'exigence de consentement éclairé écrit supplémentaire a été levée conformément aux règlements éthiques institutionnels. Pour les échantillons collectés de façon prospective, un consentement éclairé écrit a été obtenu avant l'inclusion. Toutes les informations concernant les participants et les échantillons de sérum ont été anonymisées avant l'analyse. Des identifiants d'étude ont été utilisés pour la liaison des données, et aucune information permettant d'identifier une personne n'a été incluse dans le jeu de données analytique.

Conception de l'étude et répartition de la cohorte

Cette étude observationnelle rétrospective à deux centres a évalué la valeur diagnostique et pronostique d'un panel combiné de biomarqueurs sériques incluant l'antigène carcino-embryonnaire (CEA), l'antigène du carcinome épidermoïde (SCC-Ag) et l'antigène carbonhydraté 125 (CA125) dans le carcinome épidermoïde de l'œsophage (ESCC). Des données rétrospectives ont été extraites des dossiers cliniques éligibles et des échantillons sériques résiduels pré-thérapeutiques, tandis qu'un recrutement prospectif a permis de collecter des échantillons sériques supplémentaires pré-thérapeutiques et d'achever le suivi dans le cadre du même protocole d'étude. Les participants ont été recrutés dans un hôpital tertiaire et un centre de santé communautaire entre janvier 2021 et décembre 2024, avec un suivi poursuivi jusqu'au 31 décembre 2025. Le centre A, un hôpital tertiaire, a constitué la cohorte d'apprentissage destinée au développement du modèle, à l'estimation des coefficients, à la sélection des seuils de coupure et à la validation interne. Le centre B, un centre de santé communautaire, a servi de cohorte de validation externe. L'étude a été rapportée conformément aux recommandations du guide Transparent Reporting of a multivariable prediction model for Individual Prognosis or Diagnosis (TRIPOD)¹⁴.

Un total de 277 participants a été inclus, dont 194 provenant du centre A et 83 du centre B. La cohorte d'entraînement comprenait 114 patients atteints de CÉO, 40 témoins présentant une maladie bénigne de l'œsophage et 40 témoins sains. La cohorte de validation externe comprenait 53 patients atteints de CÉO, 15 témoins présentant une maladie bénigne de l'œsophage et 15 témoins sains. Une répartition par centre a été utilisée à la place d'une division aléatoire afin de réduire les fuites d'information et tester la stabilité du modèle dans un cadre clinique indépendant. L'analyse diagnostique a comparé les taux sériques de CEA, de SCC-Ag et de CA125 chez les patients atteints de CÉO, les patients souffrant d'une maladie bénigne de l'œsophage et les témoins sains. L'analyse pronostique a été limitée aux patients atteints de CÉO et a évalué si la charge combinée de biomarqueurs améliorait la stratification du risque de survie globale (OS) et de survie sans progression (PFS). Le schéma de l'étude, le dépistage des participants, l'attribution des cohortes, le protocole de biomarqueurs sériques, l'élaboration du modèle diagnostique, la validation externe et la comparaison des modèles pronostiques sont résumés dans Figure 1.

Le flux des participants a inclus le dépistage, les exclusions, le regroupement diagnostique et l'affectation par centre. Au total, 326 individus ont été dépistés. Quarante-neuf individus ont été exclus, dont 12 ayant reçu un traitement antitumoral avant le prélèvement sanguin, 8 présentant une autre malignité primaire, 9 souffrant d'une infection grave, d'une maladie auto-immune ou de comorbidités non contrôlées susceptibles d'affecter les marqueurs tumoraux sériques, 11 présentant une interférence due à l'hémolyse, à la lipémie ou à la jaunisse, un volume sérique insuffisant ou un intervalle prolongé de traitement, et 9 ayant des données cliniques, pathologiques ou de suivi essentielles manquantes. La population finale destinée à l'analyse comprenait 277 participants : 167 patients atteints de CÉÉK, 55 témoins présentant une maladie œsophagienne bénigne et 55 témoins sains.

Raisonnement relatif à la taille de l'échantillon

La taille de l'échantillon a été déterminée par la disponibilité consécutive des participants éligibles, des échantillons sériques prétraitement et des informations de suivi pendant la période d'étude prédéfinie. Le modèle diagnostique utilisait trois biomarqueurs sériques continus comme prédicteurs candidats. Dans la cohorte d'apprentissage, 114 cas de CMOE et 80 témoins non CMOE étaient disponibles, soit 38,0 cas de CMOE et 26,7 témoins non CMOE par prédicteur biomarqueur candidat. Ceci permettait une régression logistique en faible dimension et réduisait le risque de surajustement. La cohorte de validation externe comprenait 53 cas de CMOE et 30 témoins non CMOE et a été utilisée uniquement pour la validation, sans réestimation des coefficients. La justification de la taille de l'échantillon était conforme aux principes actuels des modèles de prédiction, qui mettent l'accent sur la fréquence de l'issue, le nombre de paramètres prédicteurs candidats, la performance attendue du modèle et la validation indépendante, plutôt que sur la division aléatoire des données¹⁵.

Inscription des participants, critères d'éligibilité et collecte des données

Les participants ont été inclus de manière continue pendant la période d'étude. Dans le Centre A, les patients atteints de CEC ont été recrutés auprès des services de chirurgie thoracique, de gastro-entérologie et d'oncologie. Dans le Centre B, les patients atteints de CEC ont été identifiés par le biais de dépistages communautaires, de dossiers de suivi ou de voies de référence, et ont été inclus uniquement lorsque la confirmation histologique et des échantillons sériques préthérapeutiques étaient disponibles. Les témoins présentant des affections bénignes de l'œsophage ont été recrutés parmi les personnes ayant subi une gastroscopie pour dysphagie, symptômes de reflux ou anomalies œsophagiennes suspectées, et dont les résultats histologiques étaient non cancéreux. Les témoins sains ont été sélectionnés parmi les examens de santé de routine réalisés durant la même période et ne présentaient aucun antécédent de malignité, d'infection active, de dysfonctionnement hépatique ou rénal sévère, ni d'anomalies occupant un espace œsophagien visibles à l'imagerie ou à l'endoscopie.

Les patients atteints de CMOE étaient éligibles s'ils présentaient un CMOE primitif confirmé par biopsie gastroscope ou par examen anatomopathologique postopératoire, n'avaient reçu aucun traitement antitumoral avant le prélèvement sanguin, et disposaient de données cliniques de base complètes, de dossiers histopathologiques et d'échantillons sériques préthérapeutiques. Les participants étaient exclus s'ils présentaient une autre tumeur primitive, un traitement antitumoral antérieur au prélèvement sanguin, une infection aiguë sévère, une maladie auto-immune active, des comorbidités non contrôlées susceptibles d'affecter les taux sériques des marqueurs tumoraux, une hémolyse visible, une lipémie, une interférence due à l'ictère, un volume sérique insuffisant, des variables cliniques essentielles manquantes ou des données de suivi indisponibles. L'analyse pronostique était limitée aux patients atteints de CMOE pour lesquels le stade tumour-nodule-métastase (TNM) était disponible ainsi que des critères de survie ou de progression mesurables. Les patients dont le suivi était inférieur à 6 mois étaient conservés si un décès ou une progression survenait durant cette période.

Les variables de base comprenaient l'âge, le sexe, les antécédents de tabagisme, les antécédents de consommation d'alcool, l'indice de masse corporelle, le centre participant, le groupe diagnostique, le type de lésion et les taux sériques de CEA, de SCC-Ag et de CA125. Chez les patients atteints de CNEE, des variables supplémentaires comprenaient le site tumoral, la longueur de la tumeur, la différenciation histologique, la profondeur d'envahissement, le statut ganglionnaire, le stade TNM, l'envahissement lymphovasculaire, le mode de traitement initial, la récidive, la progression, le statut de survie et la date du dernier suivi. Les antécédents de tabagisme étaient définis comme un tabagisme actuel ou un tabagisme régulier antérieur d'au moins 100 cigarettes au cours de la vie. Les antécédents de consommation d'alcool étaient définis comme une consommation d'alcool d'au moins une fois par semaine pendant plus de 6 mois. Le stade TNM a été déterminé selon la huitième édition du système de stadification du American Joint Committee on Cancer/Union pour le contrôle international du cancer pour le cancer de l'œsophage¹⁶. Les coupes histologiques des cas de CNEE et de lésions bénignes ont été examinées indépendamment par deux pathologistes seniors, et toute divergence a été tranchée par un troisième pathologiste.

Deux chercheurs formés ont extrait indépendamment des informations cliniques à partir des dossiers médicaux électroniques, des comptes rendus d'anatomie pathologique, des systèmes d'information de laboratoire, des dossiers de traitement, des comptes rendus de suivi et des registres de déclaration des décès, en utilisant un dictionnaire de données prédéfini. Les divergences ont été résolues par vérification des documents d'origine, un troisième chercheur prenant la décision finale si nécessaire. L'emplacement de la tumeur a été classé comme œsophage thoracique supérieur, moyen ou inférieur. La différenciation histologique a été classée comme bien différenciée, modérément différenciée ou peu différenciée. Les unités des variables continues ont été standardisées entre les deux centres participants avant l'analyse.

Prélèvement sanguin, traitement du sérum et dosage des biomarqueurs

Tous les prélèvements sanguins ont été effectués avant le traitement initial, dans un délai de 7 jours suivant la confirmation histologique, et au moins 3 jours avant le début du traitement. Des échantillons de sang veineux périphérique de 5 à 8 mL ont été recueillis entre 7h00 et 9h00 du matin, après un jeûne nocturne, à l’aide de tubes avec séparation sérique. Le prélèvement était reporté si le participant avait reçu une transfusion sanguine, une perfusion d’albumine en grande quantité ou un geste invasif dans les 72 heures précédant le prélèvement. Les échantillons étaient laissés à coaguler à température ambiante pendant 30 minutes, puis centrifugés à 1 500 × g pendant 10 minutes. Le sérum était séparé et réparti en aliquotes dans 3 à 5 tubes portant une étiquette à code-barres, avec 300 à 500 µL par aliquote. Les aliquotes étaient conservées à −80 °C jusqu’à l’analyse, et aucune aliquote n’était soumise à plus d’un cycle de décongélation-congélation. Les échantillons présentant une hémolyse visible, une lipémie, une interférence due à l’ictère, un volume insuffisant ou un délai supérieur à 2 heures entre le prélèvement et la congélation étaient exclus.

Les taux sériques de CEA, de SCC-Ag et de CA125 ont été mesurés à l’aide de systèmes automatisés de dosage immuno-enzymatique par chimiluminescence, conformément aux instructions des fabricants. Les aliquotes sériques ont été décongelées à 4 °C avant l’analyse, doucement mélangées, puis analysées en une seule série, chaque fois que possible. Si un dosage par lots était nécessaire, l’ordre des échantillons était organisé de manière à éviter un regroupement systématique selon le statut de la maladie, le centre, le stade pathologique ou le résultat du suivi. Les échantillons dont les valeurs dépassaient la plage de mesure analytique ont été dilués et testés à nouveau conformément aux instructions du réactif. Le personnel de laboratoire était aveugle quant au groupe des participants, au stade pathologique, au statut de traitement et au résultat du suivi.

Les seuils cliniques étaient de 5,0 ng/mL pour l'ACE, de 1,5 ng/mL pour l'Ag-CEC et de 35 U/mL pour le CA125, selon les normes locales du laboratoire et les intervalles de référence des fabricants. Ces seuils ont été utilisés pour définir l'élévation des marqueurs et une charge élevée combinée de biomarqueurs dans les analyses d'association clinicopathologique et de stratification de la survie. Pour la classification diagnostique, des seuils déterminés par les données ont été choisis uniquement dans la cohorte d'apprentissage à l'aide de l'indice de Youden, puis appliqués sans modification à la cohorte de validation externe. L'étalonnage de l'appareil et le contrôle interne de qualité ont été effectués avant les analyses. Des contrôles à haut et à bas niveau ont été inclus chaque jour d'analyse, et les tests n'ont été poursuivis que lorsque les résultats du contrôle qualité se situaient dans la plage acceptée.

La reproductibilité inter-essais et inter-centres a été évaluée avant l'analyse finale du modèle à l'aide d'aliquots sériques de raccordement analysés en aveugle et de matériaux de contrôle qualité habituels. Un jeu de raccordement composé de 30 aliquots sériques analysés en aveugle a été testé selon les deux protocoles de laboratoire. Les coefficients de variation inter-centres étaient de 4,8 % pour l'ACE, de 5,6 % pour l'Ag-CCS et de 5,1 % pour le CA125. Les coefficients de corrélation intraclasse correspondants étaient de 0,94 pour l'ACE, de 0,92 pour l'Ag-CCS et de 0,93 pour le CA125. Aucune recalibration spécifique au centre n'a été effectuée, car aucun écart systématique n'a dépassé la plage prédéfinie de contrôle qualité du laboratoire. Les valeurs finales des biomarqueurs ont été harmonisées à l'aide d'une standardisation unitaire et d'une standardisation statistique basée sur le lot d'apprentissage avant la construction du modèle.

Définition combinée des biomarqueurs et construction du modèle

Le panel combiné de biomarqueurs sériques comprenait l'ACE, l'AgCC et le CA125. Pour l'analyse d'association clinicopathologique et la stratification de survie selon Kaplan-Meier, chaque marqueur était classé comme élevé ou non élevé selon le seuil clinique prédéfini. Une forte charge combinée de biomarqueurs était définie par l'élévation d'au moins deux des trois marqueurs. Pour la modélisation diagnostique et pronostique, les trois biomarqueurs ont été conservés comme variables continues, transformés à l'aide du logarithme népérien, puis normalisés à l'aide de la moyenne et de l'écart type du groupe d'apprentissage. Les mêmes paramètres de transformation ont été appliqués au groupe de validation externe.

Les biomarqueurs normalisés et transformés logarithmiquement ont été calculés à l'aide des paramètres suivants de la cohorte d'apprentissage :

zlnCEA = (lnCEA - 1,42)/0,71

zlnSCC - Ag = (lnSCC - Ag - 0,28)/0,57

zlnCA125 = (lnCA125 - 3,05)/0,62

Le panel diagnostique combiné a été construit à l'aide d'une régression logistique multivariée dans la cohorte d'apprentissage. Le prédicteur linéaire diagnostique a été calculé comme suit :

LPdiagnostic = -0,46 + 0,59 × zlnCEA + 1,05 × zlnSCC - Ag+0,42 × zlnCA125

La probabilité prédite individuelle de CECO a été calculée comme suit :

PESCC = 1/1+exp(-LPdiagnostic)

Le seuil diagnostique optimal pour le panel combiné était de 0,57, sélectionné dans la cohorte d'entraînement à l'aide de l'indice de Youden et appliqué sans modification lors de la validation externe.

Le score pronostique basé sur les biomarqueurs a été établi à l'aide d'un modèle de risques proportionnels de Cox. Le modèle reposant uniquement sur le stade TNM a servi de comparateur pour le stadage anatomique. Le modèle basé sur les biomarqueurs utilisait la charge combinée de biomarqueurs. Le modèle clinico-pathologique intégrait l'âge, la longueur de la tumeur, la différenciation histologique, le stade pT, le statut ganglionnaire et le mode de traitement initial. Le modèle intégré ajoutait une forte charge combinée de biomarqueurs au modèle clinico-pathologique. Pour la survie globale (OS), le prédicteur linéaire pronostique intégré a été calculé comme suit :

LPOS = 0,33 × âge ≥65 ans + 0,36 × longueur de la tumeur ≥5 cm + 0,25 × différenciation pauvre + 0,31 × pT3

- 4 étapes + 0,66 × métastase ganglionnaire

-0,58 × chirurgie radicale - traitement basé

+0,81 × highcombinedbiomarkerburden

Pour le SFP, le prédicteur linéaire pronostique intégré a été calculé comme suit :

LPPFS = 0,27 × âge ≥ 65 ans + 0,31 × longueur de la tumeur ≥ 5 cm  + 0,24 × différenciation pauvre + 0,25 × pT3

-4 étapes + 0,55 × métastase ganglionnaire

- 0,46 × traitement basé sur la chirurgie radicale

+0,71 × highcombinedbiomarkerburden

Toutes les variables binaires dans les équations pronostiques ont été codées par 1 lorsqu'elles étaient présentes et par 0 lorsqu'elles étaient absentes. Tous les coefficients, paramètres de standardisation et seuils ont été estimés à partir de la cohorte d'apprentissage et appliqués directement à la cohorte de validation externe sans réajustement.

Paramètres diagnostiques et pronostiques

Le diagnostic pathologique a été utilisé comme critère de référence diagnostique. Le critère de jugement diagnostique principal était la discrimination entre le CÉRŒ et les témoins non CÉRŒ, incluant les maladies œsophagiennes bénignes et les témoins sains. Les critères de jugement diagnostiques secondaires comprenaient la discrimination entre le CÉRŒ et les maladies œsophagiennes bénignes, le CÉRŒ et les témoins sains, ainsi que le CÉRŒ précoce et les témoins non malignes. Le CÉRŒ précoce était défini comme une maladie de stade TNM I–II. La performance diagnostique a été évaluée à l'aide de courbes caractéristiques de fonctionnement du récepteur, de la surface sous la courbe, de la sensibilité, de la spécificité, de la valeur prédictive positive, de la valeur prédictive négative, de l'exactitude, du score F1, des courbes précision-rappel, des courbes de calibration, des scores de Brier, des intercepts de calibration, des pentes de calibration et de l'analyse de courbe de décision.

L'analyse pronostique a été réalisée uniquement chez les patients atteints de CMOE. Le critère de jugement pronostique principal était la survie globale (SG), définie comme l'intervalle entre la date du premier traitement antitumoral définitif et le décès pour toute cause. Le critère de jugement pronostique secondaire était la survie sans progression (SSP), définie comme l'intervalle entre le premier traitement et la progression documentée de la maladie, la récidive ou le décès. Chez les patients ayant bénéficié d'une chirurgie radicale, la récidive locale, la métastase à distance ou le décès lié à la tumeur étaient considérés comme un événement de SSP en l'absence de lésion résiduelle après la chirurgie. Chez les patients recevant une chimioradiothérapie définitive ou un traitement palliatif, la progression était déterminée selon les résultats d'imagerie, l'évaluation endoscopique et l'évaluation clinique.

Les données de suivi ont été obtenues par le biais de consultations externes, de dossiers d'hospitalisation, de dossiers de suivi en communauté, de dossiers de référence et de contacts téléphoniques. Les patients ont été suivis tous les 3 mois pendant les 2 premières années suivant le traitement, tous les 6 mois entre la 3e et la 5e année, puis annuellement par la suite. Les patients sans décès, récidive ou progression à la date finale de suivi ont été censurés à la date de leur dernier contact confirmé. Les événements relatifs aux résultats ont été examinés indépendamment par deux investigateurs. Lorsque les dates des événements différaient selon les sources, les rapports d'imagerie, les dossiers de sortie, les rapports endoscopiques, les documents de référence et les registres de déclaration de décès ont été consultés afin de déterminer la date finale de l'événement. La date limite de suivi était fixée au 31 décembre 2025 pour les deux centres participants.

Analyse statistique

L'analyse statistique a été réalisée à l'aide de R 4.3.2 et SPSS 27.0. Les variables continues ont été résumées par la moyenne ± l'écart type ou la médiane (intervalle interquartile), selon la distribution. Les variables catégorielles ont été résumées par des effectifs et des pourcentages. Les comparaisons entre groupes ont été effectuées à l'aide du test t pour échantillons indépendants, du test de Mann-Whitney U, de l'analyse de variance à un facteur, du test de Kruskal-Wallis, du test du chi-deux ou du test exact de Fisher, selon les cas. Les données manquantes ont été évaluées avant la construction des modèles. Les participants présentant des données manquantes concernant le statut diagnostique clé, les valeurs des biomarqueurs avant traitement, le stade TNM ou les données sur la survie/la progression ont été exclus conformément aux critères d'éligibilité prédéfinis. Les covariables non essentielles présentant moins de 5,0 % de données manquantes ont été traitées par imputation multiple par équations chaînées, avec 20 jeux de données imputées et 20 itérations¹⁷. Les modèles d'imputation comprenaient le groupe diagnostique, le centre, l'âge, le sexe, les antécédents de tabagisme, la consommation d'alcool, les valeurs des biomarqueurs, le stade TNM, le mode de traitement, le statut de survie globale, le statut de survie sans progression et la durée de suivi. Des analyses sur cas complets ont été menées comme analyses de sensibilité.

Le modèle diagnostique a été développé à partir de la cohorte d'apprentissage. Des courbes caractéristiques de fonctionnement du récepteur ont été utilisées pour calculer la surface sous la courbe, la sensibilité, la spécificité, la valeur prédictive positive, la valeur prédictive négative, l'exactitude et le score F1. Les surfaces sous la courbe ont été comparées à l'aide du test de DeLong¹⁸. Des courbes précision-rappel ont été utilisées comme évaluation diagnostique complémentaire. La calibration a été évaluée à l'aide de courbes de calibration, des scores de Brier, des intercepts de calibration et des pentes de calibration. L'utilité clinique a été évaluée par une analyse de courbe de décision¹⁹. Une validation interne a été réalisée à l'aide de 1 000 rééchantillonnages bootstrap afin d'estimer la discrimination et la calibration corrigées de l'optimisme. Une validation externe a été effectuée en appliquant directement à partir de la cohorte d'apprentissage l'équation, les paramètres de standardisation et le seuil au Centre B, sans réajustement.

Pour l'analyse pronostique, des courbes de Kaplan-Meier ont été générées afin de comparer la survie globale (OS) et la survie sans progression (PFS) entre les groupes selon la charge de biomarqueurs, et le test du log-rank a été utilisé pour évaluer les différences en matière de survie. Une régression de Cox aux risques proportionnels a été utilisée pour estimer les rapports de risques instantanés (hazard ratios) et les intervalles de confiance à 95 %. Les variables présentant une pertinence clinique ainsi que celles associées aux résultats dans l'analyse univariée ont été prises en compte pour les modèles multivariés. La performance des modèles a été évaluée à l'aide de l'indice C de Harrell, des courbes caractéristiques de fonctionnement du récepteur (ROC) dépendantes du temps, des courbes de calibration, des scores de Brier et de l'analyse de courbe décisionnelle²⁰. La calibration pronostique a été évaluée à 1, 3 et 5 ans. L'hypothèse de proportionnalité des risques a été vérifiée à l'aide des résidus de Schoenfeld et des graphiques de survie log-moins-log²¹. Les valeurs P globales du test de Schoenfeld étaient de 0,42 pour le modèle de survie globale et de 0,37 pour le modèle de survie sans progression. La multicolinéarité a été évaluée à l'aide des facteurs d'inflation de la variance avant l'interprétation finale du modèle, et toutes les variables candidates retenues dans les modèles diagnostiques et pronostiques finaux présentaient des facteurs d'inflation de la variance inférieurs à 2,1. La valeur pronostique ajoutée par rapport au stade TNM et aux modèles clinicopathologiques conventionnels a été évaluée à l'aide de l'amélioration nette de la reclassification (net reclassification improvement) et de l'amélioration de discrimination intégrée (integrated discrimination improvement). Les paramètres des modèles estimés dans la cohorte d'apprentissage ont été appliqués à la cohorte de validation externe sans réajustement²². Tous les tests étaient bilatéraux, et une valeur de P < 0,05 a été considérée comme statistiquement significative.

Résultats

Flux des participants et reproductibilité des tests

Un total de 326 individus ont été dépistés, dont 49 ont été exclus : 12 avaient reçu un traitement antitumoral avant le prélèvement sanguin, 8 présentaient une autre tumeur primitive, 9 souffraient d'une infection sévère, d'une maladie auto-immune ou de comorbidités non contrôlées susceptibles d'affecter les marqueurs tumoraux sériques, 11 présentaient une hémolyse, une lipémie, une interférence due à l'ictère, un volume sérique insuffisant ou un intervalle prolongé de traitement, et 9 présentaient des données cliniques, pathologiques ou de suivi essentielles manquantes. La population analytique finale comprenait 277 participants : 167 patients atteints d'un carcinome épidermoïde de l'œsophage (CEŒ), 55 patients souffrant d'une maladie œsophagienne bénigne et 55 témoins sains. Le centre A a fourni 194 participants pour la cohorte d'apprentissage, et le centre B a fourni 83 participants pour la cohorte de validation externe. Le flux des participants, l'attribution des cohortes, le déroulement des tests des biomarqueurs, l'élaboration du modèle diagnostique, la validation externe et le cadre de modélisation pronostique sont présentés dans Figure 1, et les détails du dépistage et des exclusions sont résumés dans le tableau supplémentaire 1.

La reproductibilité inter-essais et inter-centres a été évaluée à l'aide de 30 aliquots sériques appariés analysés en aveugle. Les coefficients de variation inter-centres étaient de 4,8 % pour l'antigène carcino-embryonnaire (CEA), de 5,6 % pour l'antigène du carcinome épidermoïde (SCC-Ag) et de 5,1 % pour l'antigène carbonhydraté 125 (CA125). Les coefficients de corrélation intraclasse correspondants étaient respectivement de 0,94, 0,92 et 0,93. Aucune recalibration spécifique à un centre n'était nécessaire avant la standardisation statistique et l'élaboration du modèle. Les résultats concernant la reproductibilité des dosages sont fournis dans le Tableau supplémentaire 2.

Caractéristiques de base de la population étudiée

L'âge médian de l'ensemble de la population était de 59 ans (IQ, 53–66 ans), et 198 participants (71,5 %) étaient de sexe masculin. Un tabagisme actuel ou antérieur a été signalé chez 141 participants (50,9 %), et une consommation actuelle ou antérieure d'alcool a été signalée chez 127 participants (45,8 %). La cohorte comprenait 167 patients atteints de CMOE (60,3 %), 55 patients souffrant d'une maladie œsophagienne bénigne (19,9 %) et 55 témoins sains (19,9 %). Les taux médians sériques de CEA, de SCC-Ag et de CA125 étaient respectivement de 3,9 ng/mL (IQ, 2,0–6,6 ng/mL), de 1,4 ng/mL (IQ, 0,8–2,3 ng/mL) et de 22,8 U/mL (IQ, 13,9–35,7 U/mL). L'âge, le sexe, les antécédents de tabagisme, la consommation d'alcool, le groupe diagnostique et les taux initiaux des biomarqueurs sériques étaient comparables entre les cohortes d'apprentissage et de validation externe (Tableau 1).

Parmi les 167 patients atteints de CNEE, l'âge médian était de 61 ans (écart interquartile, 55–68 ans), et 133 patients (79,6 %) étaient de sexe masculin. Les tumeurs étaient le plus fréquemment localisées dans l'œsophage thoracique moyen (89/167, 53,3 %), suivies de l'œsophage thoracique inférieur (56/167, 33,5 %) et de l'œsophage thoracique supérieur (22/167, 13,2 %). Les tumeurs modérément différenciées et peu différenciées représentaient respectivement 81 cas (48,5 %) et 66 cas (39,5 %). La longueur de la tumeur était d'au moins 5 cm chez 68 patients (40,7 %), une maladie pT3–4 était présente chez 121 patients (72,5 %), une métastase ganglionnaire était observée chez 100 patients (59,9 %), et une maladie au stade III–IV de la classification TNM (tumeur-nodule-métastase) était constatée chez 111 patients (66,5 %). Une invasion lymphovasculaire avait été identifiée chez 65 patients (38,9 %). Le traitement initial consistait en une chirurgie radicale avec ou sans thérapie adjuvante chez 113 patients (67,7 %), en une chimioradiothérapie définitive chez 32 patients (19,2 %), et en un traitement systémique palliatif ou un traitement de soutien chez 22 patients (13,2 %). Les principales variables clinicopathologiques étaient comparables entre les cohortes d'entraînement et de validation externe de patients atteints de CNEE (Tableau 2).

Répartition multidimensionnelle des biomarqueurs sériques entre les groupes d'étude

Les distributions du CEA sérique, de l'Ag-CEC et du CA125 différaient entre les patients atteints de CNEE, les témoins souffrant de maladies bénignes de l'œsophage et les témoins sains (Figure 2). Après transformation logarithmique, les trois biomarqueurs présentaient des concentrations plus élevées dans le groupe CNEE que dans les deux groupes non malignes. La concentration médiane de CEA était de 5,2 ng/mL chez les patients atteints de CNEE, contre 2,4 ng/mL chez les témoins souffrant de maladies bénignes de l'œsophage et 1,9 ng/mL chez les témoins sains. La concentration médiane d'Ag-CEC était de 1,9 ng/mL chez les patients atteints de CNEE, contre 0,9 ng/mL et 0,7 ng/mL dans les deux autres groupes. La concentration médiane de CA125 était de 28,9 U/mL chez les patients atteints de CNEE, contre 18,7 U/mL et 16,1 U/mL dans les autres groupes. Les distributions spécifiques à chaque groupe des biomarqueurs sériques sont résumées dans le Tableau supplémentaire 3.

La CEA et l'Ag-SCC ont montré une meilleure distinction entre l'ECJO et les témoins non malignes que le CA125. Dans la distribution bidimensionnelle des valeurs de CEA et d'Ag-SCC après transformation logarithmique, les échantillons d'ECJO étaient plus fréquemment concentrés dans la région des valeurs élevées, tandis que les témoins sains se regroupaient davantage dans la région des valeurs basses. Un fardeau élevé combiné de biomarqueurs, défini par l'élévation d'au moins deux des trois marqueurs, a été observé chez 61 des 167 patients atteints d'ECJO (36,5 %), chez 8 des 55 témoins présentant une maladie œsophagienne bénigne (14,5 %) et chez 4 des 55 témoins sains (7,3 %). La répartition du fardeau élevé de biomarqueurs différait significativement entre les trois groupes (P < 0,001), comme indiqué également dans le Tableau supplémentaire 3.

Développement de la signature diagnostique combinée dans la cohorte d'entraînement

La signature diagnostique combinée a été développée dans le groupe d'entraînement à l'aide des valeurs de CEA, de SCC-Ag et de CA125 transformées par logarithme (Figure 3). Une analyse de corrélation par paires a révélé des corrélations positives modérées entre les trois marqueurs. La corrélation la plus forte a été observée entre le CEA et le SCC-Ag (r = 0,58), suivie de celle entre le SCC-Ag et le CA125 (r = 0,47) et entre le CEA et le CA125 (r = 0,41), ce qui soutient une modélisation conjointe sans considérer les marqueurs comme des mesures interchangeables.

En régression logistique univariée, l'ACE, l'Ag-SCC et le CA125 étaient chacun associés au statut de CCE, avec des rapports de cotes de 2,81, 3,94 et 2,14, respectivement. Dans le modèle diagnostique multivarié, l'Ag-SCC présentait l'effet ajusté le plus important (RC, 2,87 ; IC à 95 %, 1,62–5,09 ; P < 0,001), suivi par l'ACE (RC, 1,80 ; IC à 95 %, 1,19–2,72 ; P = 0,006) et le CA125 (RC, 1,52 ; IC à 95 %, 1,03–2,25 ; P = 0,034). Les coefficients du modèle diagnostique sont résumés dans le Tableau supplémentaire 4. Le prédicteur linéaire diagnostique final était :

LPdiagnostic = -0,46 + 0,59 × zlnCEA + 1,05 × zlnSCC - Ag + 0,42 × zlnCA125

La probabilité prédite individuelle de CCE a été calculée comme suit :

PESCC = 1/1 + exp( -LPdiagnostic )

La distribution de probabilité prédite par le modèle diagnostique combiné a montré une séparation entre les participants atteints de CMOE et ceux qui ne le sont pas. Le seuil optimal était de 0,57. À ce seuil, le modèle combiné a atteint une aire sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur (AUC) de 0,869 (IC à 95 %, 0,817–0,921), avec une valeur prédictive positive de 85,8 % et une valeur prédictive négative de 73,0 % dans la cohorte d'entraînement.

Performance diagnostique et validation externe du panneau combiné de biomarqueurs

Dans le groupe d'apprentissage, l'Ag-CEC a présenté la performance diagnostique la plus élevée parmi les trois biomarqueurs individuels, avec une AUC de 0,802 (IC à 95 %, 0,735–0,869). Les AUC pour l'ACE et la CA125 étaient respectivement de 0,711 (IC à 95 %, 0,635–0,786) et de 0,668 (IC à 95 %, 0,591–0,744). Le panel combiné a atteint la discrimination globale la plus élevée, avec une AUC de 0,869 (IC à 95 %, 0,817–0,921), une sensibilité de 79,8 %, une spécificité de 81,2 %, une valeur prédictive positive de 85,8 %, une valeur prédictive négative de 73,0 %, une exactitude de 80,4 % et un score F1 de 82,7 % (Tableau 3).

Les courbes caractéristiques de fonctionnement du récepteur ont confirmé une discrimination diagnostique supérieure du panneau combiné par rapport aux biomarqueurs individuels (Figure 4A). Au seuil optimal de 0,57, le panneau combiné a montré une sensibilité de 79,8 % et une spécificité de 81,2 %. La surface sous la courbe (AUC) du panneau combiné était significativement plus élevée que celle de l'antigène de cellules squameuses (SCC-Ag) seul (P = 0,032). Une validation interne par rééchantillonnage bootstrap avec 1 000 répétitions a donné une AUC corrigée de l'optimisme de 0,856, une pente de calibration corrigée de l'optimisme de 0,97 et un score de Brier corrigé de l'optimisme de 0,154. Les estimations de validation interne sont fournies dans le Tableau supplémentaire 4.

Dans la cohorte de validation externe, l'analyse précision-rappel a montré la plus grande précision moyenne pour distinguer le CÉRE de sujets sains (AP = 0,912 ; Figure 4B). La précision moyenne était de 0,863 pour CÉRE contre non-CÉRE et de 0,841 pour CÉRE contre maladie bénigne de l'œsophage. La précision moyenne pour le CÉRE au stade précoce contre les témoins non malignes était de 0,535. L'analyse de calibration a révélé un bon accord entre les probabilités prédites et les résultats observés dans les deux cohortes (Figure 4C). Le score de Brier était de 0,148, avec une pente de calibration de 1,02 et un intercept de 0,01 dans la cohorte d'apprentissage. Dans la cohorte de validation externe, le score de Brier était de 0,164, avec une pente de calibration de 0,93 et un intercept de calibration de −0,04. L'analyse de la courbe de décision a montré un bénéfice net supérieur pour le panneau combiné par rapport aux stratégies de traitement de tous et de traitement d'aucun, pour la plupart des seuils de probabilité (Figure 4D).

Les résultats de la validation externe sont résumés dans le Tableau 4. Le panel combiné a atteint une AUC de 0,842 (IC à 95 %, 0,753–0,930) pour ESCC par rapport au non-ESCC, avec une sensibilité de 75,5 %, une spécificité de 76,7 %, une exactitude de 75,9 %, un score de Brier de 0,164, une pente de calibration de 0,93 et un bénéfice net de 0,218 à une probabilité seuil de 0,30. Les AUC étaient de 0,801 (IC à 95 %, 0,686–0,916) pour ESCC par rapport aux maladies bénignes de l’œsophage, de 0,889 (IC à 95 %, 0,800–0,979) pour ESCC par rapport aux témoins sains, et de 0,818 (IC à 95 %, 0,704–0,932) pour le stade précoce d’ESCC par rapport aux témoins non malignes. La spécificité la plus élevée a été observée pour ESCC par rapport aux témoins sains (86,7 %), tandis que le stade précoce d’ESCC par rapport aux témoins non malignes a montré une sensibilité de 70,6 % et une spécificité de 78,3 %.

Profil d'association clinicopathologique du panneau combiné de biomarqueurs dans le CMOE

L'association entre l'élévation des biomarqueurs sériques et les caractéristiques clinicopathologiques a été évaluée chez des patients atteints de CNEO (Tableau 5). L'âge et le sexe ont montré une association limitée avec l'élévation individuelle des biomarqueurs. Les patients âgés d'au moins 65 ans présentaient une proportion plus élevée de charge élevée combinée de biomarqueurs que ceux âgés de moins de 65 ans (47,6 % contre 29,8 % ; P = 0,028), tandis que le sexe n'était pas associé à l'élévation individuelle des biomarqueurs ni à la charge combinée de biomarqueurs.

Les variables liées à la tumeur présentaient des associations plus fortes avec l'élévation des biomarqueurs. Une forte charge combinée de biomarqueurs était présente chez 50,0 % des patients dont la longueur de la tumeur était d'au moins 5 cm, contre 27,3 % chez les patients dont la longueur de la tumeur était inférieure à 5 cm (P = 0,004). Une forte charge combinée de biomarqueurs était également plus fréquente chez les patients présentant une différenciation faible que chez ceux ayant une différenciation bonne ou modérée (50,0 % contre 28,2 % ; P = 0,006), chez les patients atteints d'une maladie pT3–4 par rapport à ceux atteints d'une maladie pT1–2 (42,1 % contre 21,7 % ; P = 0,011), chez les patients présentant une métastase ganglionnaire par rapport à ceux sans métastase ganglionnaire (43,0 % contre 26,9 % ; P = 0,038), et chez les patients atteints d'une maladie de stade TNM III–IV par rapport à ceux atteints d'une maladie de stade TNM I–II (43,2 % contre 23,2 % ; P = 0,009).

La visualisation au niveau du patient a montré que des scores de risque combinés plus élevés étaient associés à des caractéristiques clinicopathologiques plus avancées (Figure 5A). Les patients ayant des scores plus élevés étaient plus fréquemment classés comme pT3–4, positifs aux ganglions lymphatiques, peu différenciés ou stade TNM III–IV. L'analyse en boîte à moustaches a révélé une distribution ascendante des biomarqueurs chez les patients présentant une longueur tumorale plus importante, une faible différenciation, une maladie pT3–4, une positivité ganglionnaire et un stade TNM III–IV (Figure 5B). Le diagramme de Sankey a montré que les patients présentant deux ou trois biomarqueurs élevés étaient plus souvent classés au stade TNM III–IV, tandis que les patients sans biomarqueur élevé étaient plus souvent classés au stade TNM I–II (Figure 5C). L'association entre la charge combinée des biomarqueurs et la répartition selon le stade TNM était statistiquement significative (P < 0,001).

Stratification pronostique basée sur le panel combiné de biomarqueurs sériques

Le temps médian de suivi des patients atteints de CIEO était de 34 mois. Au cours du suivi, 78 décès et 96 événements liés à la survie sans progression ont été enregistrés. Les détails relatifs au suivi et aux événements sont résumés dans le Tableau supplémentaire 5. Une forte charge combinée de biomarqueurs était associée à des résultats de survie moins favorables. Dans la régression de Cox univariée, une forte charge combinée de biomarqueurs était associée à un risque accru de décès (HR, 2,91 ; IC à 95 %, 1,89–4,46 ; P < 0,001) et de progression ou de décès (HR, 2,63 ; IC à 95 %, 1,80–3,84 ; P < 0,001). Après ajustement pour l'âge, la longueur de la tumeur, le degré de différenciation, le stade pT, la présence de métastases ganglionnaires et le mode de traitement, une forte charge combinée de biomarqueurs restait indépendamment associée à la survie globale (SG ; HR, 2,24 ; IC à 95 %, 1,41–3,54 ; P = 0,001) et à la survie sans progression (SSP ; HR, 2,03 ; IC à 95 %, 1,35–3,05 ; P = 0,001). En revanche, les taux élevés de CEA, de SCC-Ag et de CA125 n'étaient plus statistiquement significatifs lorsqu'ils étaient inclus individuellement dans les modèles multivariés. Les résultats de la régression de Cox sont résumés dans le Tableau 6.

L'analyse de Kaplan-Meier a montré une nette séparation entre les groupes présentant une charge élevée et faible de biomarqueurs combinés (Figure 6A,B). La survie globale médiane était de 38 mois dans le groupe à faible charge et de 19 mois dans le groupe à forte charge (test log-rank P < 0,001). La survie sans progression médiane était de 28 mois dans le groupe à faible charge et de 13 mois dans le groupe à forte charge (test log-rank P < 0,001). Le modèle pronostique intégré présentait une discrimination dépendante du temps supérieure à celle du stade TNM seul (Figure 6C), avec des AUC de 0,829, 0,806 et 0,781 à 1, 3 et 5 ans, respectivement, contre 0,701, 0,676 et 0,648 pour le stade TNM seul. L'amélioration de l'indice C par rapport au stade TNM seul était de 0,130 dans la cohorte d'apprentissage et de 0,120 dans la cohorte de validation externe. La carte thermique de suivi a montré une mortalité cumulative croissante selon les strates de risque (Figure 6D). Dans le tertile à faible risque, les probabilités de mortalité cumulative étaient de 6 %, 12 %, 24 %, 37 % et 52 % à 6, 12, 24, 36 et 60 mois, respectivement. Les probabilités correspondantes étaient de 14 %, 26 %, 44 %, 59 % et 74 % dans le tertile à risque intermédiaire et de 28 %, 47 %, 68 %, 82 % et 91 % dans le tertile à haut risque.

Validation externe et utilité pronostique supplémentaire du modèle intégré

Le modèle intégré a montré la plus forte discrimination pronostique parmi les modèles évalués dans les deux cohortes. Dans la cohorte d'apprentissage, l'indice C était de 0,792 pour le modèle intégré, contre 0,736 pour le modèle clinicopathologique, 0,703 pour le panel de biomarqueurs seul et 0,662 pour le stade TNM seul. Dans la cohorte de validation externe, l'indice C du modèle intégré était de 0,761, contre 0,708, 0,681 et 0,641 pour les autres modèles. Les AUC dépendants du temps ont également été plus favorables pour le modèle intégré. Dans la cohorte d'apprentissage, le modèle intégré a atteint des AUC de 0,829, 0,806 et 0,781 à 1, 3 et 5 ans, respectivement. Dans la cohorte de validation externe, les AUC correspondantes étaient de 0,801, 0,774 et 0,748. Par rapport au stade TNM seul, le modèle intégré a montré un NRI de +0,274 et un IDI de +0,102. La validation interne par rééchantillonnage avec remise a donné un indice C corrigé de l'optimisme de 0,779 pour le modèle intégré. Les métriques de performance des modèles sont présentées dans le tableau 7, et des résultats supplémentaires de validation pronostique sont fournis dans le tableau supplémentaire 5.

Le graphique de comparaison des modèles a montré l'indice C de Harrell le plus élevé pour le modèle intégré dans les deux cohortes (Figure 7A). Le nomogramme intégrait l'âge, la longueur de la tumeur, la différenciation histologique, le stade pT, le statut ganglionnaire, le mode de traitement initial et la charge élevée combinée de biomarqueurs pour estimer les probabilités de survie globale (OS) à 1, 3 et 5 ans (Figure 7B). Dans la cohorte de validation externe, les courbes de calibration pour la survie globale à 1, 3 et 5 ans étaient proches de la ligne de référence idéale (Figure 7C). Les scores de Brier étaient respectivement de 0,141, 0,164 et 0,178, avec des pentes de calibration de 0,97, 0,93 et 0,91. L'analyse de la courbe décisionnelle a montré que le modèle intégré offrait un bénéfice net supérieur par rapport au stade TNM seul, au modèle clinico-pathologique, ainsi qu'aux stratégies de traitement systématique ou d'absence de traitement, sur la plage principale des probabilités seuils (Figure 7D). À une probabilité seuil de 0,30, le bénéfice net était de 0,181 pour le modèle intégré, contre 0,139 pour le modèle clinico-pathologique et 0,117 pour le stade TNM seul. Ces résultats de calibration et d'analyse de la courbe décisionnelle sont résumés dans le Tableau 5 supplémentaire.

DISPONIBILITÉ DES DONNÉES :

Les jeux de données générés et analysés au cours de la présente étude sont accessibles publiquement dans le dépôt Figshare : https://doi.org/10.6084/m9.figshare.33154580.v1.

Figure 1 : Conception de l'étude et flux analytique. Vue schématique du dépistage des participants, de l'affectation aux cohortes, de la mesure des biomarqueurs sériques, du développement du modèle diagnostique, de la validation externe et de la construction du modèle pronostique. Le Centre A a servi de cohorte d'apprentissage, et le Centre B a servi de cohorte de validation externe. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.

Figure 2 : Répartition des biomarqueurs sériques CEA, SCC-Ag et CA125 selon les groupes d'étude. (A) Graphiques en violon et boîtes à moustaches montrant les concentrations log-transformées des biomarqueurs sériques chez les patients atteints de CEPG, les témoins souffrant de maladies bénignes de l'œsophage et les témoins sains. (B) Distribution bivariée des valeurs log-transformées du CEA et du SCC-Ag. (C) Graphique en radar résumant le profil combiné des biomarqueurs selon les groupes diagnostiques. (D) Répartition de la charge en biomarqueurs élevés selon les groupes diagnostiques. CEA = antigène carcino-embryonnaire ; SCC-Ag = antigène du carcinome épidermoïde ; CA125 = antigène carbonhydraté 125 ; ESCC = carcinome épidermoïde de l'œsophage. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.

Figure 3 : Élaboration de la signature diagnostique combinée dans la cohorte d'apprentissage. (A) Carte thermique de corrélation des valeurs de CEA, SCC-Ag et CA125 après transformation logarithmique. (B) Résultats de la régression logistique univariée et multivariée pour les biomarqueurs individuels et le modèle diagnostique combiné. (C) Distribution des probabilités prédites pour les participants atteints de CIEO et ceux qui n'en sont pas atteints, selon le modèle diagnostique combiné. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.

Figure 4 : Performance diagnostique et validation externe du panel combiné de biomarqueurs. (A) Courbes caractéristiques de fonctionnement du récepteur comparant les biomarqueurs individuels et le panel combiné dans la cohorte d'apprentissage. (B) Courbes précision-rappel dans différents scénarios de validation externe. (C) Graphiques de calibration pour les cohortes d'apprentissage et de validation externe. (D) Analyse de la courbe de décision montrant le bénéfice net selon les probabilités seuils. ROC = courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.

Figure 5 : Profil d'association clinicopathologique du panel combiné de biomarqueurs dans le CMOE. (A) Paysage au niveau des patients des scores de risque combinés, des concentrations sériques des biomarqueurs et des caractéristiques clinicopathologiques. (B) Boîtes à moustaches montrant la répartition des biomarqueurs selon les principaux sous-groupes clinicopathologiques. (C) Diagramme de Sankey illustrant la relation entre la charge élevée de biomarqueurs et le stade TNM. TNM = tumeur-nœud-métastase. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.

Figure 6 : Stratification pronostique basée sur la charge combinée en biomarqueurs. (A) Courbes de Kaplan-Meier pour la survie globale selon la charge combinée en biomarqueurs. (B) Courbes de Kaplan-Meier pour la survie sans progression selon la charge combinée en biomarqueurs. (C) Courbes caractéristiques de fonctionnement du récepteur en fonction du temps comparant le modèle intégré au stade TNM seul. (D) Carte thermique montrant les probabilités cumulées de mortalité selon les tertiles de risque et les points temporels de suivi. OS = survie globale ; PFS = survie sans progression. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.

Figure 7 : Validation externe et traduction clinique du modèle pronostique intégré. (A) Comparaison de l'indice C de Harrell entre les différents modèles pronostiques dans les cohortes d'apprentissage et de validation externe. (B) Nomogramme intégrant l'âge, la longueur de la tumeur, la différenciation histologique, le stade pT, le statut ganglionnaire, le mode de traitement initial et la charge élevée combinée de biomarqueurs pour estimer la survie globale à 1, 3 et 5 ans. (C) Courbes de calibration de la validation externe pour la survie globale à 1, 3 et 5 ans. (D) Analyse de la courbe de décision comparant le modèle intégré au stade TNM seul, au modèle clinico-pathologique, et aux stratégies de traitement systématique ou d'absence de traitement. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.

Variable	Ensemble (n = 277)	Cohorte d'entraînement, Centre A (n = 194)	Cohorte externe de validation, Centre B (n = 83)	Valeur p
Âge, années, médiane (IQ)	59 (53–66)	59 (52–65)	60 (54–67)	0.284
Sexe masculin, n (%)	198 (71,5)	137 (70,6)	61 (73,5)	0.622
Fumeur actuel ou ancien, n (%)	141 (50,9)	95 (49,0)	46 (55,4)	0.321
Consommation actuelle ou antérieure d'alcool, n (%)	127 (45,8)	87 (44,8)	40 (48,2)	0.603
Groupe diagnostique, n (%)				0.701
CCEO	167 (60,3)	114 (58,8)	53 (63,9)
Maladie bénigne de l'œsophage	55 (19,9)	40 (20,6)	15 (18,1)
Témoins sains	55 (19,9)	40 (20,6)	15 (18,1)
CEA sérique, ng/mL, médiane (IQ)	3,9 (2,0–6,6)	3,8 (1,9–6,4)	4,1 (2,1–6,8)	0.367
Ag SCC sérique, ng/mL, médiane (IQ)	1,4 (0,8–2,3)	1,4 (0,8–2,2)	1,5 (0,9–2,4)	0.418
CA125 sérique, U/mL, médiane (IQ)	22,8 (13,9–35,7)	22,4 (13,5–34,9)	23,6 (14,6–36,8)	0.447

Tableau 1 : Caractéristiques de base des participants dans les cohortes d'entraînement et de validation externe. Les caractéristiques démographiques, la composition des cohortes et les taux sériques initiaux de CEA, de SCC-Ag et de CA125 sont résumés pour l'ensemble de la population, la cohorte d'entraînement et la cohorte de validation externe.

Variable	ECSC global (n = 167)	Cohorte d'entraînement (n = 114)	Cohorte externe de validation (n = 53)	Valeur p
Âge, années, médiane (EIQ)	61 (55–68)	61 (55–67)	62 (56–68)	0.386
Sexe masculin, n (%)	133 (79,6)	91 (79,8)	42 (79,2)	0,931
Fumeur actuel ou ancien, n (%)	110 (65,9)	74 (64,9)	36 (67,9)	0,701
Consommation actuelle ou antérieure d'alcool, n (%)	95 (56,9)	66 (57,9)	29 (54,7)	0,688
Localisation de la tumeur, n (%)				0,879
Thoracique supérieure	22 (13,2)	15 (13,2)	7 (13,2)
Thoracique moyenne	89 (53,3)	60 (52,6)	29 (54,7)
Thoracique inférieure	56 (33,5)	39 (34,2)	17 (32,1)
Différenciation histologique, n (%)				0,944
Bien différenciée	20 (12,0)	14 (12,3)	6 (11,3)
Moyennement différenciée	81 (48,5)	56 (49,1)	25 (47,2)
Mal différenciée	66 (39,5)	44 (38,6)	22 (41,5)
Longueur de la tumeur ≥5 cm, n (%)	68 (40,7)	45 (39,5)	23 (43,4)	0,621
Stade pT3–4, n (%)	121 (72,5)	82 (71,9)	39 (73,6)	0,821
Métastase ganglionnaire, n (%)	100 (59,9)	68 (59,6)	32 (60,4)	0,924
Stade TNM III–IV, n (%)	111 (66,5)	75 (65,8)	36 (67,9)	0,785
Envahissement lymphovasculaire, n (%)	65 (38,9)	42 (36,8)	23 (43,4)	0,404
Modalité de traitement primaire, n (%)				0,753
Chirurgie radicale ± thérapie adjuvante	113 (67,7)	79 (69,3)	34 (64,2)
Chimioradiothérapie définitive	32 (19,2)	21 (18,4)	11 (20,8)
Traitement systémique ou palliatif de soutien	22 (13,2)	14 (12,3)	8 (15,1)

Tableau 2 : Caractéristiques clinicopathologiques des patients atteints de CCE dans les cohortes d'apprentissage et de validation externe. La localisation tumorale, la différenciation histologique, la longueur de la tumeur, le stade pT, le statut ganglionnaire, le stade TNM, l'invasion lymphovasculaire et le mode de traitement primaire sont comparés entre les patients atteints de CCE des cohortes d'apprentissage et de validation externe.

Modèle	Coupure optimale	AUC (IC à 95 %)	Sensibilité (%)	Spécificité (%)	VPN (%)	VPP (%)	Précision (%)	Score F1 (%)
CEA	4,85 ng/mL	0,711 (0,635–0,786)	58,8	76,2	77,9	56,6	66,2	67,1
SCC-Ag	1,52 ng/mL	0,802 (0,735–0,869)	70,2	78,8	82,5	65,6	73,8	76,1
CA125	31,8 U/mL	0,668 (0,591–0,744)	44,7	82,5	78,5	52,4	60,3	57
Panneau combiné	0,57	0,869 (0,817–0,921)	79,8	81,2	85,8	73	80,4	82,7

Tableau 3 : Précision diagnostique des biomarqueurs individuels et du panel combiné de biomarqueurs sériques dans la cohorte d'apprentissage. La performance diagnostique est rapportée à l'aide du seuil optimal, de l'aire sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur, de la sensibilité, de la spécificité, de la valeur prédictive positive, de la valeur prédictive négative, de l'exactitude et du score F1.

Comparaison	AUC (IC à 95 %)	Sensibilité, %	Spécificité, %	Précision, %	Score de Brier	Pente de calibration	Bénéfice net à une probabilité seuil de 0,30
CEOE vs non-CEOE	0.842 (0.753–0.930)	75,5	76,7	75,9	0,164	0,93	0,218
CEOE vs maladie bénigne de l'œsophage	0.801 (0.686–0.916)	73,6	73,3	73,5	0,171	0,9	0,196
CEOE vs témoins sains	0.889 (0.800–0.979)	77,4	86,7	79,5	0,122	0,97	0,252
CEOE précoce vs témoins non malignes	0.818 (0.704–0.932)	70,6	78,3	76,3	0,153	0,89	0,173

Tableau 4 : Validation externe des performances diagnostiques du panel combiné de biomarqueurs sériques. Les performances du modèle sont résumées selon quatre scénarios diagnostiques : CNEE versus non-CNEE, CNEE versus maladies bénignes de l’œsophage, CNEE versus témoins sains, et CNEE de stade précoce versus témoins non malignes.

Caractéristique	Catégorie	CEA élevé (n %)	SCC-Ag élevé (n %)	CA125 élevé (n %)	Charge combinée élevée (n %)	P pour CEA	P pour SCC-Ag	P pour CA125	P pour charge combinée
Âge	<65 ans (n = 104)	40 (38,5)	54 (51,9)	29 (27,9)	31 (29,8)	0,129	0,108	0,151	0,028
	≥65 ans (n = 63)	32 (50,8)	41 (65,1)	25 (39,7)	30 (47,6)
Sexe	Féminin (n = 34)	13 (38,2)	17 (50,0)	13 (38,2)	12 (35,3)	0,513	0,367	0,402	0,871
	Masculin (n = 133)	59 (44,4)	78 (58,6)	41 (30,8)	49 (36,8)
Longueur de la tumeur	<5 cm (n = 99)	35 (35,4)	49 (49,5)	24 (24,2)	27 (27,3)	0,015	0,021	0,009	0,004
	≥5 cm (n = 68)	37 (54,4)	46 (67,6)	30 (44,1)	34 (50,0)
Différenciation	Bien/moyenne (n = 103)	38 (36,9)	52 (50,5)	27 (26,2)	29 (28,2)	0,018	0,032	0,027	0,006
	Médiocre (n = 64)	34 (53,1)	43 (67,2)	27 (42,2)	32 (50,0)
Stade pT	pT1–2 (n = 46)	13 (28,3)	20 (43,5)	9 (19,6)	10 (21,7)	0,016	0,028	0,036	0,011
	pT3–4 (n = 121)	59 (48,8)	75 (62,0)	45 (37,2)	51 (42,1)
Statut ganglionnaire	Négatif (n = 67)	21 (31,3)	31 (46,3)	15 (22,4)	18 (26,9)	0,012	0,025	0,021	0,038
	Positif (n = 100)	51 (51,0)	64 (64,0)	39 (39,0)	43 (43,0)
Stade TNM	I–II (n = 56)	16 (28,6)	25 (44,6)	11 (19,6)	13 (23,2)	0,008	0,021	0,014	0,009
	III–IV (n = 111)	56 (50,5)	70 (63,1)	43 (38,7)	48 (43,2)

Tableau 5 : Associations entre l'élévation des biomarqueurs sériques et les caractéristiques clinicopathologiques chez les patients atteints de CCE. Les proportions d'élévation de la CEA, de l'Ag-CC, de la CA125 et d'une forte charge combinée de biomarqueurs sont comparées entre les sous-groupes démographiques et liés à la tumeur.

Variable	HR univariée pour la SG (IC à 95 %)	Valeur P	HR multivariée pour la SG (IC à 95 %)	Valeur P	HR univariée pour la SSP (IC à 95 %)	Valeur P	HR multivariée pour la SSP (IC à 95 %)	Valeur P
Âge ≥65 ans	1.52 (1.01–2.31)	0.046	1.39 (0.90–2.14)	0.138	1.41 (0.97–2.06)	0.074	1.31 (0.88–1.95)	0.186
Sexe masculin	1.18 (0.67–2.08)	0.566	—	—	1.13 (0.69–1.84)	0.632	—	—
Longueur tumorale ≥5 cm	1.89 (1.25–2.86)	0.003	1.44 (0.93–2.23)	0.103	1.76 (1.22–2.55)	0.003	1.36 (0.92–2.01)	0.122
Mauvaise différenciation	1.63 (1.07–2.47)	0.024	1.29 (0.84–1.99)	0.245	1.58 (1.09–2.28)	0.016	1.27 (0.86–1.87)	0.228
Stade pT3–4	2.04 (1.19–3.49)	0.009	1.36 (0.76–2.44)	0.304	1.92 (1.18–3.11)	0.009	1.29 (0.77–2.18)	0.335
Métastase ganglionnaire	2.46 (1.50–4.03)	<0.001	1.94 (1.15–3.28)	0.013	2.12 (1.37–3.28)	0.001	1.73 (1.08–2.79)	0.023
Traitement basé sur une chirurgie radicale	0.43 (0.28–0.65)	<0.001	0.56 (0.36–0.88)	0.012	0.51 (0.35–0.74)	<0.001	0.63 (0.43–0.94)	0.024
CEA élevée	1.88 (1.24–2.85)	0.003	1.34 (0.86–2.10)	0.199	1.71 (1.18–2.49)	0.005	1.26 (0.84–1.88)	0.267
SCC-Ag élevée	1.95 (1.25–3.03)	0.003	1.29 (0.80–2.08)	0.302	1.82 (1.22–2.72)	0.004	1.25 (0.81–1.93)	0.315
CA125 élevé	1.79 (1.16–2.78)	0.009	1.21 (0.76–1.93)	0.421	1.68 (1.13–2.50)	0.011	1.18 (0.77–1.82)	0.446
Charge élevée combinée de biomarqueurs	2.91 (1.89–4.46)	<0.001	2.24 (1.41–3.54)	0.001	2.63 (1.80–3.84)	<0.001	2.03 (1.35–3.05)	0.001

Tableau 6 : Analyses de régression de Cox univariées et multivariées pour la survie globale et la survie sans progression. Les rapports de risques et les intervalles de confiance à 95 % sont présentés pour les variables clinicopathologiques, l'élévation individuelle des biomarqueurs et la charge élevée combinée de biomarqueurs.

Modèle	C-index du groupe d'entraînement	AUC à 1 an du groupe d'entraînement	AUC à 3 ans du groupe d'entraînement	AUC à 5 ans du groupe d'entraînement	C-index de la validation externe	AUC à 1 an de la validation externe	AUC à 3 ans de la validation externe	AUC à 5 ans de la validation externe	NRI par rapport au TNM	IDI par rapport au TNM
Stade TNM seul	0.662	0.701	0.676	0.648	0.641	0.672	0.651	0.628	—	—
Panneau de biomarqueurs seul	0.703	0.744	0.713	0.689	0.681	0.709	0.687	0.666	0.118	0.049
Modèle clinico-pathologique	0.736	0.772	0.748	0.721	0.708	0.741	0.719	0.694	0.153	0.061
Modèle intégré	0.792	0.829	0.806	0.781	0.761	0.801	0.774	0.748	0.274	0.102

Tableau 7 : Performances prédictives de différents modèles pronostiques dans les cohortes d'apprentissage et de validation externe. L'indice C de Harrell, la surface sous la courbe dépendante du temps, l'amélioration nette de la reclassification et l'amélioration intégrée de la discrimination sont comparés entre le stade TNM seul, le panel de biomarqueurs seul, le modèle clinico-pathologique et le modèle intégré.

Tableau supplémentaire 1 : Dépistage des participants, critères d'exclusion et répartition de la cohorte finale. Les nombres de dépistage, les motifs d'exclusion, la population analytique finale, la répartition par groupe diagnostique et l'allocation de la cohorte par centre sont résumés.Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.

Tableau supplémentaire 2 : Reproductibilité inter-essais et inter-centres des mesures des biomarqueurs sériques. Les résultats des tests effectués sur des aliquotes sériques appariées en aveugle sont résumés à l’aide des coefficients de variation inter-centres et des coefficients de corrélation intra-classes pour l’ACE, l’Ag-CC et le CA125.Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.

Tableau supplémentaire 3 : Répartition des biomarqueurs sériques et charge combinée de biomarqueurs selon les groupes diagnostiques. Les répartitions spécifiques aux groupes des biomarqueurs sériques CEA, SCC-Ag et CA125, ainsi que la proportion de patients présentant une charge élevée combinée de biomarqueurs, sont résumées pour les patients atteints de CIEO, les témoins souffrant de maladies œsophagiennes bénignes et les témoins sains.Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.

Tableau supplémentaire 4 : Coefficients du modèle diagnostique et validation interne par rééchantillonnage bootstrap. Le coefficient d'ordonnée à l'origine du modèle diagnostique, les coefficients des biomarqueurs, les estimations de régression logistique univariée et multivariée, le seuil déterminé sur le groupe d'apprentissage, le nombre de rééchantillonnages bootstrap, l'aire sous la courbe corrigée pour l'optimisme, la pente de calibration et le score de Brier sont résumés.Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.

Tableau supplémentaire 5 : Suivi, mortalité à un moment donné, calibration et résultats de la courbe de décision pour la validation pronostique. La durée de suivi, les événements de survie, la médiane de la survie globale (OS) et de la survie sans progression (PFS) selon les groupes de charge en biomarqueurs ; l'amélioration de l'indice C ; l'indice C corrigé pour l'optimisme ; les probabilités cumulatives de mortalité à un moment donné ; les scores de Brier de validation externe ; les pentes de calibration ; ainsi que les estimations du bénéfice net de la courbe de décision sont résumés.Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.

Discussion

Cette étude multicentrique a mis au point et validé externement un panel combiné de biomarqueurs sériques intégrant l'ACE, l'Ag-SCC et le CA125 pour l'évaluation diagnostique et pronostique du CNEO. Le panel combiné s'est révélé supérieur à chacun des biomarqueurs individuels pour distinguer le CNEO des témoins non malins et a conservé une discrimination acceptable dans la cohorte de validation externe. Ce résultat est conforme aux études antérieures sur le CNEO, qui montrent que les marqueurs tumoraux sériques peuvent fournir des informations diagnostiques et pronostiques cliniquement pertinentes, bien que la performance d'un marqueur unique soit souvent limitée par le chevauchement biologique entre les affections malignes et non malignes^23,24. La principale contribution de cette étude réside donc dans la mise au point d'un protocole reproductible à trois marqueurs qui intègre le diagnostic pré-thérapeutique, la corrélation clinicopathologique et la stratification de la survie dans un cadre analytique unique.

Les performances améliorées du panel combiné sont biologiquement plausibles, car l'ACE, l'AgCC et le CA125 reflètent des processus liés aux tumeurs partiellement différents. L'AgCC est étroitement associé au cancer de l'épithélium squameux et a montré la meilleure performance diagnostique individuelle dans cette cohorte. L'ACE pourrait refléter la charge tumorale, le phénotype invasif et l'activité maligne systémique, tandis que le CA125 pourrait capter des signaux plus larges liés à l'inflammation, aux séreuses ou aux maladies avancées, plutôt qu'à la biologie spécifique du CCE^25,26. Les corrélations modérées entre les trois biomarqueurs suggèrent que ces marqueurs sont liés mais non redondants, ce qui soutient une modélisation conjointe plutôt qu'une dépendance à une seule mesure circulante.

Une forte charge combinée de biomarqueurs était associée à des tumeurs de plus grande taille, à une maladie de stade pT3–4, à une métastase ganglionnaire et à une maladie de stade TNM III–IV, indiquant que le panel captait plus qu’un simple signal diagnostique binaire. Ce profil présente une pertinence clinique, car le stade anatomique reste central dans la prise en charge du CNEO, mais les patients appartenant au même stade peuvent tout de même présenter des différences en termes d’agressivité tumorale, de charge systémique et de résultat en survie²⁷. Un profil de biomarqueurs basé sur le sérum pourrait donc aider à affiner l’évaluation du risque avant le traitement, notamment lorsque les cliniciens ont besoin d’informations supplémentaires avant une chirurgie, une radiochimiothérapie définitive, un traitement systémique ou un suivi intensifié. Dans l’analyse de survie, une forte charge combinée de biomarqueurs est restée indépendamment associée à une moins bonne survie globale (OS) et à une moins bonne survie sans progression (PFS) après ajustement pour les principales variables clinicopathologiques, et le modèle intégré a montré un indice C plus élevé et des AUC dépendant du temps supérieures à celles du stade TNM seul²⁸.

Par rapport aux modèles basés sur l'imagerie, la radiomique, l'expression génique ou la multi-omique, le panel actuel présente des avantages pratiques mais un champ biologique plus restreint. Les modèles de radiomique et de transcriptomique peuvent capter l'hétérogénéité spatiale, les caractéristiques du microenvironnement tumoral et les sous-types moléculaires, et certains ont montré une performance pronostique prometteuse dans le carcinome épidermoïde de l'œsophage (CECO)^29,30. Toutefois, ces approches nécessitent souvent des protocoles d'imagerie standardisés, des pipelines informatiques avancés, des échantillons tissulaires de haute qualité, des plateformes de séquençage ou un soutien bioinformatique spécialisé. En revanche, l'ACE, l'Ag-CEC et le CA125 sont couramment mesurés dans de nombreux laboratoires cliniques, sont relativement peu coûteux et peuvent être répétés lors du suivi. La valeur clinique du présent panel réside donc dans son accessibilité et sa compatibilité avec les flux de travail, et non dans sa capacité à remplacer l'imagerie, l'histopathologie, le profilage moléculaire ou le stade TNM.

Les analyses de calibration et de courbe de décision appuient une traduction clinique prudente. Le modèle diagnostique combiné a montré une calibration acceptable dans les cohortes d'apprentissage et de validation externe, et l'analyse de courbe de décision a indiqué un bénéfice net positif dans les plages de seuils cliniquement pertinentes. Le modèle pronostique intégré a également montré une discrimination améliorée et une calibration acceptable lors de la validation externe. Ces résultats sont importants car des modèles présentant une forte discrimination peuvent néanmoins être mal calibrés ou peu utiles sur le plan clinique³¹. En rapportant les valeurs de la C-index, de la AUC, de la calibration, des scores de Brier et des résultats de la courbe de décision, cette étude fournit une évaluation plus complète de la performance du modèle que les études s'appuyant uniquement sur des mesures de discrimination ou sur des rapports de risque.

Plusieurs limites doivent être reconnues. Bien que l'étude ait inclus une validation externe, celle-ci s'est limitée à deux centres, et la cohorte de validation était plus petite que la cohorte d'apprentissage. Les valeurs des biomarqueurs n'ont été mesurées qu'au moment du prélèvement initial avant traitement, de sorte que les modifications longitudinales durant la thérapie néoadjuvante, la chimioradiothérapie, la surveillance postopératoire ou le suivi de récidive n'ont pas été évaluées, bien que les tendances sérielles des marqueurs tumoraux puissent fournir des informations pronostiques supplémentaires³². Le panel sérique n'a pas été comparé directement aux radiomiques, à l'expression génique, à l'ADN tumoral circulant ou à d'autres modèles de biopsie liquide au sein de la même population de patients, et des élévations faussement positives peuvent survenir dans des affections inflammatoires, bénignes ou associées à des comorbidités. En résumé, le panel sérique combiné de CEA, d'Ag-CEC et de CA125 a offert une meilleure discrimination diagnostique que les biomarqueurs individuels, était associé à des caractéristiques clinicopathologiques défavorables et améliorait la stratification pronostique lorsqu'il était ajouté aux variables cliniques conventionnelles. Des validations multicentriques supplémentaires, des évaluations sérielles des biomarqueurs et des comparaisons directes avec des modèles basés sur l'imagerie et les approches moléculaires sont nécessaires avant une mise en œuvre clinique routinière.

Matériaux

Liste des matériaux utilisés dans cet article

Nom	Entreprise	Numéro de catalogue	Commentaires
Accès aux calibrateurs CEA	Beckman Coulter	33205	Étalonnage pour le dosage sérique de l'ACE
Contrôle qualité CEA Access	Beckman Coulter	33029	Contrôle qualité interne quotidien pour le dosage sérique de l'ACE
Kit réactif CEA Access	Beckman Coulter	33200	Mesure de l'ACE sérique sur le système d'immunodosage UniCel DxI 800 Access
Pipette micrométrique réglable, 100–1000 µL	Eppendorf	3123000063	Aliquotation du sérum après centrifugation
Calibrateurs ARCHITECT CA 125 II	Abbott Diagnostics	02K4502	Étalonnage pour le dosage sérique du CA125
Contrôles ARCHITECT CA 125 II	Abbott Diagnostics	02K4511	Contrôle qualité interne quotidien pour le dosage sérique du CA125
Kit réactif ARCHITECT CA 125 II	Abbott Diagnostics	02K4529	Mesure du CA125 sérique sur l'analyseur d'immunodosage ARCHITECT i2000SR
Analyseur d'immunodosage ARCHITECT i2000SR	Abbott Diagnostics	i2000SR	Plateforme automatisée d'immunodosage microparticulaire chimiluminescent pour les tests de l'Ag-SCC et du CA125
Calibrateur ARCHITECT SCC	Abbott Diagnostics	8D1801	Étalonnage pour le dosage sérique de l'Ag-SCC
Contrôles ARCHITECT SCC	Abbott Diagnostics	8D1810	Contrôle qualité interne quotidien pour le dosage sérique de l'Ag-SCC
Kit réactif ARCHITECT SCC	Abbott Diagnostics	8D1828	Mesure de l'Ag-SCC sérique sur l'analyseur d'immunodosage ARCHITECT i2000SR
Imprimante d'étiquettes à code-barres	Brady	BMP51	Étiquetage par code-barres des aliquotes de sérum et des fioles cryogéniques
Aiguille de prélèvement sanguin	BD Biosciences	367286	Prélèvement sanguin veineux périphérique
Boîte de stockage cryogénique	Corning	431131	Stockage organisé des aliquotes de sérum congelées
Fiole cryogénique, 2,0 mL, filetage externe, autoportante	Corning	430659	Stockage des aliquotes de sérum étiquetées par code-barres à −80 °C
Formulaire d'extraction de données et dictionnaire de données prédéfini	Équipe d'étude	Non applicable	Extraction standardisée des variables cliniques, pathologiques, biologiques et de suivi
Package dcurves	Package R	Version 0.4.0	Analyse de courbe décisionnelle et estimation du bénéfice clinique net
Système de dossier médical électronique	Hôpitaux participants	Non applicable	Extraction des données démographiques, cliniques, thérapeutiques et de suivi
Pointes de pipette filtrées, 100–1000 µL	Eppendorf	30073594	Aliquotation du sérum contrôlée contre la contamination
Package ggplot2	Package R	Version 3.5.1	Visualisation statistique et préparation des figures
IBM SPSS Statistics	IBM	Version 27.0	Comparaisons initiales et vérifications statistiques complémentaires
Système de gestion de l'information en laboratoire	Laboratoire des hôpitaux participants	Non applicable	Récupération et liaison des dossiers de tests de biomarqueurs sériques
Package mice	Package R	Version 3.16.0	Imputation multiple par équations enchaînées
package nricens	Package R	Version 1.6	Analyse d'amélioration de la reclassification nette
Système de rapport de pathologie	Hôpitaux participants	Non applicable	Confirmation du diagnostic de CNEE, pathologie bénigne, caractéristiques tumorales et variables liées au stade
Package pROC	Package R	Version 1.18.5	Analyse de la courbe ROC et comparaison selon DeLong
Logiciel statistique R	Fondation R pour l'informatique statistique	Version 4.3.2	Analyse statistique, construction, validation et génération de figures de modèles
Centrifugeuse réfrigérée	Eppendorf	5810 R	Séparation du sérum par centrifugation à 1 500 x g pendant 10 min
Package rms	Package R	Version 6.8-1	Analyse de calibration, construction de nomogrammes et prise en charge du modèle de régression
Tube de prélèvement sanguin avec séparation du sérum, 5 mL	BD Biosciences	367955	Prélèvement de sang veineux périphérique à jeun pour le test de biomarqueurs sériques
Package survival	Package R	Version 3.5-7	Régression de Cox aux risques proportionnels et analyse de survie
Package survminer	Package R	Version 0.4.9	Visualisation de la courbe de Kaplan–Meier
Formulaire de suivi téléphonique	Équipe d'étude	Non applicable	Collecte et vérification des informations sur la survie, la récidive, la progression et la dernière date de contact
Package timeROC	Package R	Version 0.4	Analyse de la courbe ROC dépendante du temps
Congélateur à très basse température	Thermo Fisher Scientific	TSX60086A	Stockage des aliquotes de sérum à −80 °C
Système d'immunodosage UniCel DxI 800 Access	Beckman Coulter	DxI 800	Plateforme automatisée d'immunodosage chimiluminescent pour le test de l'ACE sérique