מחקר רטרוספקטיבי זה פיתח מודל חקר לניבוי סיכון להישנות והשווה מעקב מודרך על בסיס סיכון (model-informed risk-guided) למעקב שגרתי לאחר ESD. מעקב מודרך על בסיס סיכון היה קשור לשיעור נמוך יותר של הישנות בתוך 12 חודשים ולתוצאות טובות יותר בהיבטים פסיכולוגיים, ניהול עצמי, תזונה, שביעות רצון וניצול משאבים, אם כי העיצוב הלא-אקראי והיעדר תיקוף חיצוני מגבילים את הפרשנות הסיבתית והניבויית.
מאמר מחקר
פרוטוקול סיעודי למעקב מונחה-סיכון לאחר כריתה תת-רירית אנדוסקופית בסרטן מוקדם של מערכת העיכול
24 צפיות
⸱
11 בספטמבר 2026
במאמר זה
סיכום
תקציר
דיסקציה תת-רירית אנדוסקופית (ESD) נמצאת בשימוש נרחב לסרטן מערכת העיכול בשלבים מוקדמים, אף על פי שחזרה של המחלה לאחר הניתוח נותרת רלוונטית מבחינה קלינית. ערכנו מחקר עקבה רטרוספקטיבי בשני שלבים. קבוצת פיתוח המודל כללה 124 מטופלים שטופלו בין ינואר 2022 לינואר 2023, מתוכם חוו 22 מטופלים חזרה של המחלה. שבעה מדדים פוסט-אופרטיביים רלוונטיים לסיעוד הוכנסו למודל רגרסיה לוגיסטית מרובת משתנים. מכיוון שחלק מהמדדים תועדו במהלך המעקב לאחר הניתוח, המודל פורש כמודל חקר לסיכון לחזרה ולא ככלי פרוגנוסטי בנקודת ההתחלה. השטח האפשרי תחת עקומת מאפייני תפעול המקלט (AUC) היה 0.922 (95% CI, 0.872-0.972); בסף הסתברות של 0.1484, הרגישות הייתה 95.45% והסגוליות הייתה 84.31%, בעוד שתיקוף פנימי בשיטת bootstrap הניב AUC מתוקנן לאופטימיות של 0.884. קבוצת השוואה רטרוספקטית נפרדת כללה 84 מטופלים שטופלו בשנת 2024: 42 קיבלו מעקב מודרך על פי סיכון המבוסס על המודל, ו-42 קיבלו מעקב שגרתי במרווחי זמן קבועים. במהלך 12 חודשים, חזרה של המחלה התרחשה ב-5 מתוך 42 מטופלים (11.90%) וב-13 מתוך 42 מטופלים (30.95%), בהתאמה, מה שמתכתב עם הפרש סיכונים של −19.05 נקודות אחוז (95% CI, -35.55 עד -1.37) וסיכון יחסי של 0.38 (95% CI, 0.15-0.98). משוואות הערכה כלליות (GEE) הראו שינויים חיוביים יותר במצב הפסיכולוגי, בניהול עצמי ובמדדי תזונה בקבוצה המודרכת על פי סיכון, בעוד שאינטראקציות של קבוצה-זמן עבור מדדי ציות לא היו מובהקות. לקבוצה המודרכת על פי סיכון הייתה גם שימוש נמוך יותר במשאבים שנמדדו ושביעות רצון גבוהה יותר מהסיעוד. ממצאים אלה הם קשרים תצפיתיים; מספר האירועים המוגבל, חפיפה זמנית אפשרית בין המנבאים לחזרת המחלה, היעדר תיקוף חיצוני והשוואות לא אקראיות מגבילים את הפרשנות הניבויית והסיבתית.
מבוא
סרטן מערכת העיכול בשלבים מוקדמים נותר נטל בריאותי עולמי משמעותי, עם כ-2 מיליון מקרים חדשים המדווחים מדי שנה, מהם למעלה מ-40% מתרחשים בסין1. כריתה תת-רירית אנדוסקופית (ESD) הפכה לטיפול מרכזי מכיוון שהיא מאפשרת הסרה של הגוש השלם (en bloc) תוך שימור האנטומיה והתפקוד של מערכת העיכול, ודיווחים מצביעים על כך שהשימוש בה בסין עולה על 150,000 פרוצדורות בשנה. עם זאת, עדיין מדווחים על הישנות המחלה ב-15-22% מהחולים בתוך 1–3 שנים לאחר ESD, וזיהוי מאוחר של מחלה חוזרת עלול להוביל לכך שכמעט 60% מחולים אלו יגיעו עם נגעים מתקדמים, ובכך להשפיע לרעה על התוצאים לטווח ארוך2. בפרקטיקה השגרתית, מעקב מבוצע בדרך כלל לפי לוח זמנים קבוע (למשל, "6 חודשים-שנה אחת-שנתיים")3, הנקבע בעיקר על פי השלב הפתולוגי, עם תשומת לב מוגבלת לגורמים שניתן להתערב בהם באמצעות סיעוד, כגון הקפדה על תזונה ומצב פסיכולוגי. נתונים מעידים כי מודל מסורתי זה מוביל לשיעור של 30% של פספוס בזיהוי בקרב אוכלוסיות בסיכון גבוה, ולמעל 40% של מעקבים מיותרים בקרב קבוצות בסיכון נמוך, מה שמוביל לא רק לבזבוז משאבי רפואה (עם עלויות בדיקה שנתיות עודפות לנפש העולות על 2,000 RMB) אלא גם להגברת הנטל הפסיכולוגי והכלכלי על המטופלים4,5.
מחקרים קודמים על הישנות לאחר ESD בחנו בעיקר מאפייני נגעים, היסטופתולוגיה, גורמים הקשורים לכריתה, סטטוס של Helicobacter pylori, שינויים ברירית הרקע וגורמי סגנון חיים נבחרים, וכמה מודלים של סיכון ספציפיים לאתר דווחו6,7,8,9. עם זאת, התנהגויות רלוונטיות לסיעוד ומדדי תהליכי טיפול נקשרו לעיתים רחוקות באופן ישיר לעצימות המעקב10. במחקר הנוכחי, התנהגות תזונתית, היענות לטיפול תרופתי, מצוקה פסיכולוגית, עישון, בקרת גליקמיה והגעה למעקבים נחשבו למטרות שניתן לשנותן או לנטרן אותן, בעוד שתיעוד חסר של הפרשות מהפצע נחשב לסמן של תהליך הטיפול ולא כגורם סיבתי משוער להישנות. מכיוון שמכניזמי ההישנות ודרישות המעקב שונים בין נגעים בוושט, בקיבה ובמעי הגס, הניתוח המאוחד נחשב כexploratory.
במחקר זה נעשה שימוש בשתי קבוצות רטרוספקטיביות למטרות שונות: קבוצה מוקדמת יותר שימשה לפיתוח ולהערכה פנימית של מודל ניסיוני לסיכון להישנות, בעוד שקבוצה מאוחרת יותר שימשה להשוואה רטרוספקטיבית של תוצאות בין מטופלים שקיבלו מעקב מונחה-סיכון המבוסס על המודל לבין מטופלים שקיבלו מעקב שגרתי במרווחי זמן קבועים. מטרת המחקר הייתה לבחון האם ניתן לקשור מדדים פוסט-אופרטיביים הרלוונטיים לסיעוד למסלול מעקב מעשי, ולא לבסס ביצועים ניבויים מתוקפים חיצונית או אפקט סיבתי מוחלט של ההתערבות.
פרוטוקול
הסקירה רטרוספקטיבית של שתי קבוצות המחקר אושרה על ידי בית החולים Taikang Tongji (Wuhan) (מספר אישור 128/06/2025). כל הנתונים אנונימיזדו לפני הניתוח, והויתרו על קבלת הסכמה מדעת. רישום של ניסוי קליני לא היה נדרש מכיוון ששתי הקבוצות היו רטרוספקטיביות, כל החשיפות ואסטרטגיות המעקב התרחשו כחלק מהטיפול הקליני השגרתי לפני שליפת הנתונים, ולא בוצע גיוס פרוספקטיבי או הקצאה של התערבויות מכוונת מחקר.
מערך המחקר
מחקר זה השתמש במערך מחקר רטרוספקטיבי של עקבה בשני שלבים. העקבה שטופלה בין ינואר 2022 לינואר 2023 שימשה לפיתוח המודל ולתיקוף פנימי באמצעות bootstrap, בעוד שהעקבה שטופלה בין ינואר לדצמבר 2024 שימשה להשוואה רטרוספקטית של תוצאות בין מטופלים שקיבלו מעקב מונחה-סיכון ומבוסס-מודל לבין אלו שקיבלו מעקב שגרתי במרווחי זמן קבועים. העקבה השנייה העריכה את נתיב הטיפול המתועד ולא היוותה תיקוף חיצוני של ביצועי המודל. איור 1 מציג את בחירת המטופלים עבור שתי העקבות הרטרוספקטיביות.
אוכלוסיית המחקר
קוהורט רטרוספקטיבי
קוהורט פיתוח המודל כלל 124 חולים עם סרטן מוקדם של מערכת העיכול שעברו ESD במחלקה לגסטרואנטרולוגיה בין ינואר 2022 לינואר 2023. קריטריוני ההכלה היו: (1) סרטן וריגאלי, קיבתי או קולורקטלי מוקדם המאומת פתולוגית, המסווג כ-T1a או T1b ללא פלישה וסקולרית; (2) ESD ראשון עם כריתה מלאה R0; (3) הישרדות לאחר ניתוח של 6 חודשים לפחות; ו-(4) רשומות קליניות וסיעודיות מלאות, כולל המידע שפורט בנוגע לתזונה, תרופות, מצב פסיכולוגי ומעקב. קריטריוני ההדרה היו: (1) גרורות מרוחקים או גידולי ממאירות ראשוניים מרובים; (2) כימורדיותרפיה ניאואדג'ובנטית; (3) סיבוך חמור לאחר הניתוח שהצריך ניתוח חוזר בתוך 3 חודשים; (4) ליקוי קוגניטיבי או מחלה נפשית שמנעו שיתוף פעולה במעקב; ו-(5) אובדן למעקב או נתונים חסרים. לא בוצע חישוב רשמי של גודל המדגם מראש (a priori) מאחר שזו הייתה קוהורט רטרוספקטיבית לפיתוח מודל, וכל הרשומות המתאימות שהיו זמינות במהלך התקופה שהוגדרה מראש נכללו. עם זאת, עבור מודלים בינאריים לניבוי קליני, הלימות גודל המדגם תלויה במספר אירועי התוצאה, במספר הפרמטרים של המנבאים המועמדים, בביצועי המודל הצפויים ובצורך להגביל התאמת-יתר (overfitting), ולא רק בגודל המדגם הכולל. הקוהורט הכילה 22 אירועי הישנות לאורך שבעה פרמטרים מנבאים, מה שמתחם ל-3.1 אירועים לכל פרמטר; בהינתן יחס נמוך זה של אירועים לפרמטרים, המודל נחשב לרגיש לחוסר יציבות של המקדמים ולהתאמת-יתר11,12.
קוהורט השוואתי רטרוספקטיבי
הקוהורט ההשוואתי רטרוספקטיבי כלל 84 חולים עם סרטן מוקדם של מערכת העיכול שעברו ESD בין ינואר לדצמבר 2024 והיו להם תיעודים מלאים של אסטרטגיית המעקב שקיבלו ושל התוצאות שהוגדרו מראש ל-12 חודשים. קריטריוני ההכללה היו: (1) סרטן מאובחן פתולוגית של הוושח, הקיבה או המעי הגס בשלב מוקדם; (2) ביצוע ESD במהלך תקופת המחקר שהוגדרה מראש; (3) תיעוד מלא של אסטרטגיית המעקב שקיבלו; ו-(4) נתוני תוצאה מלאים ל-12 חודשים. קריטריוני ההוצאה היו: (1) גרורות רחוקות או מספר גידולים ממאירים ראשוניים; (2) כימורדיותרפיה נאו-אדג'ובנטית; (3) סיבוך פוסט-אופרטיבי חמור שדרש ניתוח חוזר תוך 3 חודשים; (4) ליקוי קוגניטיבי או מחלה נפשית שמנעו השתתפות במעקב; ו-(5) מעקב או נתוני תוצאה חסרים. על בסיס אסטרטגיית המעקב שתועדה ברשומות הרפואיות והסיעודיות, סווגו 42 חולים לקבוצת מעקב מונחית-סיכון ומבוססת-מודל, ו-42 לקבוצת מעקב שגרתית במרווחי זמן קבועים. לא בוצעו הקצאה אקראית, הסתרת הקצאה או שיבוץ מכוון למחקר. גודל הקוהורט נקבע על פי מספר הרשומות המתאימות עם נתוני תוצאה מלאים ל-12 חודשים במהלך התקופה שהוגדרה מראש; כתוצאה מכך, לא היה רלוונטי חישוב גודל מדגם פרוספקטיבי מבוסס-עוצמה.
איסוף נתונים
חילוץ נתונים רטרוספקטיבי
משתני הבסיס כללו גיל, מין, מדד מסת גוף (BMI) וסוג פתולוגי. מדדים פוסט-אופרטיביים רלוונטיים לסיעוד נדגמו באמצעות הגדרות שנקבעו מראש במסד הנתונים: צריכת מזון עשיר במלח או מזון חריף לפחות פעמיים בשבוע במהלך 3 החודשים הראשונים לאחר הניתוח; תיעוד חסר של הפרשות מהפצע ביומם במהלך החודש הראשון לאחר הניתוח; ציון של ≥11 בסולם חרדה ודיכאון בבית חולים (HADS)13 בחודש הראשון; החמצה של לפחות שתי מנות של sucralfate בשבוע במהלך 3 החודשים הראשונים לאחר הניתוח; החמצה של לפחות שני ביקורי מעקב במהלך 6 החודשים הראשונים; עישון של לפחות 10 סיגריות ליום למשך 6 חודשים לפחות; וריכוז ממוצע של גלוקוז בדם בצום של ≥7.0 mmol/L במהלך 3 החודשים הראשונים לאחר הניתוח בקרב חולי סוכרת. התוצאה הייתה הישנות תוך 12 חודשים, שהוגדרה כהישנות מקומית או סרטן מetakronous שאושרו באמצעות ביופסיה אנדוסקופית והיסטופתולוגיה. מכיוון שחלונות ההערכה של מספר מדדים פוסט-אופרטיביים חפפו לתקופה של מעקב אחר ההישנות, לא ניתן היה לאמת את הקדימות הכרונולוגית עבור כל מטופל; לפיכך, משתנים אלו נותחו כמתאמים פוסט-אופרטיביים להישנות, והמודל שהתקבל לא פורש ככלי פרוגנוסטי של בסיס.
פיתוח המודל ותיקוף פנימי
שבעה משתנים בינאריים רלוונטיים לסיעוד—צריכה של מזון עתיר מלח או חריף, תיעוד חסר של הפרשות מהפצע, ציון HADS ≥11, שימוש לא סדיר בסוקרלפייט במהלך 3 החודשים הראשונים לאחר הניתוח, לפחות שני ביקורי מעקב שהוחמצו, חשיפה לעישון וסוכרת לא מאוזנת—הוכנסו בו-זמנית למודל רגרסיה לוגיסטית רב-משתני. רגרסיה לוגיסטית נבחרה מכיוון שהתוצאה הייתה בינארית והמחקר ביקש משוואת הסתברות ניתנת לפירוש שניתן ליישם ברשומות שגרתיות. אלגוריתמים סטטיסטיים או אלגוריתמי למידת מכונה חלופיים לא הושוו מכיוון שרק 22 אירועי הישנות היו זמינים, מה שהפך פיתוח וכוונון מהימנים של אלגוריתמים לבלתי סבירים. מולטיקוליניאריות נבדקה באמצעות מקדמי ניפוח שונות (VIF), כאשר ערכים >5 נחשבו לבלתי קבילים.
היכולת של המודל להבחין בין קבוצות (Model discrimination) הוערכה באמצעות השטח תחת עקומת האפיון של תפקודי המקלט (AUC-ROC), כאשר רווח הסמך של 95% חושב בשיטת DeLong. סף הפעולה נבחר על ידי מקסום מדד Youden, ולאחר מכן חושבו הרגישות והסגוליות. הכיול (Calibration) הוערך באמצעות מבחן התאמה של Hosmer-Lemeshow, מדד Brier ועקומת כיול המבוססת על חומש סיכון חזוי. הוצגו כיול גלוי (apparent) וכיול מתוקנן בשיטת bootstrap, כאשר האופטימיות נאמדה מ-1,000 דגימות חוזרות בשיטת bootstrap שבהן המודל המלא הותאם מחדש; אותו הליך bootstrap שימש להערכת האופטימיות ב-AUC14. מקדמי רגרסיה, יחסי סיכויים (odds ratios), רווחי סמך, נקודת חיתוך (intercept) ומשוואת ההסתברות המלאה דווחו כדי לאפשר חישוב עצמאי של ציון המודל.
פרוטוקול התערבות
קבוצת המעקב המונחית-סיכון: רישומים רפואיים וסיעודיים העידו כי מטופלים בקבוצה זו קיבלו מעקב ותמיכה סיעודית בהתאם להסתברות החזרה שנגזרה מהמודל. ההסתברויות סווגו באמצעות ספי סיף תפעוליים שנשמרו במסלול המוסדי המקורי: סיכון נמוך, <20%; סיכון בינוני, 20% עד <40%; וסיכון גבוה, ≥40%. ספי סיף אלו שיקפו פרקטיקה קלינית מקומית וסקירה רב-תחומית ולא נקודות חיתוך שנגזרו מהנחיה published, ממחקר תיקוף קודם או מקונסנזוס Delphi פורמלי; הם שימשו לקביעת עצימות הטיפול הסיעודי והיו נפרדים מסף ה-ROC של 0.1484, ששימש אך ורק לסיכום הרגישות והספציפיות של המודל.
המסלול הוטמע באמצעות מעקב שגרתי על ידי צוות סיעוד לגסטרואנטרולוגיה. מטופלים בסיכון נמוך קיבלו ביקורת שנתית אחת, חוברת סטנדרטית המכסה תזונה, אורח חיים יומיומי ותסמיני אזהרה, והודעות חיזוק קצרות מדי 3 חודשים. מטופלים בסיכון בינוני קיבלו ביקורת חצי-שנתית, כולל הערכה אנדוסקופית אחת במרפאה, יחד עם קשרי טלפון חודשיים בהובלת אח/ות, סקירה של יומני מזון, תוכניות תזונה מותאמות אישית וחיזוק ההיענות לטיפול התרופתי. מטופלים בסיכון גבוה קיבלו תוכנית תמיכה קוגניטיבית-התנהגותית מובנית בת שמונה מפגשים שניתנה פעם בשבוע, הדרכה לטיפול בפצעים מבוססת וידאו, תיעוד יומי של דימומים, כאב, נפיחות בבטן ותסמיני אזהרה אחרים, הגשה שבועית של הרישומים לצוות הסיעוד, פגישות משפחתיות חודשיות להבהרת אחריות הפיקוח, וניהול סוכרת מתואם עם ייעוץ אנדוקרינולוגי וניטור גלוקוז מתוזמן.
המסלול המתועד תיאר את הרכיב הפסיכולוגי כטיפול קוגניטיבי-התנהגותי (CBT), אך לא שמר את השליחויות המקצועיות של ספק השירות בתחום בריאות הנפש או מדריך טיפולי; לפיכך, הוא מדווח באופן שמרני כתמיכה קוגניטיבית-התנהגותית מובנית ולא כ-CBT פורמלי המוענק על ידי מטפל. מסלול המעקב המונחה-סיכון פותח בעיקר כמסלול מוסדי מקומי, בהתבסס על נהלי הרוတင် של בית החולים לאחר ESD ועל המלצות שפורסמו התומכות במעקב אנדוסקופי מתוזמן לאחר ESD ריפואי15,16. ההנחיות שפורסמו שימשו כבסיס למסגרת המעקב הכללית, אך לא פירטו את ספי השבירות המבוססים על המודל או את פעולות הסיעות שהוקצו לכל רמת סיכון. רכיבים אלו פותחו באופן מקומי על ידי מיפוי מדדים הרלוונטיים לסיעוד אל פעולות טיפול תואמות, ונסקרו על ידי הצוות הקליני הרב-תחומי של בית החולים ללא תהליך דלפי פורמלי. הביצוע תועד ברישומות הסיעות וברישומות המעקב הקיימות; לא נשמרה רשימת בקרה נפרדת לנאמנות (fidelity), סף נאמנות שהוגדר מראש או הערכת נאמנות עצמאית (Table 1).
קבוצת המעקב השגרתית: מהרישומים עלה כי מטופלים בקבוצה זו קיבלו מעקב במרווחי זמן קבועים, כולל בדיקות אנדוסקופיות ב-6 חודשים, שנה ושנתיים לאחר הניתוח, וכן הדרכה בריאותית שגרתית ללא הכוונה אישית המבוססת על מודל.
מדדי תוצאה
מדדי ביצועי המודל
ביצועי המודל סוכמו באמצעות ה-AUC ומרווח הסמך של 95% שלו; סף ההסתברות שנבחר; רגישות, סגוליות ומדד Youden; הסטטיסטיקה של Hosmer-Lemeshow וערך ה-P; מדד Brier; אופטימיות המוערכת בשיטת bootstrap; ו-AUC מתוקן לאופטימיות.
תוצאה השוואתית בקוהורט השוואתי רטרוספקטיבי
תוצאת ההשוואה העיקרית הייתה הישנות שאישורה בביופסיה אנדוסקופית ובהיסטופתולוגיה בתוך 12 חודשים לאחר ESD. התוצאות דווחו כמספרים מוחלטים ואחוזים, יחד עם הפרש הסיכון, סיכון יחסי, יחס סיכויים ומרווחי סמך של 95% עבורם. תאריכי הישנות מדויקים לא נשמרו במערך הנתונים של ניתוח 2024; לפיכך, הישרדות ללא הישנות, עקומות קפלן-מייר (Kaplan-Meier), רגרסיית קוקס (Cox regression) והתפלגויות זמני הישנות לא נותחו.
מדדי איכות לניהול סיעודי
ההיענות לטיפול הסיעודי הוערכה בחודשים 1, 6 ו-12 וכללה היענות תזונתית, שהוגדרה כצריכה של מזון עשיר במלח או מזון חריף פחות מפעמיים בשבוע; ביצוע טיפול בפצע, שהוגדר כהשלמה של רישומים יומיים סטנדרטיים של הפצע; היענות תרופתית, שהוגדרה כפחות משתי מנות שהוחמצו בשבוע; והיענות למעקבים, שהוגדרה כהיעדר החמצות של תורים שנקבעו.
המצב הפסיכולוגי הוערך באותות נקודות הזמן באמצעות הגרסה הסינית של סולם החרדה והדיכאון בבתי חולים (Hospital Anxiety and Depression Scale) הכולל 14 פריטים, המורכב מסבי-סולמות של חרדה ודיכאון בני 7 פריטים כל אחד, שכל אחד מהם נמדד בטווח של 0 עד 21, כאשר ציונים גבוהים יותר מעידים על נטל סימפטומים רב יותר. ציוני חרדה, דיכאון וציונים כוללים נותחו כמשתנים רציפים. הגרסה הסינית של ה-HADS הדגימה תכונות פסיכומטריות מספקות, כולל תוקף מבנה, עקביות פנימית ותוקף בו-זמני, במדגם רב-מרכזי של חולי סרטן סינים13.
ניהול עצמי הוערך באמצעות סקאלת הניהול העצמי של מחלות גסטרו-אינטסטינליות (Gastrointestinal Disease Self-Management Scale) שתועדה במסד הנתונים המקורי של המחקר. הסקאלה שנשמרה כללה ארבעה תחומים עם ציונים—ניהול תזונתי, ניטור תסמינים, ניהול תרופות וויסות רגשי—וציון כולל שחושב כסכום ציוני ארבעת התחומים; ציונים גבוהים יותר העידו על ניהול עצמי טוב יותר. בתיעוד המחקר המקורי נרשם ערך Cronbach’s α של 0.85. תגובות ברמת הפריט, מדריך המכשיר המקורי ומסמך תיקוף חיצוני עצמאי לא נשמרו; לפיכך, הסקאלה טופלה כמכשיר מחקר ולא תוארה כמדד מאומת חיצונית באופן מלא.
שביעות רצון הסיעוד הוערכה לאחר 12 חודשים באמצעות סולם שביעות רצון בן 100 נקודות שפותח בבית החולים ותועד במסד הנתונים של המחקר. הציונים סווגו כמאוד מרוצים (≥90), מרוצים (80–89), סביב (60-79) או לא מרוצים (<60). תיעוד המחקר המקורי דיווח על Cronbach’s α של 0.87, אך תגובות ברמת הפריט ורישומי פיתוח הסולם המקוריים לא נשמרו; לפיכך, ממצאי שביעות הרצון נחשבו כחקרים ראשוניים (exploratory).
מדדי יעילות של משאבים רפואיים
השימוש במשאבים הוערך לאורך תקופת תצפית של 12 חודשים מנקודת מבט של משאבים רפואיים ישירים של בית החולים. עלויות הבדיקות בוטאו ביואן סיני נומינלי כפי שנרשם במאגר הנתונים של בית החולים, וכללו חיובים עבור בדיקות אנדוסקופיות, דימות ובדיקות מעבדה; לא הוחלה התאמה לאינפלציה או ניכוי מכיוון שהניתוח כיסה תקופת מעקב אחת של 12 חודשים. אשפורים שנגרמו כתוצאה מהישנות של המחלה או מסבכים לאחר ניתוח זוהו מתוך הרשומות הרפואיות האלקטרוניות. זמן המעקב נותח באמצעות המשתנה המורכב שנשמר במאגר הנתונים, אשר שילב את זמן המעקב של ספק שירותי הבריאות עם זמן הנסיעות והייעוץ של המטופל; רכיבי הזמן הבודדים לא נשמרו בנפרד. מכיוון שמשתני העלות והניצול עשויים להיות בעלי התפלגות אסימטרית, ההבדלים בממוצעים בין הקבוצות ומרווחי סמך של 95% נאמדו באמצעות 10,000 דגימות חוזרות של bootstrap לא-פרמטרי.
שיטות סטטיסטיות
הנתונים נותחו באמצעות SPSS ו-R. משתנים רציפים בנקודת זמן אחת נבחנו לנורמליות באמצעות מבחן Shapiro-Wilk וסוכמו כממוצע ± סטיית תקן או חציון (טווח בין-רבעוני), לפי העניין. להשוואות בין קבוצות נעשה שימוש במבחני t למדגמים בלתי תלויים או במבחני Mann-Whitney U. משתנים קטגוריאליים סוכמו כ-n (%) והושוו באמצעות מבחן χ2 של פירסון או מבחן מדויק של פישר כאשר מספר התאים הצפוי היה <5. קטגוריות שביעות רצון סדורות הושוו באמצעות מבחן סכום הדרגות של Mann-Whitney, בעוד ששיעור שביעות הרצון הכללי הושווה באמצעות מבחן מדויק של פישר.
תוצאות רציפות חוזרות נותחו באמצעות משוואות אומדן מכלילות (generalized estimating equations) עם התפלגות גאוסיאנית, קישור זהות (identity link), קורלציה עובדת חילופית (exchangeable working correlation) ושגיאות סטנדרטיות חסונות; השפעות קבועות כללו את הקבוצה, הזמן והאינטראקציה בין הקבוצה לזמן. תוצאות בינאריות חוזרות של ציות נותחו באמצעות משוואות אומדן מכלילות עם התפלגות בינומית וקישור לוגיט (logit link). ערכי P של האינטראקציה בין קבוצה לזמן הותאמו בתוך כל משפחת תוצאות באמצעות הליך Benjamini-Hochberg לשיעור גילויים שגויים, והפרשים בין-קבוצתיים או יחסי סיכויים לאחר 12 חודשים דווחו עם רווחי סמך של 95%.
ציון ניהול עצמי כולל אחד שהיה חסר לאחר 6 חודשים בקבוצת המעקב השגרתי שוחזר כ-72, מכיוון שכל ארבעת ציוני התחומים היו זמינים והסכומם היה בדיוק ציון זה. השוואות של הישנות דווחו באמצעות הפרש סיכונים (risk difference), סיכון יחסי (relative risk) ויחס סיכויים (odds ratio) עם רווחי סמיות של 95%. הפרשים ממוצעים בשימוש במשאבים ורווחי סמיות נאמדו באמצעות 10,000 דגימות bootstrap לא-פרמטריות. המודל הלוגיסטי בעל שבעת המשתנים הוערך באמצעות הפרוצדורות שתוארו לעיל, כולל 1,000 דגימות bootstrap לצורך תיקוף פנימי. מכיוון שהקוהורט ההשוואתי לא היה רנדומלי והכיל רק 18 מקרים של הישנות, תוצאותיו פורשו כקשרים תצפיתיים לא מתוקננים ולא כהערכות של השפעה סיבתית. כל הבדיקות היו דו-זנביות, וערך p < 0.05 נחשב למשמעותי מבחינה סטטיסטית.
תוצאות
קשרים חד-משתנים בין מדדים רלוונטיים לסיעוד לבין הישנות
מבין 124 המטופלים בקבוצת פיתוח המודל, 22 חוו הישנות ו-102 לא חוו. צריכת מזון עשיר במלח או מאכלים חריפים, תיעוד חסר של הפרשות מהפצע, ציון HADS ≥11, שימוש לא סדיר ב-sucralfate, לפחות שני ביקורי מעקב שהוחמצו, חשיפה לעישון וסוכרת לא מאוזנת היו שכיחים יותר בקרב מטופלים עם הישנות מאשר בקרב אלו ללא הישנות. גיל, BMI, גודל נגע ≥2 cm ודיפרנציאציה דלה לא השתנו באופן מובהק בין הקבוצות (טבלה 2). ממצאים חד-משתנים אלו פורשו כקשרי גומלין ולא כראיה להשפעות סיבתיות (טבלה 2).
פיתוח המודל ותיקוף פנימי
המודל הלוגיסטי בעל שבעת המשתנים כלל צריכה של מזון עשיר במלח או מאכלים חריפים, תיעוד חסר של הפרשת הפצע, ציון HADS ≥11, שימוש לא סדיר בסוקרלפט (sucralfate), לפחות שני ביקורי מעקב שהוחמצו, חשיפה לעישון וסוכרת לא מאוזנת. נסמן את המשתנים הללו כ-X1-X7 לפי הסדר שבו הם מופיעים, כאשר הם מקודדים כ-1 כאשר הם קיימים ו-0 כאשר הם אינם קיימים. החיזוי הליניארי היה LP = −6.0438 + 1.3123X1 + 1.6194X2 + 2.2870X3 + 0.9335X4 + 1.3526X5 + 1.1080X6 + 0.6359X7, וההסתברות המוערכת הייתה p = exp(LP)/[1 + exp(LP)]. ה-AUC הנראה היה 0.922 (95% CI, 0.872–0.972). בסף של 0.1484 שנבחר על ידי מדד Youden מקסימלי, הרגישות הייתה 95.45%, הסגוליות הייתה 84.31%, ומדד Youden היה 0.7977. הסטטיסטי של Hosmer-Lemeshow היה χ2 = 4.358 (P = 0.823), ומדד Brier היה 0.088. תיקוף פנימי בשיטת Bootstrap העריך אופטימיות של 0.038, מה שהניב AUC מתוקן לאופטימיות של 0.884. יש לפרש הערכות ביצועים אלו בזהירות, מכיוון שרק 22 אירועי הישנות היו זמינים עבור שבעה פרמטרי חיזוי (איור 2 וטבלאות 3,4).
מאפייני בסיס של קבוצת המחקר השוואתית הרטרוספקטיבית
לא נצפו הבדלים מובהקים סטטיסטית בין שתי הקבוצות במאפייני הבסיס שנמדדו, כולל גיל, מין, BMI, סוג פתולוגי, גודל הגבייה, диффереנציאציה, פלישה כלי דם, סוכרת וציון HADS בבסיס (p > 0.05; טבלה 5). מכיוון שאסטרטגיית המעקב לא הוקצתה באופן אקראי, דמיון במאפיינים הנמדדים אינו שולל הטיה בבחירת הטיפול או גורמים מתבלבלים שלא נמדדו.
חזרה תוך שנים-עשר חודשים בקבוצת העוקבה ההשוואתית רטרוספקטיבית
במהלך 12 חודשים, תיעדה המחקרה הישנות של המחלה ב-5 מתוך 42 מטופלים (11.90%) בקבוצת המעקב המונחית-סיכון וב-13 מתוך 42 מטופלים (30.95%) בקבוצת המעקב השגרתי. הפרש הסיכון בין המעקב המונחה-סיכון למעקב השגרתי היה −19.05 נקודות אחוז (95% CI, −35.55 עד −1.37), הסיכון היחסי היה 0.38 (95% CI, 0.15-0.98), ויחס הסיכויים (odds ratio) היה 0.30 (95% CI, 0.10-0.94). הישנות מקומית התרחשה ב-2 מתוך 42 וב-8 מתוך 42 מטופלים, בהתאמה (OR, 0.21; 95% CI, 0.04-1.07; Fisher’s exact p = 0.088), בעוד שסרטן מטאכרוני התרחש ב-3 מתוך 42 וב-5 מתוך 42 מטופלים, בהתאמה (OR, 0.57; 95% CI, 0.13-2.55; Fisher’s exact p = 0.713). תאריכי האירועים המדויקים והשיוכים האישיים לשכבות סיכון לא נשמרו במערך הנתונים של ניתוח 2024; לפיכך, לא בוצע ניתוח של זמן עד להתרחשות האירוע או ניתוח הישנות ספציפי לשכבת סיכון (טבלה 6).
ציות סיעודי במהלך המעקב
משוואות הערכה מוכללות (Generalized estimating equations) לא הראו אינטראקציות משמעותיות בין הקבוצה לזמן עבור הישמעות להנחיות תזונתיות, ביצוע טיפול בפצעים, הישמעות להנחיות תרופתיות או הישמעות למעקב; ערך ה-P המתואם לפי שיעור התגליות השגויות (false-discovery-rate) היה 0.328 עבור כל אינטראקציה. עם זאת, בחודש ה-12, לקבוצה המודרכת לפי סיכון היו סיכויים גבוהים יותר להישמעות להנחיות תזונתיות (OR, 5.55; 95% CI, 1.82–16.94), ביצוע טיפול בפצעים (OR, 7.22; 95% CI, 1.90-27.40), הישמעות להנחיות תרופתיות (OR, 4.11; 95% CI, 1.33-12.69) והישמעות למעקב (OR, 14.55; 95% CI, 1.78-118.76). אומדנים אלו מתארים את ההבדלים בין הקבוצות בחודש ה-12, אך אינם מעידים על מסלולים אורכיים השונים באופן מובהק (Table 7).
הבדלים בין-קבוצתיים במצב הפסיכולוגי
משוואות הערכה כלליות (Generalized estimating equations) הראו אינטראקציות מובהקות של קבוצה-זמן עבור חרדה (χ2 = 20.96, p מתוקנן לפי שיעור גילוי שגוי < 0.001), דיכאון (χ2 = 24.84, p מתוקנן <0.001), וציון HADS כולל (χ2 = 40.80, p מתוקנן < 0.001). לאחר 12 חודשים, ההפרשים המוערכים בין הקבוצה המונחית-סיכון לקבוצת השגרה היו −1.60 נקודות עבור חרדה (95% CI, -2.05 to -1.14), -1.71 נקודות עבור דיכאון (95% CI, -2.12 to -1.31), ו-3.31- נקודות עבור ציון ה-HADS הכולל (95% CI, -3.95 to -2.67; איור 3).
הבדלים בין-קבוצתיים ביכולת ניהול עצמי
נצפו אינטראקציות משמעותיות של קבוצה-זמן עבור ניהול תזונתי, ניטור תסמינים, ניהול תרופות, ויסות רגשי וציון הניהול העצמי הכולל (כל הערכים מתואמים לפי שיעור התגליות השגויות p < 0.001). בנקודת הזמן של 12 חודשים, ההפרשים המוערכים בין קבוצת ההנחיה מבוססת הסיכון לקבוצת השגרה היו 8.62 נקודות עבור ניהול תזונתי (95% CI, 7.51–9.73), 10.31 נקודות עבור ניטור תסמינים (95% CI, 9.17-11.45), 9.02 נקודות עבור ניהול תרופות (95% CI, 7.72–10.32), 9.10 נקודות עבור ויסות רגשי (95% CI, 7.92–10.27), ו-37.05 נקודות עבור הציון הכולל (95% CI, 34.67–39.43; איור 4).
הבדלים בין-קבוצתיים במצב התזונתי
משוואות הערכה כלליות (Generalized estimating equations) הראו אינטראקציות מובהקות בין קבוצה לזמן עבור BMI (ערך p מותאם לשיעור התגליות המדויה < 0.001), אלבומין בנסיוב (ערך p מותאם < 0.001), והמוגלובין (ערך p מותאם = 0.006). בנקודת הזמן של 12 חודשים, ההפרשים המוערכים בין הטיפול המודרך לפי סיכון לטיפול השגרתי היו 1.59 kg/m2 עבור BMI (רווח סמך 95%, 0.50–2.68), 5.43 g/L עבור אלבומין בנסיוב (רווח סמך 95%, 3.56–7.30), ו-7.31 g/L עבור המוגלובין (רווח סמך 95%, 3.56–11.06; איור 5).
הבדלים בין-קבוצתיים בצריכת משאבים רפואיים ובשביעות רצון מהסיעוד
עלות הבדיקה השנתית הממוצעת הייתה RMB 6,330.79 ± 1,186.52 בקבוצה המונחית-סיכון ו-RMB 8,269.29 ± 1,569.26 בקבוצת השגרה; הפרש הממוצעים בשיטת bootstrap היה −RMB 1,938.50 (95% CI, -2,533.51 עד -1,342.91). מספר האשפזים השנתיים עמד בממוצע על 0.76 ± 0.79 ו-1.69 ± 1.28, בהתאמה, עם הפרש ממוצע של -0.93 (95% CI, -1.38 עד -0.50). זמן המעקב הממוצע היה 27.05 ± 5.66 ו-39.26 ± 5.96 min, בהתאמה, עם הפרש ממוצע של -12.21 min (95% CI, -14.67 עד -9.83). התפלגויות קטגוריות השביעות רצון נבדלו בין הקבוצות (Mann-Whitney U = 1197.0, P = 0.001), ושיעורי השביעות הרצון הכלליים היו 39 מתוך 42 (92.86%) ו-30 מתוך 42 (71.43%), בהתאמה (Fisher’s exact P = 0.020; טבלה 8).
זמינות נתונים:
נתונים גולמיים התומכים בפיתוח המודל ובניתוחים השוואתיים רטרוספקטיביים של קבוצות נתונים מוצגים בקובץ משלים 1.
איור 1החולים שנכללו והמבנה האנליטי של קבוצת הפיתוח הרטרוספקטיבית של המודל ושל קבוצת ההשוואה הרטרוספקטיבית. החולים בקוהורט של שנת 2024 סווגו בהתאם לאסטרטגיית המעקב המתועדת ברשומות הרפואיות ורשומות הסיעוד שלהם; לא בוצע הקצאה אקראית. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.
איור 2: ביצועים נראים ותיקוף פנימי של המודל המחקרי לסיכון חזרה בעל שבעה משתנים. (A) עקומת מאפייני תגובה (ROC); ה-AUC הנראה היה 0.922 (רווח ברטחון 95%, 0.872-0.972), וסף Youden של 0.1484, המסומן במפורש על העקומה, הניב רגישות של 95.45% וסגוליות של 84.31%. (B) עקומות כיול נראות ומתוקנות בשיטת bootstrap המבוססות על חומשונים של סיכון חזוי; שתי העקומות מזוהות בנפרד בגרף, והקו של 45 מעלות מצביע על כיול מושלם. העקומה המתוקנת ב-bootstrap התקבלה באמצעות 1,000 דגימות bootstrap חוזרות עם התאמה מחדש של המודל המלא. (C) נומוגרמה המבוססת על שבעת המשתנים הבינאריים הרלוונטיים לסיעוד. קיצורים: AUC = שטח תחת העקומה. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.
Figure 3: Trends of HADS scores (anxiety/depression dimensions) at different time points after surgery between the two groups. (A) Anxiety dimensions score, (B) Depression dimensions score, (C) total score. Data are presented as mean ± SD; error bars represent SD. vs routine follow-up group * = p < 0.05, vs 1 month after surgery; # = p < 0.05, vs 6 months after surgery; & = p < 0.05. Please click here to view a larger version of this figure.
Figure 4: Trends of self-management ability scores in each dimension at different time points after surgery between the two groups. (A) Diet management score, (B) Symptom monitoring score, (C) Medication management score, (D) Emotion regulation score, (E) Total score. Data are presented as mean ± SD; error bars represent SD. vs routine follow-up group * = p < 0.05, vs 1 month after surgery; # = p < 0.05, vs 6 months after surgery; & = p < 0.05. Please click here to view a larger version of this figure.
Figure 5: Trends of nutritional status indicators at different time points after surgery between the two groups. (A) BMI, (B) Serum albumin (ALB), (C) Hb. Data are presented as mean ± SD; error bars represent SD. vs routine follow-up group * = p < 0.05, vs 1 month after surgery; # = p < 0.05, vs 6 months after surgery; & = p < 0.05. Please click here to view a larger version of this figure.
| דרגת סיכון | הסתברות המודל | לוח זמנים למעקב | צעדים סיעודיים | ספק ותיאום | תיעוד ונאמנות |
| סיכון נמוך | <20% | סקירה שנתית אחת; חיזוק בכל 3 חודשים | חוברת הדרכה סטנדרטית המכסה תזונה, אורח חיים ותסמינים המעידים על חזרה של המחלה; הודעות חיזוק רבעוניות | צוות סיעוד שגרתי לגסטרואנטרולוגיה | תועד ברשומות מעקב שגרתיות; לא בוצעו הערכות נאמנות עצמאיות |
| סיכון בינוני | 20% ל- <40% | ביקורת חצי-שנתית, הכוללת הערכה אנדוסקופית חוזרת באמבולטוריקה; קשר טלפוני חודשי | סקירה של יומני מזון, תכנון תזונתי מותאם אישית וחיזוק ההיענות לטיפול התרופתי | צוות סיעודי לגסטרואנטרולוגיה | Контакטי טלפון ומפגשי מרפאה שנרשמו ברשומות סיעודיות; לא הוגדר סף נאמנות (fidelity threshold) מראש |
| סיכון גבוה | ≥40% | תמיכה מתוכננת אינטנסיבית בנוסף למעקב אנדוסקופי | שמונה מפגשי תמיכה קוגניטיביים-התנהגותיים מובנים מדי שבוע; הדרכה לטיפול בפצעים מבוססת וידאו; יומני סימני אזהרה יומיים עם משוב שבועי; מפגשים משפחתיים חודשיים; ניהול סוכרת מתואם וניטור גלוקוז | צוות סיעודי, מטפלים בני משפחה ושירות אנדוקרינולוגיה במקרים שבהם נוכחה סוכרת | רכיבים שתיעדו ברשומות סיעודיות שגרתיות; לא נשמרו הסמכות של ספקי השירות עבור הרכיב הפסיכולוגי ומדד נאמנות כמותי נפרד |
טבלה 1: פיתוח, יישום ותוכן של נתיב המעקב מונחה-סיכון המבוסס על מודל
| מדד | קבוצה עם הישנות | קבוצה ללא הישנות | סטטיסטיקה | p ערך |
| גיל, שנים | 61.23 ± 6.13 | 61.02 ± 4.99 | t = 0.170 | 0.866 |
| BMI, kg/m² | 23.83 ± 1.98 | 23.09 ± 2.74 | t = 1.207 | 0.23 |
| צריכה גבוהה של מלח/חריף, כן/לא | 15/7 | 31/71 | χ² = 11.075 | <0.001 |
| תיעוד פצעים חסר, כן/לא | 14/8 | 28/74 | χ² = 10.579 | 0.001 |
| ציון HADS ≥11, כן/לא | 17/5 | 25/77 | χ² = 22.493 | <0.001 |
| שימוש לא סדיר בסוקרלפט, כן/לא | 15/7 | 35/67 | χ² = 8.626 | 0.003 |
| החמצת מעקב ≥2 פעמים, כן/לא | 12/10 | 26/76 | χ² = 7.188 | 0.007 |
| עישון ≥10 סיגריות/יום, כן/לא | 14/8 | 36/66 | χ² = 6.041 | 0.014 |
| סוכרת לא מאוזנת, כן/לא | 12/10 | 32/70 | χ² = 4.245 | 0.039 |
| גודל נגע ≥2 cm, כן/לא | 13/9 | 40/62 | χ² = 2.921 | 0.087 |
| דיפרנציאציה נמוכה, כן/לא | 8/14 | 22/80 | χ² = 2.160 | 0.142 |
טבלה 2: קשרים חד-משתניים בין מדדים רלוונטיים לסיעוד לבין הישנות לאחר 12 חודשים בעקבות ESD
| גורם ניבוי | B | שגיאה סטנדרטית | וולד χ² | ערך p | או | רווח ברכה של 95% |
| צריכת מזונות עתירי מלח או חריפים | 1.312 | 0.669 | 3.842 | 0.05 | 3.715 | 1.000–13.797 |
| תיעוד חסר של הפרשות מפצע | 1.619 | 0.647 | 6.257 | 0.012 | 5.05 | 1.420–17.963 |
| ציון HADS ≥11 | 2.287 | 0.674 | 11.506 | 0.001 | 9.845 | 2.626–36.909 |
| שימוש לא סדיר בסוקרלפט (sucralfate) | 0.934 | 0.644 | 2.104 | 0.147 | 2.543 | 0.720–8.979 |
| ≥2 פגישות מעקב שהוחמצו | 1.353 | 0.652 | 4.303 | 0.038 | 3.867 | 1.077–13.882 |
| עישון של ≥10 סיגריות ליום | 1.108 | 0.652 | 2.887 | 0.089 | 3.028 | 0.844–10.870 |
| סוכרת לא מאוזנת | 0.636 | 0.649 | 0.961 | 0.327 | 1.889 | 0.530–6.734 |
| נקודת חיתוך | −6.044 | 1.136 | 28.323 | <0.001 | 0.002 | — |
טבלה 3: מודל רגרסיה לוגיסטית רב-משתנית להישנות לאחר 12 חודשים מה-ESD
| מדד | אומדן |
| אירועי חזרה/סך הכל | 22/124 |
| פרמטרים מנבאים | 7 |
| אירועים לכל פרמטר | 3.1 |
| AUC נראה | 0.922 |
| 95% CI | 0.872–0.972 |
| סף הסתברות | 0.1484 |
| רגישות | 95.45% |
| סגוליות | 84.31% |
| מדד Youden | 0.7977 |
| Hosmer–Lemeshow χ² | 4.358 |
| ערך P של Hosmer–Lemeshow | 0.823 |
| מדד Brier | 0.088 |
| דגימות Bootstrap חוזרות | 1,000 |
| אופטימיות מוערכת | 0.038 |
| AUC מתוקן לאופטימיות | 0.884 |
טבלה 4: ביצועים גלויים ומתוקנני bootstrap של מודל סיכון לחזרה חוקר בעל שבעה משתנים
| מדד | קבוצה מונחית-סיכון | קבוצת שגרה | סטטיסטיקה | ערך P |
| גיל, שנים | 60.38 ± 6.56 | 61.07 ± 6.09 | t = −0.500 | 0.618 |
| מין, זכר/נקבה | 25/17 | 23/19 | χ² = 0.194 | 0.659 |
| BMI, kg/m² | 23.94 ± 2.36 | 23.10 ± 2.49 | t = 1.591 | 0.115 |
| סוג פתולוגי, קרצינומה סקוואמוזית/אדנוקרצינומה | 11/31 | 14/28 | χ² = 0.513 | 0.474 |
| גודל נגע, cm | 1.78 ± 0.47 | 1.66 ± 0.60 | t = 1.053 | 0.295 |
| דיפרנציאציה, טובה/בינונית/דלה | 18/19/5 | 16/21/5 | χ² = 0.218 | 0.897 |
| פלישה וסקולרית, כן/לא | 7/35 | 8/34 | χ² = 0.081 | 0.776 |
| סוכרת, כן/לא | 9/33 | 12/30 | χ² = 0.571 | 0.45 |
| ציון HADS בבסיס | 8.45 ± 2.69 | 8.33 ± 2.14 | t = 0.225 | 0.823 |
טבלה 5: מאפייני בסיס של עקבה השוואתית רטרוספקטיבית
| תוצאה | קבוצה מונחית-סיכון | קבוצת ביקורת שגרתית | הערכת השפעה | p ערך |
| הישנות כוללת | 5/42 (11.90%) | 13/42 (30.95%) | RD, −19.05 נקודות אחוז (95% CI, −35.55 עד −1.37); RR, 0.38 (0.15–0.98); OR, 0.30 (0.10–0.94) | 0.033 |
| הישנות מקומית | 2/42 (4.76%) | 8/42 (19.05%) | OR, 0.21 (0.04–1.07) | 0.088 |
| סרטן מטכרוני (Metachronous cancer) | 3/42 (7.14%) | 5/42 (11.90%) | OR, 0.57 (0.13–2.55) | 0.713 |
טבלה 6: הישנות לאחר שנים twelve בקוהורט השוואתי רטרוספקטיבי
| מדד | χ² לפי קבוצות-זמן | p מתוקנן ל-FDR | OR ל-12 חודשים | 95% CI |
| היצמדות לתזונה | 2.387 | 0.328 | 5.55 | 1.82–16.94 |
| ביצוע טיפול בפצעים | 3.158 | 0.328 | 7.22 | 1.90–27.40 |
| היצמדות לטיפול תרופתי | 2.227 | 0.328 | 4.11 | 1.33–12.69 |
| היצמדות למעקבים | 3.347 | 0.328 | 14.55 | 1.78–118.76 |
טבלה 7: היענות הסיעוד במהלך המעקב שנתחוה באמצעות משוואות אומדן כלליות (generalized estimating equations)
| אינדיקטור | קבוצה מודרכת לפי סיכון | קבוצת ביקורת (Routine group) | הפרש ממוצעים או מבחן | רווח ברחב של 95% / ערך P |
| עלות בדיקה שנתית, RMB | 6330.79 ± 1186.52 | 8269.29 ± 1569.26 | −1938.50 | −2533.51 עד −1342.91 |
| אשפוזים שנתיים בבית החולים | 0.76 ± 0.79 | 1.69 ± 1.28 | −0.93 | 1.38- עד 0.50- |
| זמן מעקב, דקות | 27.05 ± 5.66 | 39.26 ± 5.96 | −12.21 | 14.67- עד 9.83- |
| קטגוריות שביעות רצון | 34/5/3/0 | 20/10/8/4 | Mann–Whitney U = 1197.0 | P = 0.001 |
| שביעות רצון כללית | 39/42 (92.86%) | 30/42 (71.43%) | מבחן המדויק של פישר | P = 0.020 |
טבלה 8: שימוש במשאבים ושביעות רצון של צוות הסיעוד בקוהורט ההשוואתי רטרוספקטיבי
קובץ משלים 1: נתונים גולמיים ברמת המטופל התומכים בניתוחי פיתוח המודל והניתוחים השוואתיים רטרוספקטיביים של קבוצות מחקר.אנא לחצו כאן להורדת קובץ זה.
דיון
מחקר זה בחן האם ניתן לשלב מדדים פוסט-אופרטיביים הרלוונטיים לסיעוד בתוך מודל חקר של סיכון לחזרה של המחלה, ולקשרם למסלול מעקב מעשי. בקבוצת הפיתוח רטרוספקטיבית, המודל בעל שבעת המשתנים הראה אפליה ניכרת גבוהה, אם כי מספר האירועים המוגבל, החפיפה הזמנית בין מספר מדדים לבין החזרה של המחלה, והיעדרו של תיקוף חיצוני, מונעים הסקת מסקנות נחרצות לגבי יכולת ההכללה של היכולת החיזויית. קבוצת השוואה רטרוספקטיבית נפרדת אפשרה להשוות את התוצאות המתועדות של מטופלים שקיבלו מעקב מודרך לפי סיכון או מעקב שגרתי לאורך 12 חודשים; מכיוון שאסטרטגיית המעקב לא הוקצתה באופן אקראי, השוואות אלו מייצגות קשרים תצפיתיים ולא השפעות סיבתיות של התערבות.
מעקב במרווחי זמן קבועים עשוי שלא להביא בחשבון הבדלים בהתנהגות לאחר הניתוח, נטל רגשי, היבטי היענות לטיפול או את איכות הניטור השוטף17. נתיב העבודה הנוכחי נועד לקשר מדדים הרלוונטיים לסיעוד לעוצמת המעקב ולפעולות טיפול שהוגדרו מראש. התנהגות תזונטית, שימוש בתרופות, מצוקה רגשית, בקרה גליקמית, עישון והגעה לתורים מייצגים תחומים שניתן לשנותם או לנטרם, בעוד שתיעוד הפרשות מהפצע משקף בעיקר את תהליך הטיפול והניטור. מסגרת זו עשויה לסייע בארגון הסיעוד לאחר הניתוח, אך הנתונים הנוכחיים אינם קובעים כי כל מדד נמצא בנתיב סיבתי המוביל לחזרה של המחלה.
שיעור ההישנות שנצפה לאחר 12 חודשים היה נמוך ב-19.05 נקודות אחוז בקבוצה המונחית-סיכון מאשר בקבוצת המעקב השגרתי. הבדל זה עולה בקנה אחד עם תועלת פוטנציאלית של תמיכה מובנית יותר, אך ההשוואה רטרוספקטית לא-אקראית אינה יכולה להבחין בין התרומה של מודל הסיכון לבין זו של קשרים נוספים, טיפול תומך, בחירת מטופלים, משתנים מתערבים שנותרו, או מעקב וזיהוי דיפרנציאליים18. לפיכך, יש להתייחס לממצאי ההישנות כמי שמייצרים היפותזה ולא כראיה מכרעת ליעילות ההתערבות.
תמיכה פסיכולוגית, ייעוץ תזונתי ותרופתי, תיעוד תסמינים הקשורים לפצעים, מעורבות המשפחה וניהול תחלואה נלווה שולבו בתוך המסלול המונחה-סיכון19,20. הממצאים האורכיים של ה-HADS והניהול העצמי עקביים עם האפשרות שקשר סיעודי מובנה תמך בניהול רגשי והתנהגותי21; עם זאת, המסלול היה רב-מרכיבי, והעיצוב הנוכחי אינו יכול לקבוע איזה מרכיב היה אחראי להבדלים שנצפו. לא נמדדו סמני לחץ (biomarkers), מדדי חיסון, ניתוחי תיווך ספציפיים למרכיבים או הערכות נאמנות (fidelity) עצמאיות, ולכן יש להימנע מפרשנויות מכניסטיות22. מידע זמין על הספקים והיישום הצביע על כך שהסמכות בתחום בריאות הנפש עבור המרכיב הקוגניטיבי-התנהגותי לא נשמרו וכי לא נעשה שימוש בהליך דלפי (Delphi) פורמלי או בהליך נאמנות כמותי.
מודלים קודמים של חזרה לאחר ESD היו בדרך כלל ספציפיים לאתר והדגישו גורמים קליניקופתולוגיים או ריריים. לדוגמה, Xu ועמיתיו פיתחו נומוגרמה לחזרה לאחר ESD בסרטן קיבה מוקדם, תוך שימוש בזיהום ב-Helicobacter pylori ובלבלוטים לימפטיים חיוביים כמנבאים עצמאיים, ודיווחו על AUC של 0.933, אם כי לא בוצע תיקוף חיצוני עצמאי2. מדד FAMISH, שפותח עבור נגעים בקיבה המופיעים בעקבות ESD של הקיבה (metachronous gastric lesions), שילב גיל, מין, היסטוריה משפחתית, metaplasia intestinal של גוף הקיבה (corpus), נגעים סינכרוניים וזיהום מתמשך ב-H. pylori; ה-AUC הראשוני שלו ל-3 שנים היה 0.704, ותיקוף חיצוני מאוחר יותר הניב AUC ל-5 שנים של 0.708 עם כיול (calibration) מקובל, דבר התומך בשימושו לסינון סיכונים למעקב9,23. השוואה מספרית ישירה ל-AUC הנוכחי אינה הולמת מכיוון שמודלים אלו נבדלים באוכלוסיות המטרה שלהם, במנבאים, בהגדרות התוצאה, במשכי המעקב, בכיול ובאסטרטגיות התיקוף. למיטב ידיעתנו, אף מודל לחזרה לאחר ESD הניתן להשוואה ישירה לא התמקד בעיקר במדדי התנהגות ותהליכי טיפול הרלוונטיים לסיעוד, או קישר את הסיכון המוערך באופן ישיר למסלול מעקב סיעודי; לפיכך, תרומתו של המחקר הנוכחי טמונה בקישור זה ולא בהוכחת ביצועים ניבויים עליונים.
תוצאי מדדי השימוש במשאבים והשביעות הרחובה מספקים מידע ראשוני בנוגע להיתכנות ולמקובלות24. למטופלים בקבוצה המונחית-סיכון היו עלויות בדיקה נמוכות יותר, פחות אשפוזים, זמן מעקב קצר יותר ושיעור שביעות רצון כללי גבוה יותר מאשר לאלו שקיבלו מעקב שגרתי (טבלה 8). ממצאים אלו אינם מהווים הערכה כלכלית פורמלית, כיוון שהניתוח לא העריך הישרדות מותאמת איכות, יעילות-עלות גבולית או את כל העלויות הישירות והעקיפות הרלוונטיות25. יתרה מכך, סולם שביעות הרצון שפותח באופן מקומי דורש תיקוף נוסף26.
למחקר זה מספר מגבלות. ראשית, שתי הקוהורטות היו רטרוספקטיביות ובוצעו במרכז אחד, דבר המייצר סיכונים להטיות בחירה, הטיות מידע, תיעוד חסר או שגוי, ובלבול שיורי (residual confounding). שנית, רק 22 אירועי הישחזור היו זמינים עבור שבעה פרמטרים של מנבאים, מה שהביא ליחס נמוך של אירועים לכל פרמטר ואפשרות לחוסר יציבות במקדמים ולהתאמת יתר (overfitting). שלישית, מספר משתנים רלוונטיים לסיעוד נמדדו במהלך מרווחים לאחר הניתוח שחפפו לתקופת תצפית ההישחזור; לא ניתן היה לקבוע קדימות זמנית עבור כל חולה, ולכן אין לפרש את המודל ככלי פרוגנוסטי בסיסי. רביעית, דגימה חוזרת בשיטת bootstrap סיפקה תיקוף פנימי בלבד, ולא בוצע תיקוף חיצוני עצמאי, זמני, גיאוגרפי או רב-מרכזי לפני שהניקוד שולב במעקב השגרתי. חמישית, ההשוואה בשנת 2024 לא הייתה אקראית, וייתכן שקשרים נוספים, בחירת חולים, בלבול לא נמדד, או ניטור וגילוי דיפרנציאליים תרמו להבדלים שנצפו בין הקבוצות. שישית, תאריכי הישחזור המדויקים והקצבות של רמות סיכון פרטניות לא היו זמינים במערך הנתונים של ניתוח 2024, מה שמנע ניתוחים של זמן עד להתרחשות אירוע (time-to-event) וניתוחים ספציפיים לרמות הסיכון. שביעית, נגעים בוושאיגה, בקיבה ובמעי הגס אוחדו למרות הבדלים במנגנוני ההישחזור ובדרישות הניטור, בעוד שהאתר האנטומי לא נשמר במערך הנתונים לניתוח בשכבות. שמינית, נתיב הטיפול היה מרובה רכיבים, והרשומות שנשמרו לא כללו נתונים מלאים על הכשרת המטפלים, מדריכים למבצע או נתונים עצמאיים על נאמנות הביצוע (fidelity), ולכן התרומה היחסית והשחזוריות של רכיבים בודדים נותרות לא ודאיות. לבסוף, המעקב הוגבל ל-12 חודשים, ומדדי השביעות והניהול העצמי הספציפיים למחקר דורשים תיקוף פסיכומטרי חיצוני נוסף. תיקוף חיצוני עצמאי של המודל והערכה פרוספקטיבית רב-מרכזית של נתיב הטיפול בעלת עוצמה סטטיסטית מספקת נדרשים לפני יישום שגרתי.
לסיכום, מודל לוגיסטי חקרני בעל שבעה משתנים, המבוסס על מדדים פוסט-אופרטיביים רלוונטיים לסיעוד, הראה יכולת הבחנה גלויה גבוהה, אך פותח על בסיס קוהורט קטן ממרכז אחד, כלל חפיפה זמנית בין מספר מדדים לבין החזרה של המחלה, ולא עבר תיקוף חיצוני. במחקר קוהורט השוואתי רטרוספקטיבי נפרד, נמצא כי קבלת מעקב מונחה-סיכון ומבוסס-מודל הייתה קשורה לשיעור נמוך יותר של חזרות שנצפו לאורך 12 חודשים ולתוצאות פסיכולוגיות, ניהול עצמי, תזונה, שביעות רצון וניצול משאבים טובות יותר בהשוואה למעקב שגרתי. ממצאים תצפיתיים אלה אינם מבססים יכולת ניבוי ניתנת להעברה או השפעה סיבתית של ההתערבות. פיתוח מחדש של המודל עם אימות תאריכים, תיקוף חיצוני עצמאי והערכה פרוספקטיבית רב-מרכזית בעלת עוצמה סטטיסטית מספקת נדרשים לפני יישום קליני שגרתי.
גילויים
למחברים אין ניגודי עניינים להצהיר עליהם.
חומרים
| שם | חברה | מספר קטלוג | הערות |
|---|---|---|---|
| מנתח ביוכימי אוטומטי | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd., שנזן, סין | BS-240 Pro | מדידה של אלבומין והמוגלובין בסרום |
| CO2 מכשיר להזרקת גז (אינסופלאטור) | Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., ננג'ינג, סין | פחמן חד-חמצני2-300 | משמש להפחתת אי-נוחות לאחר ניתוח במהלך אנדוסקופיה |
| מערכת אנדוסקופיה אלקטרונית | Olympus (China) Co., Ltd., בייג'ינג, סין | EVIS X1 (CV-1500) | משמש לאנדוסקופיה אבחנתית ומעקב לאחר ניתוח לאחר ESD |
| מערכת רשומות רפואיות אלקטרוניות (EMR) | Winning Health Technology Group Co., Ltd., נאנג'ינג, סין | HIS-V8.0 | חילוץ נתונים קליניים וסיעודיים |
| מאזניים אלקטרוניים | Xiaomi Communications Co., Ltd., בייג'ינג, סין | XMTZC05HM | מדידת משקל גוף לחישוב BMI |
| מכשיר לקיבוע באמצעות קליפסים אנדוסקופיים | .Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd, ננג'ינג, סין | HX-610-135 | המוסטזיס וסגירת פצעים לאחר ESD |
| סכין לכריתה תת-רירית אנדוסקופית | Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., נאנג'ינג, סין | KD-650Q | סכין ESD סטנדרטית לכריתת נגעים |
| סולם לניהול עצמי של מחלות גסטרו-אינטסטינליות | גרסה סינית | לא רלוונטי | הערכה של יכולת ניהול עצמי |
| מחולל אלקטרוכירורגי בתדר גבוה | Shanghai Hutong Electric Co., Ltd., שנגחאי, סין | GD-350-B | מספק חיתוך וקואגולציה במהלך ESD |
| סולם חרדה ודיכאון בבית חולים (HADS) | גרסה מאושרת בסינית | לא רלוונטי | הערכה פסיכולוגית של חרדה ודיכאון |
| מעכב משאבת פרוטונים (PPI) | Jiangsu Hengrui Medicine Co., Ltd., ליאניונגאנג, סין | H20051628 | דיכוי חומצה לאחר ESD |
| תוכנת הסטטיסטיקה R | R Core Team | R 4.3.1 | תיקוף פנימי באמצעות בוטסטראפ (Bootstrap) וניתוח סטטיסטי |
| תוכנה לניתוח סטטיסטי | IBM SPSS | SPSS 26.0 | ניתוח סטטיסטי של נתוני המחקר |
| סוקרלפט (Sucralfate) בתמיסה לספנציה למתן דרך הפה | CSPC Pharmaceutical Group Ltd., שיג'יאטשואנג, סין | H13023653 | הגנה על הרירית וריפוי כיבים לאחר ESD |
מקורות
- Cao W, et al. Changing profiles of cancer burden worldwide and in China: a secondary analysis of the global cancer statistics 2020. Chin Med J (Engl). 2021;134(7):783-91.
- Xu H, Yang X, Lu Y, Wang S. Prediction of recurrence of early gastric carcinoma after endoscopic submucosal dissection. Afr Health Sci. 2023;23(2):283-9.
- Draganov PV, et al. Endoscopic submucosal dissection in North America: a large prospective multicenter study. Gastroenterology. 2021;160(7):2317-27.e2.
- Rodriguez-Carrasco M, et al. Local recurrence after endoscopic submucosal dissection of gastric neoplastic lesions: special attention should be given also to safety margins. Scand J Gastroenterol. 2024;59(9):1105-11.
- de Moura EGH, Monte Junior ES. Endoscopic submucosal dissection and endoscopic mucosal resection: progress, techniques, and new directions. Arq Gastroenterol. 2021;58(2):129-30.
- Minamide T, et al. Local recurrence risk of esophageal squamous cell carcinoma due to intralesional damage during endoscopic submucosal dissection. J Gastroenterol Hepatol. 2023;38(10):1802-7.
- Nakajo K, et al. Salvage endoscopic resection for cT1N0M0 local recurrence after chemoradiotherapy for esophageal squamous cell carcinoma: endoscopic submucosal dissection versus endoscopic mucosal resection. Jpn J Clin Oncol. 2022;52(9):982-91.
- Li S, et al. Risk factors and a nomogram for predicting local recurrence in adult patients with early gastric cancer after endoscopic submucosal dissection. Dig Liver Dis. 2024;56(11):1921-9.
- Rei A, et al. Metachronous lesions after gastric endoscopic submucosal dissection: first assessment of the FAMISH prediction score. Endoscopy. 2023;55(10):909-17.
- Haasnoot KJC, et al. Low risk of local recurrence after a successful en bloc endoscopic submucosal dissection for noninvasive colorectal lesions with positive horizontal resection margins (R-ESD study). Endoscopy. 2023;55(3):245-51.
- Riley RD, Collins GS. Stability of clinical prediction models developed using statistical or machine learning methods. Biom J. 2023;65(8):e2200302.
- Riley RD, et al. Minimum sample size for developing a multivariable prediction model: PART II - binary and time-to-event outcomes. Stat Med. 2019;38(7):1276-96.
- Li Q, et al. The Chinese version of hospital anxiety and depression scale: psychometric properties in Chinese cancer patients and their family caregivers. Eur J Oncol Nurs. 2016;25:16-23.
- Steyerberg EW, et al. Internal validation of predictive models: efficiency of some procedures for logistic regression analysis. J Clin Epidemiol. 2001;54(8):774-81.
- Pimentel-Nunes P, et al. Endoscopic submucosal dissection for superficial gastrointestinal lesions: European Society of Gastrointestinal Endoscopy (ESGE) Guideline - Update 2022. Endoscopy. 2022;54(6):591-622.
- Japanese Gastric Cancer Association. Japanese Gastric Cancer Treatment Guidelines 2021 (6th edition). Gastric Cancer. 2023;26(1):1-25.
- Gu LS, Lee LY, Huang HY. Post-cancer treatment-related symptom distress and fear of cancer recurrence in colorectal cancer survivors. Hu Li Za Zhi. 2024;71(3):52-63.
- Dahmardeh H, Rezvaniamin M, Salar A. The effectiveness of acceptance and commitment therapy on fear of cancer recurrence in patients with gastrointestinal cancer with a stoma: a randomized controlled trial. Asian Pac J Cancer Prev. 2025;26(12):4569-73.
- Li Q, Liu J, Li L, Luo Y. Effect of prehabilitation on postoperative outcomes in patients with upper gastrointestinal tract cancer: meta-analysis. BJS Open. 2025;9(5):zraf091.
- Yang Y, et al. Deep learning-enabled multiphoton microscopy predicts colorectal cancer recurrence from routine FFPE specimens. NPJ Digit Med. 2025;8(1):689.
- Chou YJ, et al. Serial multiple mediation model of fear of cancer recurrence in patients with colorectal cancer. Health Psychol. 2025;44(10):955-62.
- Li Q, et al. Application effect of preoperative chemoradiotherapy combined with rehabilitation nursing in patients with rectal cancer surgery. Biotechnol Genet Eng Rev. 2024;40(3):2628-42.
- Niu Z, et al. External validation of the FAMISH predicting score for early gastric cancer with endoscopic submucosal dissection. Eur J Gastroenterol Hepatol. 2024;36(1):26-32.
- Lagergren P, et al. Severe reflux and symptoms of anxiety and depression after esophageal cancer surgery. Cancer Nurs. 2022;45(4):280-6.
- Alinia S, et al. Exploring the impact of stage and tumor site on colorectal cancer survival: Bayesian survival modeling. Sci Rep. 2024;14(1):4270.
- Matallana C, et al. Organ/space surgical site infection and long-term outcomes of rectal cancer surgery: retrospective population-based cohort study. BJS Open. 2025;9(3):zraf052.