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

Jun Luo; Yuting Cao; Fei Meng; Changqing Guo

doi:10.3791/72189

Un abonnement JoVE est requis pour visualiser ce contenu. Connectez-vous ou commencez votre période d'essai gratuite.

Article de recherche

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

71 vues

⸱

DOI :

10.3791/72189

⸱

8 septembre 2026

Jun Luo^*¹ , Yuting Cao^*² , Fei Meng¹ , Changqing Guo¹

¹Department of Laboratory Medicine, Jiangsu Province Hospital of Chinese Medicine, Affiliated Hospital of Nanjing University of Chinese Medicine, ²Department of Laboratory Medicine, Nanhu Community Health Service Center, Nanjing

^* These authors contributed equally

Dans cet article

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 cliniques⁶^,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 associés¹¹^,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.

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

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.

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

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 séri...

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

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 f...

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

Déclarations de divulgation

Les auteurs n'ont rien à divulguer.

Remerciements

Les auteurs remercient le personnel du Département de médecine de laboratoire de l'Hôpital provincial de médecine chinoise du Jiangsu, Hôpital affilié de l'Université de médecine chinoise de Nanjing, et du Centre de santé communautaire de Nanhu à Nanjing, pour leur soutien dans la collecte des échantillons, les analyses de laboratoire et la gestion des données.

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

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

Références

Bray F, et al. Global cancer statistics 2022: GLOBOCAN estimates of incidence and mortality worldwide for 36 cancers in 185 countries. CA Cancer J Clin. 2024;74(3):229-263.
Huang Y, et al. Postoperative serum squamous cell carcinoma antigen and carcinoembryonic antigen predict overall survival in surgical patients with esophageal squamous cell carcinoma. Front Oncol. 2023;13:1263990.
Pi Y, et al. Validation of serum cystatin SN detection for diagnosis and poor prognosis of esophageal squamous cell carcinoma. Front Oncol. 2024;14:1337707.
Wang W, et al. A novel molecular and clinical staging model to predict survival for patients with esophageal squamous cell carcinoma. Oncotarget. 2016;7(39):63526-63536.
Puli SR, et al. Staging accuracy of esophageal cancer by endoscopic ultrasound: A meta-analysis and systematic review. World J Gastroenterol. 2008;14(10):1479-1490.
Li T, et al. ESCCPred: A machine learning model for diagnostic prediction of early esophageal squamous cell carcinoma using autoantibody profiles. Br J Cancer. 2024;131(5):883-894.
Guo JC, et al. Protein-coding genes combined with long noncoding RNA as a novel transcriptome molecular staging model to predict the survival of patients with esophageal squamous cell carcinoma. Cancer Commun. 2018;38(1):4.
Kosugi S, et al. Clinical significance of serum carcinoembryonic antigen, carbohydrate antigen 19-9, and squamous cell carcinoma antigen levels in esophageal cancer patients. World J Surg. 2004;28(7):680-685.
Huang C, et al. Clinical significance of serum CA125, CA19-9, CA72-4, and fibrinogen-to-lymphocyte ratio in gastric cancer with peritoneal dissemination. Front Oncol. 2019;9:1159.
Yang Y, et al. Clinical use of tumor biomarkers in prediction for prognosis and chemotherapeutic effect in esophageal squamous cell carcinoma. BMC Cancer. 2019;19(1):526.
Wu LL, et al. Preoperative squamous cell carcinoma antigen and albumin serum levels predict the survival of patients with stage T1-3N0M0 esophageal squamous cell carcinoma: A retrospective observational study. J Cardiothorac Surg. 2020;15(1):115.
Wu LL, et al. Prognostic modeling of patients undergoing surgery alone for esophageal squamous cell carcinoma: A histopathological and computed tomography based quantitative analysis. Front Oncol. 2021;11:565755.
World Medical Association. World Medical Association Declaration of Helsinki: Ethical principles for medical research involving human participants. JAMA. 2025;333(1):71-74.
Moons KGM, et al. Transparent Reporting of a Multivariable Prediction Model for Individual Prognosis or Diagnosis (TRIPOD): Explanation and elaboration. Ann Intern Med. 2015;162(1):W1-W73.
Riley RD, et al. Calculating the sample size required for developing a clinical prediction model. BMJ. 2020;368:m441.
Amin MB, et al., editors. AJCC Cancer Staging Manual. 8th ed. New York, NY: Springer; 2017.
Rubin DB. Multiple Imputation for Nonresponse in Surveys. John Wiley & Sons; New York; 1987.
DeLong ER, DeLong DM, Clarke-Pearson DL. Comparing the areas under two or more correlated receiver operating characteristic curves: A nonparametric approach. Biometrics. 1988;44(3):837-845.
Vickers AJ, Elkin EB. Decision curve analysis: A novel method for evaluating prediction models. Med Decis Making. 2006;26(6):565-574.
Harrell FE Jr, Lee KL, Mark DB. Multivariable prognostic models: Issues in developing models, evaluating assumptions and adequacy, and measuring and reducing errors. Stat Med. 1996;15(4):361-387.
Schoenfeld D. Partial residuals for the proportional hazards regression model. Biometrika. 1982;69(1):239-241.
Royston P, Altman DG. External validation of a Cox prognostic model: Principles and methods. BMC Med Res Methodol. 2013;13:33.
Mao W, et al. Clinical significance of preoperative serum tumor markers in esophageal squamous cell carcinoma. J Cancer Res Ther. 2014;10(Suppl):C179-C185.
Hu J, et al. Prognostic significance of serum carcinoembryonic antigen and squamous cell carcinoma antigen in patients with esophageal squamous cell carcinoma undergoing radical esophagectomy. Transl Cancer Res. 2020;9(4):2460-2471.
Mei X, et al. Predictive significance of CYFRA21-1, squamous cell carcinoma antigen and carcinoembryonic antigen for lymph node metastasis in patients with esophageal squamous cancer. Int J Biol Markers. 2019;34(2):200-204.
Shimada H, et al. Prediction of survival with squamous cell carcinoma antigen in patients with resectable esophageal squamous cell carcinoma. Surgery. 2003;133(5):486-494.
Rice TW, Patil DT, Blackstone EH. 8th edition AJCC/UICC staging of cancers of the esophagus and esophagogastric junction: Application to clinical practice. Ann Cardiothorac Surg. 2017;6(2):119-130.
Qiao Y, et al. Tumor marker index based on preoperative SCC and CYFRA 21-1 is a significant prognostic factor for patients with resectable esophageal squamous cell carcinoma. Cancer Biomark. 2019;25(3):243-250.
Yang M, et al. Computed tomography-based radiomics in predicting T stage and length of esophageal squamous cell carcinoma. Front Oncol. 2021;11:722961.
Ye J, et al. Development and validation of a ferroptosis-related gene signature and nomogram for predicting the prognosis of esophageal squamous cell carcinoma. Front Genet. 2021;12:697524.
Van Calster B, Vickers AJ. Calibration of risk prediction models: Impact on decision-analytic performance. Med Decis Making. 2015;35(2):162-169.
Hong Z, et al. Prognostic value of carcinoembryonic antigen changes before and after operation for esophageal squamous cell carcinoma. World J Surg. 2022;46(11):2725-2732.

Accès restreint. Veuillez vous connecter ou commencer un essai pour afficher ce contenu.

Réimpressions et autorisations

Explorer plus d’articles

Évaluation diagnostique Antigène carcinoembryonnaire Antigène du carcinome épidermoïde Antigène carbohydrate 125 Stratification du risque Régression logistique Modèle à risques proportionnels de Cox