本レトロスペクティブ研究では、探索的な再発リスクモデルを構築し、ESD後のモデルに基づいたリスク誘導的フォローアップとルーチンのフォローアップを比較した。リスク誘導的フォローアップは、12ヶ月時点での再発率の低下、および心理的側面、セルフマネジメント、栄養状態、満足度、リソース利用におけるアウトカムの改善と関連していたが、非ランダム化設計であり外部妥当性の検証が行われていないため、因果関係や予測能の解釈には限界がある。
研究記事
早期胃腸管癌に対する内視鏡的粘膜下層剥離術後のリスク管理に基づくフォローアップのための看護プロトコル
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2026年9月11日
この記事について
サマリー
要約
内視鏡的粘膜下層剥離術（ESD）は早期胃腸がんに対して広く用いられているが、術後の再発は依然として臨床的に重要である。我々は2段階のレトロスペクティブ・コホート研究を実施した。モデル開発コホートには202年1月的に2023年1月の間に治療を受けた患者124名が含まれ、そのうち2名に再発が認められた。看護に関連する7つの術後指標を多変量ロジスティック回帰モデルに投入した。いくつかの指標は術後フォローアップ中に記録されたため、本モデルはベースラインの予後予測ツールではなく、探索的な再発リスクモデルとして解釈した。受信者動作特性曲線の見かけ上の曲線下面積（AUC）は0.92（95% CI, 0.872-0.972）であり、確率閾値0.1484において感度は95.45%、特異度は84.31%であった。また、ブートストラップ法による内部検証の結果、楽観度補正後のAUCは0.84であった。別のレトロスペクティブ比較コホートには、2024年に治療を受けた患者84名が含まれた。そのうち42名はモデルに基づくリスクガイド付きフォローアップを受け、42名は定期的・固定間隔のフォローアップを受けた。12か月間で、再発はそれぞれ42名中5名（1.90%）および42名中13名（30.95%）に認められ、これはリスク差−19.05パーセントポイント（95% CI, -35.5から-1.37）、相対リスク0.38（95% CI, 0.15-0.98）に相当した。一般化推定方程式を用いた解析では、リスクガイド群において心理的状態、セルフマネジメント、および栄養指標により良好な変化が示されたが、コンプライアンス指標における群と時間の相互作用は有意ではなかった。また、リスクガイド群ではリソース利用量が低く、看護満足度が高かった。これらの知見は観察的な関連性であり、イベント数の少なさ、予測因子と再発の間の時間的重複の可能性、外部検証の欠如、および非ランダム化比較により、予測および因果関係の解釈が制限される。
概要
早期胃腸癌は依然として世界的な主要な健康課題となっており、毎年約20万件の新規症例が報告され、そのうち40%以上が中国で発生しています1。内視鏡的粘膜下層剥離術（ESD）は、胃腸の解剖学的構造と機能を維持しながら一括切除が可能であるため、基幹的な治療法となっており、中国では年間15万件を超える施行数が報告されています。しかし、ESD後1～3年以内に患者の15-2%で再発が報告されており、再発疾患の認識が遅れることで、これらの患者の約60%が進行病変で受診することになり、長期的な転帰に悪影響を及ぼしています2。日常的な診療において、サーベイランスは通常、主に病理学的ステージングに基づいて決定される固定スケジュール（例：「6ヶ月-1年-2年」）で提供されており3、食事療法の遵守状況や心理状態など、看護介入が可能な要因への配慮は限定的です。データによると、この従来モデルでは、高リスク群において30%の検出漏れが発生し、低リスク群では40%以上の不必要なフォローアップが行われており、医療資源の浪費（1人当たりの年間余剰検査費用が2,0 RMBを超える）だけでなく、患者への心理的および経済的負担の増大を招いています4,5。
ESD後の再発に関する先行研究では、主に病変の特性、組織病理、切除に関連する因子、Helicobacter pylori感染状況、背景粘膜の変化、および特定の生活習慣因子が検討されており、部位別の複数のリスクモデルが報告されている6,7,8,9。しかし、看護に関連する行動やケアプロセスの指標が、フォローアップの強度に直接結び付けられた例はほとんどない10。本研究では、食事行動、服薬アドヒアランス、心理的苦痛、喫煙、血糖コントロール、およびフォローアップへの出席を、修正またはモニタリングが可能な潜在的ターゲットとして扱い、一方で、創部浸出液の記録不備は、再発の想定される因果的決定要因ではなく、ケアプロセスのマーカーとして扱った。再発のメカニズムや監視要件は食道、胃、大腸の病変で異なるため、プール解析は探索的な検討とした。
本研究では、異なる目的を持つ2つのレトロスペクティブ・コホートを用いました。まず、初期のコホートを用いて探索的な再発リスクモデルの開発および内部評価を行い、次に、後のコホートを用いて、モデルに基づいたリスク誘導型のフォローアップを受けた患者と、ルーチンの固定間隔フォローアップを受けた患者との間のアウトカムをレトロスペクティブに比較しました。本研究の目的は、外部的に検証された予測能や介入による決定的な因果効果を確立することではなく、看護に関連する術後指標を実用的なフォローアップ経路に結びつけられるか検討することにありました。
プロトコル
両コホートの遡及的レビューは、太康同済（武漢）病院によって承認されました（承認番号：128/06/2025）。すべてのデータは解析前に匿名化され、インフォームドコンセントは免除されました。両コホートとも遡及的であり、すべての曝露およびフォローアップ戦略はデータ抽出前の日常的な臨床ケアの一環として行われ、また前向きな登録や研究目的による介入の割り当ては行われなかったため、臨床試験登録は不要でした。
研究デザイン
本研究では、2段階のレトロスペクティブ・コホート設計を用いた。202年1月から2023年1月の間に治療を受けたコホートをモデル開発およびブートストラップ法による内部妥当性検証に使用し、2024年1月から12月の間に治療を受けたコホートを、モデルに基づくリスクガイド下でのフォローアップを受けた患者と、ルーチンの定期的フォローアップを受けた患者との間でアウトカムをレトロスペクティブに比較するために使用した。第2コホートでは、記録されたケアパスの評価を行い、モデル性能の外部妥当性検証は実施していない。図 1に、両レトロスペクティブ・コホートにおける患者選択の流れを示す。
研究対象集団
後方視的コホート
モデル構築コホートは、202年1月から2023年1月の間に消化器内科でESDを施行した早期胃腸癌患者124名で構成された。組み入れ基準は以下の通りとした：(1) 病理学的に確認された早期食道癌、胃癌、または大腸癌であり、血管侵襲のないT1aまたはT1bに分類されること、(2) 初回のESDであり、完全なR0切除が達成されていること、(3) 術後生存期間が6ヶ月以上であること、(4) 指定された食事、薬剤、心理的状態、およびフォローアップ情報を含む完全な臨床・看護記録があること。除外基準は以下の通りとした：(1) 遠隔転移または多発性原発悪性腫瘍があること、(2) 術前補助化学放射線療法を受けていること、(3) 3ヶ月以内に再手術を必要とする重篤な術後合併症が発生したこと、(4) フォローアップへの協力が困難な認知機能障害または精神疾患があること、(5) フォローアップ脱落またはデータ不備があること。本研究は回顧的なモデル構築コホートであるため、正式な事前的サンプルサイズ計算は行わず、あらかじめ指定した期間内に利用可能であったすべての適格な記録を組み入れた。しかし、二値臨床予測モデルにおいて、サンプルサイズの妥当性は総サンプル数のみではなく、アウトカムイベント数、候補予測パラメータ数、期待されるモデル性能、および過学習を制限する必要性に依存する。本コホートでは、7つの予測パラメータに対して2件の再発イベントが含まれており、これはパラメータあたり3.1イベントに相当する。この低いイベント対パラメータ比に基づき、本モデルは係数の不安定性と過学習の影響を受けやすいと考えられた1,12。
後方視的比較コホート
この回顧的な比較コホートは、2024年1月から12月の間にESDを受け、実施されたフォローアップ戦略および規定の12か月後の転帰に関する完全な記録がある早期胃腸管癌患者84名で構成された。組み入れ基準は以下の通りとした：(1) 病理学的に確認された早期食道癌、胃癌、または大腸癌であること、(2) 規定の研究期間中にESDが施行されたこと、(3) 実施されたフォローアップ戦略の記録が完全であること、(4) 12か月後の転帰データが完全であること。除外基準は以下の通りとした：(1) 遠隔転移または多発原発性悪性腫瘍があること、(2) 術前化学放射線療法を受けていること、(3) 術後3か月以内に再手術を要する重篤な合併症が発生したこと、(4) フォローアップへの参加を妨げる認知機能障害または精神疾患があること、(5) フォローアップまたは転帰データが不完全であること。診療録および看護記録に記載されたフォローアップ戦略に基づき、42名をモデルベースのリスク誘導フォローアップ群に、42名をルーチンの定期的フォローアップ群に分類した。ランダム割り付け、割り付けの隠蔽、または研究主導の割り当ては行わなかった。コホートサイズは、規定期間中に12か月後の転帰データが完全な適格レコード数によって決定されたため、前向きな検出力に基づくサンプルサイズ計算は適用されなかった。
データ収集
後方視的データ抽出
ベースライン変数には、年齢、性別、ボディマス指数（BMI）、および病理型が含まれた。看護に関連する術後指標は、データベース内の事前定義に基づき抽出した。具体的には、術後3ヶ月間に週2回以上の高塩分食または刺激物の摂取、術後1ヶ月間における日々の創部浸出液記録の不備、1ヶ月時点での病院不安・抑うつ尺度（HADS）13スコアが1以上、術後3ヶ月間に週2回以上のスクラルファートの服用忘れ、術後6ヶ月間に2回以上のフォローアップ外来の受診忘れ、6ヶ月以上にわたる1日10本以上の喫煙、および糖尿病患者における術後3ヶ月間の平均空腹時血糖値が7.0 mmol/L以上とした。アウトカムは12ヶ月以内の再発とし、内視鏡生検および組織病理学的に確認された局所再発または異時性癌と定義した。いくつかの術後指標の評価期間が再発観察期間と重複していたため、すべての患者において時間的前後関係を確認することはできず、これらの変数は再発の術後相関因子として分析され、得られたモデルはベースラインの予後予測ツールとしては解釈しなかった。
モデルの開発および内部妥当性検証
看護に関連する7つの二値変数（高塩分または刺激物の摂取、創部浸出液の記録不備、HADSスコア1以上、術後3ヶ月間におけるスクラルファートの不規則な使用、2回以上のフォローアップ受診の欠席、喫煙への曝露、およびコントロール不良の糖尿病）を、多変量ロジスティック回帰モデルに同時に投入した。アウトカムが二値であり、かつ日常的な記録に適用可能な解釈可能な確率方程式を求めるため、ロジスティック回帰を選択した。再発イベントが2件しかなく、信頼性の高いアルゴリズムの開発およびチューニングが困難であると考えられたため、他の統計的手法や機械学習アルゴリズムとの比較は行わなかった。多重共線性については、分散拡大係数（VIF）を用いて評価し、その値を >5は許容できないとみなされる。
モデルの識別能は、受信者動作特性曲線の下面積（AUC）を用いて評価し、95%信頼区間はDeLong法を用いて算出した。動作閾値はYouden指数を最大化することで選択し、その後、感度と特異度を算出した。キャリブレーションは、Hosmer-Lemeshow適合度検定、Brierスコア、および予測リスクの五分位に基づくキャリブレーションプロットを用いて評価した。見かけのキャリブレーションおよびブートストラップ補正後のキャリブレーションを表示し、フルモデルを再適合させた1,0回のブートストラップ再サンプリングから楽観度を推定した。AUC14の楽観度推定にも同様のブートストラップ法を用いた。モデルスコアを独立して計算できるよう、回帰係数、オッズ比、信頼区間、切片、および完全な確率方程式を報告した。
介入プロトコル
リスク誘導フォローアップ群：診療録および看護記録により、本群の患者はモデルから算出された再発確率に基づいたフォローアップおよび看護サポートを受けたことが示された。確率は、元の施設内パスウェイで保持されていた運用閾値を用いて、低リスク（<20%）、中リスク（20%から<40%）、高リスク（≥40%）に分類された。これらの閾値は、公表されたガイドラインや過去のバリデーション研究、あるいは正式なデルファイ法による合意から導き出されたカットオフ値ではなく、地域の臨床慣行および多職種検討を反映したものである。これらは看護の強度を決定するために使用され、モデルの感度と特異度を要約するためだけに用いられたROC由来の閾値0.1484とは異なるものである。
この経路は、消化器科の看護スタッフによる日常的なフォローアップを通じて実施されました。低リスクの患者には、年1回のレビュー、食事・日常生活および警告症状を網羅した標準的な冊子の配布、および3か月ごとの簡潔な強化メッセージが提供されました。中リスクの患者には、1回の外来内視鏡再評価を含む半年ごとのレビューに加え、看護師による月1回の電話連絡、食事日記の確認、個別化された食事計画、および服薬アドヒアランスの強化が行われました。高リスクの患者には、週1回提供される計8回の構造化認知行動サポートプログラム、ビデオによる創傷ケア指導、出血・疼痛・腹部膨満感およびその他の警告症状の日次記録、看護チームへの記録の週次提出、監督責任を明確にするための月1回の家族会議、ならびに内分泌科のコンサルテーションと予定された血糖モニタリングを伴う調整された糖尿病管理が提供されました。
アーカイブされたパスウェイでは、心理学的コンポーネントとして認知行動療法（CBT）が記載されていましたが、提供者のメンタルヘルスに関する資格や治療マニュアルは保持されていませんでした。そのため、正式なセラピストによるCBTではなく、構造化された認知行動的サポートとして控えめに報告しています。リスクガイド付きフォローアップパスウェイは、主に地域の施設内パスウェイとして開発され、当院のルーチンのESD後処置および、根治的ESD後の定期的な内視鏡的サーベイランスを支持する公表済みの推奨事項15,16を参考にしています。公表されたガイドラインは一般的なサーベイランスの枠組みに影響を与えましたが、モデルに基づく確率しきい値や、各リスク階層に割り当てられた看護師のアクションについては指定されていませんでした。これらの要素は、看護に関連する指標を対応するケアアクションにマッピングすることで地域的に開発され、正式なデルファイ法を用いずに、病院の多職種臨床チームによってレビューされました。実施内容は既存の看護およびフォローアップ記録に文書化されており、個別のフィデリティチェックリスト、事前に規定されたフィデリティしきい値、または独立したフィデリティ評価は保持されていません（表 1）。
定期的フォローアップ群：記録によれば、この群の患者は、術後6か月、1年、2年の内視鏡検査を含む固定間隔のフォローアップを受け、モデルに基づいた個別化ガイダンスのない日常的な健康教育を受けていた。
成果指標
モデル性能指標
モデルの性能は、AUCおよびその95%信頼区間、選択した確率しきい値、感度、特異度、Youden指数、Hosmer-Lemeshow統計量およびP値、Brierスコア、ブートストラップ法で推定した楽観度（optimism）、および楽観度補正後のAUCを用いて要約した。
回顧的比較コホートにおける比較結果
主要な比較アウトカムは、ESD後12か月以内に内視鏡的生検および組織病理学的に確認された再発とした。結果は絶対数とパーセンテージとして報告し、併せてリスク差、相対リスク、オッズ比、およびそれらの95%信頼区間を示した。2024年の解析データセットには正確な再発日が保持されていなかったため、無再発生存期間、カプラン・マイヤー曲線、Cox回帰、および再発時間の分布については解析を行わなかった。
看護管理の品質指標
看護コンプライアンスは1、6、12か月時点で評価され、以下の項目が含まれた。食事コンプライアンス（高塩分または刺激物の摂取が週2回未満と定義）、創傷ケアの実施（標準化された日次創傷記録の完了と定義）、服薬アドヒアランス（飲み忘れが週2回未満と定義）、およびフォローアップ・アドヒアランス（予約した診察の欠席がないことと定義）。
心理状態は、中国語版の14項目からなる病院不安・抑うつ尺度（Hospital Anxiety and Depression Scale: HADS）を用いて同時点に評価した。この尺度は、不安と抑うつのそれぞれ7項目からなるサブスケールで構成され、各スコアは0から21点で、スコアが高いほど症状の負担が大きいことを示す。不安、抑うつ、および合計スコアは連続変数として分析した。中国語版HADSは、中国人のがん患者の多施設共同サンプルにおいて、構成概念妥当性、内部一貫性、および共存妥当性を含む十分な心理計量学的特性が示されている13。
セルフマネジメントは、元の研究データベースに記録された胃腸疾患セルフマネジメント尺度（Gastrointestinal Disease Self-Management Scale）を用いて評価されました。採用された尺度は、食事管理、症状モニタリング、服薬管理、感情調節の4つのスコア化されたドメインと、これら4つのドメインスコアの合計として算出される総スコアで構成されており、スコアが高いほどセルフマネジメントの状態が良いことを示しました。元の研究文書では、クロンバックのα係数は0.85と記録されていました。項目ごとの回答、元の測定用マニュアル、および独立した外部妥当性の検証リファレンスは保持されていなかったため、この尺度は完全に外部妥当性が検証された指標としてではなく、研究用器具として扱われました。
看護師の満足度は、研究データベースに記録された病院開発の100点満点満足度スケールを用いて12ヶ月時点で評価されました。スコアは、非常に満足（≥90）、満足（80–89）、普通（60-79）、不満（<60）に分類されました。元の研究文書ではクロンバックのα係数は0.87と報告されていましたが、項目ごとの回答および元のスケール開発記録が保持されていなかったため、満足度に関する結果は探索的なものとみなされました。
医療資源効率指標
リソースの使用量は、病院の直接医療リソースの観点から、12ヶ月間の観察期間にわたって評価されました。検査費用は、病院のデータベースに記録されている名目上の中国人民元で表記され、内視鏡、画像診断、および臨床検査の費用が含まれています。分析は単一の12ヶ月間の追跡期間を対象としているため、インフレ調整や割引は適用していません。再発または術後合併症に起因する入院は、電子カルテから特定されました。追跡期間は、医療提供者による追跡時間と患者の移動および診察時間を組み合わせた、データベースに保持されている複合変数を用いて分析しました。個別の時間構成要素は個別に保存されていませんでした。コストおよび利用率の変数は歪んでいる可能性があるため、群間平均差および95%信頼区間は、10,0回の非パラメトリック・ブートストラップ再サンプリングを用いて推定されました。
統計手法
データ解析にはSPSSおよびRを用いた。単一時点の連続変数については、Shapiro-Wilk検定を用いて正規性を評価し、平均値としてまとめた。 ± 適宜、標準偏差または中央値（四分位範囲）で示した。群間比較には、独立サンプルt検定またはマン・ホイットニーのU検定を用いた。カテゴリー変数はn (%)でまとめ、ピアソンの（カイ二乗検定）を用いて比較した。 χ2 期待度数が低かった場合には、検定またはフィッシャーの直接確率検定を <5. 順序付けられた満足度カテゴリーの比較にはマン・ホイットニーの順位和検定を用い、全体の満足率の比較にはフィッシャーの直接確率検定を用いた。
繰り返し測定された連続値のアウトカムは、ガウス分布、恒等リンク、交換可能作業相関、およびロバスト標準誤差を用いた一般化推定方程式を用いて分析した。固定効果には、群、時間、および群と時間の交互作用を含めた。繰り返し測定された二値コンプライアンスのアウトカムは、二項分布とロジットリンクを用いた一般化推定方程式を用いて分析した。群と時間の交互作用のP値は、各アウトカムファミリー内でBenjamini-Hochberg偽発見率制御法を用いて調整し、12か月時点での群間差またはオッズ比を95%信頼区間とともに報告した。
通常フォローアップ群において欠損していた6ヶ月時点のセルフマネジメント合計スコア1件については、4つのドメインスコアがすべて揃っており、その合計が正確に72であったため、72として再構成した。再発の比較は、リスク差、相対リスク、およびオッズ比を用いて、95%信頼区間とともに報告した。リソース利用量の平均差および信頼区間は、10,0回の非パラメトリック・ブートストラップ再サンプリングを用いて推定した。7変数ロジスティックモデルは、内部妥当性検証のための1,0回のブートストラップ再サンプリングを含む、上述の手順を用いて評価した。比較コホートは非ランダム化であり、再発例が18例のみであったため、その結果は因果関係の推定値ではなく、調整されていない観察的な関連性として解釈した。すべての検定は両側検定とし、p < 0.05 を統計的に有意とみなした。
結果
看護関連指標と再発との単変量解析による関連性
モデル開発コホートの患者124名のうち、22名に再発が認められ、102名には認められなかった。高塩分または刺激物の摂取、創傷滲出液の記録不備、HADSスコア ≥1、スクラルファートの不規則な使用、2回以上のフォローアップ予約の欠席、喫煙歴、およびコントロール不良の糖尿病は、再発しなかった患者よりも再発した患者においてより頻繁に見られた。年齢、BMI、病変サイズ ≥2 cm、および低分化度は、両群間で有意な差は認められなかった（表2）。これらの単変量解析の結果は、因果関係の証拠ではなく、関連性として解釈された（表2）。
モデルの開発と内部検証
7変数ロジスティックモデルには、高塩分または刺激物の摂取、創傷滲出液の記録不備、HADSスコア1以上、スクラルファートの不規則な使用、2回以上のフォローアップ受診の欠席、喫煙への曝露、およびコントロール不良の糖尿病が含まれた。 X1-X7 これらの変数を記載順に定義し、存在する場合は1、存在しない場合は0としてコード化する。線形予測子は以下の通りであった。 LP = −6.0438 + 1.3123X1 + 1.6194X2 + 2.2870X3 + 0.935X4 + 1.3526X5 + 1.1080X6 + 0.6359X7、推定確率は p = exp(LP)/[1 + exp(LP)] 見かけ上のAUCは0.92（95% CI: 0.872–0.972）であった。最大Youden指数によって選択された0.1484の閾値において、感度は95.45%、特異度は84.31%、Youden指数は0.797であった。Hosmer-Lemeshow統計量は χ2 = 4.358 (P = 0.823)であり、ブライアスコアは0.088であった。ブートストラップ法による内部妥当性検証で推定された楽観度は0.038であり、楽観度補正後のAUCは0.84であった。7つの予測パラメータに対し、再発イベントが2件しか得られていないため、これらの性能推定値の解釈には注意が必要である（図2 および表3、4）。
後方視的比較コホートのベースライン特性
年齢、性別、BMI、病理型、病変サイズ、分化度、血管侵襲、糖尿病、およびベースラインのHADSスコアを含む測定されたベースライン特性において、2群間に統計的に有意な差は認められなかった（p > 0.05; 表5）。フォローアップ戦略はランダムに割り当てられていないため、測定された特性が類似しているからといって、治療選択バイアスや未測定の交絡因子が排除されるわけではない。
レトロスペクティブ比較コホートにおける12ヶ月再発率
12か月間において、再発はリスク誘導フォローアップ群の42例中5例（1.90%）、ルーチンフォローアップ群の42例中13例（30.95%）に認められた。ルーチン群に対するリスク誘導群のリスク差は−19.05パーセントポイント（95% CI: −35.5～−1.37）、相対リスクは0.38（95% CI: 0.15-0.98）、オッズ比は0.30（95% CI: 0.10-0.94）であった。局所再発は、それぞれ42例中2例および42例中8例に認められた（OR: 0.21; 95% CI: 0.04-1.07; フィッシャーの直接確率検定） p = 0.08）であった。一方で、異時性癌はそれぞれ42例中3例および42例中5例に認められた（オッズ比 0.57、95%信頼区間 0.13-2.5、フィッシャーの直接確率検定 p = 0.713)。2024年の解析データセットには、正確なイベント発生日および個々のリスク層の割り当てが保持されていなかったため、イベント発生までの時間解析およびリスク層別の再発解析は行わなかった（表6).
フォローアップ期間中の看護コンプライアンス
一般化推定方程式では、食事療法の遵守、創傷ケアの実施、服薬アドヒアランス、またはフォローアップの遵守について、群と時間の有意な相互作用は認められませんでした。それぞれの相互作用における偽発見率（FDR）調整済みP値は0.328でした。それにもかかわらず、12カ月時点において、リスクガイド群は食事療法の遵守（OR 5.5; 95% CI 1.82–16.94）、創傷ケアの実施（OR 7.2; 95% CI 1.90-27.40）、服薬アドヒアランス（OR 4.1; 95% CI 1.3-12.69）、およびフォローアップの遵守（OR 14.5; 95% CI 1.78-18.76）のオッズが高くなっていました。これらの推定値は12カ月時点での群間差を示すものであり、縦断的な軌跡に有意な差があることを証明するものではありません（表7）。
心理状態における群間差
一般化推定方程式により、不安において群と時間の有意な相互作用が認められた（χ2 = 20.96、偽発見率補正済み p < 0.01)、うつ病（χ2 = 24.84、補正済み p <0.01)、およびHADS総スコア（χ2 = 40.80, 補正済み p < 0.01)。12か月時点において、推定されるリスクガイド型群とルーチン型群の差は、不安で-1.60ポイント（95% CI, -2.05 ～ -1.14）、抑うつで-1.71ポイント（95% CI, -2.12 ～ -1.31）、HADS合計スコアで-3.31ポイント（95% CI, -3.95 ～ -2.67）であった。 図3).
セルフマネジメント能力における群間差
食事管理、症状モニタリング、服薬管理、感情調節、および自己管理合計スコアにおいて、有意な群×時間交互作用が認められました（すべて偽発見率調整後 p < 0.001）。12ヶ月時点における、リスクガイド群とルーチンケア群の推定差は、食事管理で8.62点（95% CI, 7.51–9.73）、症状モニタリングで10.31点（95% CI, 9.17-1.45）、服薬管理で9.02点（95% CI, 7.72–10.32）、感情調節で9.10点（95% CI, 7.92–10.27）、合計スコアで37.05点（95% CI, 34.67–39.43）でした（図4）。
栄養状態における群間差
一般化推定方程式により、BMI（偽発見率調整後 p < 0.001）、血清アルブミン（調整後 p < 0.001）、およびヘモグロビン（調整後 p = 0.06）において、有意な群と時間の相互作用が認められました。12ヶ月時点におけるリスクガイド群と通常ケア群の推定差は、BMIで 1.59 kg/m2（95% CI, 0.50–2.68）、血清アルブミンで 5.43 g/L（95% CI, 3.56–7.30）、ヘモグロビンで 7.31 g/L（95% CI, 3.56–1.06）でした（図 5）。
医療資源消費量および看護満足度における群間差
年間の平均検診費用は6,30.79人民元であった。 ± リスクガイド群では1,186.52元、および8,269.29人民元 ± ルーチン群では1,569.26であり、ブートストラップ法による平均差は−1,938.50 RMB（95% CI, -2,53.51 ～ -1,342.91）であった。年間入院回数は平均0.76であった。 ± 0.79および1.69 ± それぞれ1.28であり、平均差は-0.93（95% CI, -1.38 ～ -0.50）であった。平均追跡期間は27.05であった。 ± 5.6 および 39.26 ± それぞれ5.96分であり、平均差は-12.21分（95% CI, -14.67から-9.83）であった。満足度のカテゴリー分布は群間で異なり（Mann-Whitney U = 197.0, P = 0.01）、全体の満足率はそれぞれ42例中39例（92.86%）および42例中30例（71.43%）であった（フィッシャーの直接確率検定 P = 0.020； 表 8).
データの利用可能性：
モデルの開発および回顧的比較コホート分析を裏付ける生データは、以下に提供されている。 補足ファイル 1.
図1後方視的モデル開発コホートおよび後方視的比較コホートの組み入れ患者と解析構造。 2024年のコホートの患者は、診療録および看護記録に記載されたフォローアップ戦略に基づいて分類され、ランダム割り付けは行われなかった。 この図の拡大版を表示するには、ここをクリックしてください。
図 2: 7変数探索的再発リスクモデルの見かけ上の性能および内部検証。 (A) 受信者動作特性（ROC）曲線。見かけ上のAUCは0.922 (95% CI, 0.872-0.972) であり、曲線上に明示されたYouden指数に基づく閾値0.1484において、感度95.45%、特異度84.31%であった。 (B) 予測リスクの五分位に基づく見かけ上の校正曲線およびブートストラップ補正後の校正曲線。2つの曲線はプロット内で個別に識別されており、45度線は完全な校正を示す。ブートストラップ補正曲線は、全モデルの再適合を伴う1,0回のブートストラップ再サンプリングを用いて得られた。 (C) 看護に関連する7つの二値変数に基づくノモグラム。略語：AUC = 曲線下面積。 この図の拡大版を表示するには、ここをクリックしてください。
図 3: 2群間における術後各時点でのHADSスコア（不安/うつ次元）の推移。 (A) 不安次元スコア、(B) うつ次元スコア、(C) 合計スコア。データは平均値 ± SDで示されており、エラーバーはSDを表す。ルーチンフォローアップ群との比較：* = p < 0.05、術後1ヶ月との比較：# = p < 0.05、術後6ヶ月との比較：& = p < 0.05。ここをクリックして、この図の拡大版を表示してください。
図 4: 2群間における術後各時点での自己管理能力スコアの次元別推移。 (A) 食事管理スコア, (B) 症状モニタリングスコア, (C) 服薬管理スコア, (D) 感情調節スコア, (E) 合計スコア。データは平均値 ± SD で示し、エラーバーは SD を表す。ルーチンフォローアップ群との比較：* = p < 0.05、術後1か月との比較：# = p < 0.05、術後6か月との比較：& = p < 0.05。ここをクリックして、この図の拡大版を表示してください。
図 5: 2群間における術後異なる時点での栄養状態指標の推移。 (A) BMI, (B) 血清アルブミン (ALB), (C) Hb. データは平均値 ± SDで示し、エラーバーはSDを表す。通常フォローアップ群との比較：* = p < 0.05、術後1か月との比較：# = p < 0.05、術後6か月との比較：& = p < 0.05. こちらをクリックして、この図の拡大版を表示してください。
| リスク階層 | モデル確率 | フォローアップスケジュール | 看護上の処置 | 提供および調整 | 記録と忠実性 |
| 低リスク | <20% | 年1回の定期レビュー、および3か月ごとの補強学習 | 食事、ライフスタイル、および再発警告症状を網羅した標準化冊子；四半期ごとの強化メッセージ | 日常的な消化器内科看護チーム | 通常のフォローアップ記録に記載。独立した忠実度評価は実施していない。 |
| 中リスク | 20%まで <40% | 半年ごとのレビュー（外来での内視鏡再評価1回を含む）、および月1回の電話連絡 | 食事日記の確認、個別化された食事計画の策定、および服薬アドヒアランスの強化 | 消化器看護チーム | 電話および外来でのコンタクトを看護記録に記載し、事前に規定した忠実度の閾値は設けていない。 |
| 高リスク | ≥40% | 内視鏡的監視に加えた集中的な計画的サポート | 週1回、計8回の構造化された認知行動サポートセッション、ビデオによる創傷ケア指導、週次フィードバック付きの警告症状の日次記録、月1回の家族セッション、調整された糖尿病管理および血糖モニタリング | 糖尿病を合併していた症例における、看護チーム、家族介護者、および内分泌科診療部門 | 日常的な看護記録に記録された構成要素。心理学的構成要素に関する提供者の資格情報および独立した定量的忠実度尺度は保持されなかった。 |
表1：モデルに基づいたリスク誘導型フォローアップ経路の開発、提供、および内容
| 指示薬 | 再発群 | 非再発群 | 統計学 | p 値 |
| 年齢（歳） | 61.23 ± 6.13 | 61.02 ± 4.99 | t = 0.170 | 0.866 |
| BMI, kg/m²² | 23.83 ± 1.98 | 23.09 ± 2.74 | t = 1.207 | 0.23 |
| 高塩分・刺激物（辛いもの）の摂取：あり／なし | 15/7 | 31/71 | χ² = 11.075 | <0.001 |
| 創傷記録の不備、あり/なし | 14/8 | 28/74 | χ² = 10.579 | 0.001 |
| HADSスコア1以上、はい/いいえ | 17/5 | 25/77 | χ² = 22.493 | <0.001 |
| 不規則なサクラサルフェートの使用、あり/なし | 15/7 | 35/67 | χ² = 8.626 | 0.003 |
| フォローアップの不履行が2回以上あり：はい／いいえ | 12/10 | 26/76 | χ² = 7.188 | 0.007 |
| 1日10本以上の喫煙、あり/なし | 14/8 | 36/66 | χ² = 6.041 | 0.014 |
| 糖尿病のコントロール不良、はい／いいえ | 12/10 | 32/70 | χ² = 4.245 | 0.039 |
| 病変サイズ 2 cm以上、はい／いいえ | 13/9 | 40/62 | χ² = 2.921 | 0.087 |
| 分化不良、あり/なし | 8/14 | 22/80 | χ² = 2.160 | 0.142 |
表 2：看護関連指標とESD後12ヶ月再発との単変量関連
| 予測因子 | B | 標準誤差 | Wald χ² | p値 | または | 95%信頼区間 |
| 高塩分または刺激物の摂取 | 1.312 | 0.669 | 3.842 | 0.05 | 3.715 | 1.000–13.797 |
| 不完全な創傷滲出液の記録 | 1.619 | 0.647 | 6.257 | 0.012 | 5.05 | 1.420–17.963 |
| HADSスコア1以上 | 2.287 | 0.674 | 11.506 | 0.001 | 9.845 | 2.626–36.909 |
| 不規則なスクラルファートの使用 | 0.934 | 0.644 | 2.104 | 0.147 | 2.543 | 0.720–8.979 |
| 2回以上のフォローアップ予約の不履行 | 1.353 | 0.652 | 4.303 | 0.038 | 3.867 | 1.077–13.882 |
| 1日10本以上の喫煙 | 1.108 | 0.652 | 2.887 | 0.089 | 3.028 | 0.844–10.870 |
| コントロール不良の糖尿病 | 0.636 | 0.649 | 0.961 | 0.327 | 1.889 | 0.530–6.734 |
| 切片 | −6.044 | 1.136 | 28.323 | <0.001 | 0.002 | — |
表3： ESD後の12ヶ月再発に関する多変量ロジスティック回帰モデル
| 測定項目 | 推定値 |
| 再発イベント数/総数 | 2/124 |
| 予測パラメータ数 | 7 |
| パラメータあたりのイベント数 | 3.1 |
| 見かけ上のAUC | 0.92 |
| 95% CI | 0.872–0.972 |
| 確率しきい値 | 0.1484 |
| 感度 | 95.45% |
| 特異度 | 84.31% |
| Youden指数 | 0.797 |
| Hosmer–Lemeshow χ² | 4.358 |
| Hosmer–Lemeshow P値 | 0.823 |
| Brierスコア | 0.08 |
| ブートストラップ再サンプリング数 | 1,00 |
| 推定楽観度 | 0.038 |
| 楽観度補正済みAUC | 0.84 |
表 4： 7変数探索的再発リスクモデルの見かけの性能およびブートストラップ補正後の性能
| 指示薬 | リスクガイド群 | ルーチン群 | 統計学 | P値 |
| 年齢（歳） | 60.38 ± 6.56 | 61.07 ± 6.09 | t = −0.50 | 0.618 |
| 性別、オス/メス | 25/17 | 23/19 | χ² = 0.194 | 0.659 |
| BMI, kg/m²² | 23.94 ± 2.36 | 23.10 ± 2.49 | t = 1.591 | 0.115 |
| 病理組織型、扁平上皮癌/腺癌 | 11/31 | 14/28 | χ² = 0.513 | 0.474 |
| 病変サイズ（cm） | 1.78 ± 0.47 | 1.66 ± 0.60 | t = 1.053 | 0.295 |
| 分化度、高分化/中分化/低分化 | 18/19/5 | 16/21/5 | χ² = 0.218 | 0.897 |
| 血管侵襲、あり／なし | 7/35 | 8/34 | χ² = 0.081 | 0.776 |
| 糖尿病、あり/なし | 9/33 | 12/30 | χ² = 0.571 | 0.45 |
| ベースラインHADSスコア | 8.45 ± 2.69 | 8.33 ± 2.14 | t = 0.25 | 0.823 |
表 5： 回顧的比較コホートのベースライン特性
| 結果 | リスク誘導群 | ルーチン群 | 効果推定値 | p 値 |
| 全再発率 | 5/42 (11.90%) | 13/42 (30.95%) | RD：−19.05パーセンテージポイント（95% CI：−35.55～−1.37）、RR：0.38（0.15–0.98）、OR：0.30（0.10–0.94） | 0.033 |
| 局所再発 | 2/42 (4.76%) | 8/42 (19.05%) | オッズ比（OR）、0.21 (0.04–1.07) | 0.088 |
| 異時性癌 | 3/42 (7.14%) | 5/42 (11.90%) | OR, 0.57 (0.13–2.5) | 0.713 |
表6：回顧的比較コホートにおける12ヶ月後の再発率
| 指標 | 時間別グループ化 χ² | FDR補正後のp値 | 12カ月間の手術後 | 95%信頼区間 |
| 食事遵守度 | 2.387 | 0.328 | 5.55 | 1.82–16.94 |
| 創傷ケアの実施 | 3.158 | 0.328 | 7.22 | 1.90–27.40 |
| 服薬アドヒアランス | 2.227 | 0.328 | 4.11 | 1.33–12.69 |
| フォローアップ遵守率 | 3.347 | 0.328 | 14.55 | 1.78–118.76 |
表 7： 一般化推定方程式を用いて解析した、フォローアップ期間中の看護コンプライアンス
| 指示薬 | リスク誘導群 | ルーチン群 | 平均差または検定 | 95%信頼区間/P値 |
| 年次検査費用（人民元） | 6330.79 ± 1186.52 | 8269.29 ± 1569.26 | −1938.50 | −253.51から−1342.91 |
| 年間入院数 | 0.76 ± 0.79 | 1.69 ± 1.28 | −0.93 | −1.38〜−0.50 |
| 追跡時間（分） | 27.05 ± 5.66 | 39.26 ± 5.96 | −12.21 | −14.67から−9.83 |
| 満足度カテゴリー | 34/5/3/0 | 20/10/8/4 | マン・ホイットニーのU = 197.0 | P = 0.01 |
| 総合的な満足度 | 39/42 (92.86%) | 30/42 (71.43%) | フィッシャーの直接確率検定 | P = 0.020 |
表8：回顧的比較コホートにおけるリソース利用と看護師の満足度
補足ファイル 1： モデル構築およびレトロスペクティブな比較コホート解析を裏付ける患者レベルの生データ。こちらのリンクからファイルをダウンロードしてください。
ディスカッション
本研究では、看護に関連する術後指標を探索的な再発リスクモデルに組み込み、実用的なフォローアップ経路に連携させることができるかを検討した。レトロスペクティブな開発コホートにおいて、7つの変数を用いたモデルは高い見かけ上の識別能を示したが、イベント数が限られていること、いくつかの指標と再発との間に時間的な重複があること、および外部妥当性の検証が行われていないことから、予測の汎用性に関して確定的な結論を出すには至らなかった。別途、レトロスペクティブな比較コホートを用いて、リスクに基づいたフォローアップまたはルーチンのフォローアップを受けた患者の記録された転帰を12か月間にわたって比較した。フォローアップ戦略はランダムに割り当てられていないため、これらの比較は因果的な介入効果ではなく、観察的な関連性を示すものである。
定期的間隔でのサーベイランスでは、術後の行動、精神的負担、アドヒアランス、または継続的なモニタリングの質の差を十分に考慮できない可能性があります17。本パスウェイは、看護に関連する指標をフォローアップの強度および定義済みのケアアクションに結びつけることを目的としました。食事行動、薬剤使用、精神的苦痛、血糖コントロール、喫煙、および予約への出席は、修正またはモニタリングが可能な領域であり、一方で創部浸出液の記録は主にケアおよびモニタリングプロセスを反映しています。このフレームワークは術後看護の整理に役立つ可能性がありますが、現在のデータでは、個々の指標が再発に至る因果経路にあることを立証するまでには至っていません。
観察された12ヶ月時点での再発率は、ルーチンフォローアップ群と比較して、リスクガイド群で19.05パーセントポイント低かった。この差は、より構造化されたサポートによる潜在的なメリットと一致しているが、今回のレトロスペクティブな非ランダム化比較では、リスクモデルの寄与と、接触回数の増加、支持療法、患者選択、残留交絡、あるいは監視および検出の差異による寄与を区別することはできない18。したがって、再発に関する知見は、介入の有効性を示す決定的な根拠ではなく、仮説を生成するものとして捉えるべきである。
リスクガイドに基づくパスウェイには、心理的サポート、食事および薬物相談、創傷関連症状の記録、家族の関与、および併存疾患の管理が組み込まれていた19,20。縦断的なHADSおよび自己管理に関する知見は、構造化された看護師によるコンタクトが感情的および行動的な管理をサポートした可能性と一致している21。しかし、このパスウェイは複数の構成要素から成っていたため、今回の設計ではどの構成要素が観察された差に寄与したかを特定することはできない。ストレスバイオマーカー、免疫学的測定、構成要素別の媒介分析、または独立した忠実度評価は行われておらず、したがってメカニズム的な解釈は避けるべきである2。利用可能な提供者および実施に関する情報によれば、認知行動療法的構成要素に関するメンタルヘルス資格は保持されておらず、正式なデルファイ法や定量的な忠実度評価の手続きは用いられていなかった。
これまでのESD後の再発モデルは、一般に部位特異的であり、臨床病理学的因子や粘膜因子が重視されてきました。例えば、Xuらは早期胃癌のESD後の再発に関するノモグラムを開発し、Helicobacter pylori感染とリンパ節転移陽性を独立した予測因子として、AUC 0.93と報告していますが、独立した外部検証は行われていません2。胃ESD後の異時性胃病変のために開発されたFAMISHスコアは、年齢、性別、家族歴、胃体部腸上皮化生、同期病変、およびH. pylori持続感染を組み込んだものです。その初期3年AUCは0.704であり、その後の外部検証では5年AUCが0.708で許容可能な校正度を示し、サーベイランスのリスク層別化への有用性が支持されました9,23。これらのモデルは、対象集団、予測因子、アウトカムの定義、追跡期間、校正、および検証戦略が異なるため、本研究のAUCと直接的に数値を比較することは不適切です。我々の知る限り、看護に関連する行動およびケアプロセスの指標に主眼を置いた、あるいは推定リスクを看護フォローアップパスウェイに直接的に結びつけた、直接比較可能なESD後再発モデルは存在しません。したがって、本研究の寄与は、予測性能の優越性を実証することではなく、この連携を実現した点にあります。
測定されたリソース利用および満足度の結果は、実行可能性と許容性に関する予備的な情報を提供する24。リスクガイド群の患者は、ルーチンのフォローアップを受けた患者よりも、記録された検査費用が低く、入院回数が少なく、フォローアップ期間が短く、全体的な満足率が高かった（表8）。本解析では、質調整生存期間、増分費用効果比、またはすべての関連する直接的および間接的費用を推定していないため、これらの所見は正式な経済的評価を構成するものではない25。さらに、独自に作成された満足度尺度にはさらなる検証が必要である26。
本研究にはいくつかの限界がある。第一に、両コホートとも後方視的かつ単一施設での検討であったため、選択バイアス、情報バイアス、不完全または誤分類された記録、および残留交絡のリスクがある。第二に、7つの予測パラメータに対し再発イベント数が2件しかなく、パラメータあたりのイベント比が低いため、係数の不安定性やオーバーフィッティングが生じている可能性がある。第三に、看護に関連するいくつかの変数が、再発観察期間と重複する術後期間に測定された。そのため、すべての患者において時間的前後関係を確定させることはできず、本モデルをベースラインの予後予測ツールとして解釈すべきではない。第四に、ブートストラップ再サンプリングによる内部妥当性の検証のみが行われ、スコアを日常的なフォローアップに組み込む前に、独立した時間的、地理的、または多施設共同による外部妥当性の検証は行われなかった。第五に、2024年の比較は非ランダム化であり、追加のコンタクト、患者選択、未測定の交絡、および監視や検出の差異が、観察された群間差に寄与した可能性がある。第六に、2024年の解析データセットでは正確な再発日および個別のリスク層の割り当てが不明であったため、イベント発生までの時間解析および層別解析は不可能であった。第七に、再発メカニズムや監視要件が異なるにもかかわらず、食道、胃、および大腸の病変を統合して扱い、層別解析のための解剖学的部位の情報は解析データセットに保持されなかった。第八に、本パスウェイは多成分で構成されていたが、保存された記録には提供者のトレーニング、マニュアル化、または独立した忠実度データが完全に保持されていなかったため、個々の要素の相対的な寄与度および再現性は不明なままである。最後に、フォローアップ期間が12ヶ月に限定されており、本研究固有のセルフマネジメントおよび満足度の指標については、さらなる外部的なサイコメトリック妥当性の検証が必要である。日常的な導入の前には、独立した外部モデル検証および、十分な検出力を持つ前向き多施設共同評価によるケアパスウェイの検証が必要である。
結論として、看護に関連する術後指標に基づいた探索的な7変数ロジスティックモデルは、高い見かけ上の識別能を示しましたが、小規模な単一施設コホートから開発されており、いくつかの指標と再発との間に時間的な重複があり、外部検証も行われていませんでした。別のレトロスペクティブ比較コホート研究では、モデルに基づいたリスク誘導型のフォローアップを受けた群は、通常のフォローアップ群よりも、観察された12ヶ月後の再発率が低く、心理的側面、自己管理、栄養状態、満足度、およびリソース利用の面でより良好な結果が得られました。これらの観察的知見は、予測の転移可能性や介入による因果関係を立証するものではありません。日常的な臨床導入には、日付検証によるモデルの再構築、独立した外部検証、および十分な検出力を備えたプロスペクティブ多施設共同評価が必要です。
開示事項
著者は宣言すべき利益相反はありません。
材料
| 名前 | 会社 | カタログ番号 | コメント |
|---|---|---|---|
| 自動生化学分析装置 | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd., Shenzhen, China | BS-240 Pro | 血清アルブミンおよびヘモグロビンの測定 |
| CO2 気腹器 | Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, China | CO2-30 | 内視鏡検査中の術後不快感の軽減に使用 |
| 電子内視鏡システム | Olympus (China) Co., Ltd., Beijing, China | EVIS X1 (CV-150) | 診断内視鏡およびESD後の術後サーベイランスに使用 |
| 電子カルテシステム (EMR) | Winning Health Technology Group Co., Ltd., Nanjing, China | HIS-V8.0 | 臨床および看護データの抽出 |
| 電子体重計 | Xiaomi Communications Co., Ltd., Beijing, China | XMTZC05HM | BMI算出のための体重測定 |
| 内視鏡的クリッピングデバイス | Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, China | HX-610-135 | ESD後の止血および創閉鎖 |
| 内視鏡的粘膜下層剥離術用ナイフ | Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, China | KD-650Q | 病変切除用の標準ESDナイフ |
| 胃腸疾患セルフマネジメント尺度 | 中国語版 | N/A | セルフマネジメント能力の評価 |
| 高周波電気手術装置 | Shanghai Hutong Electric Co., Ltd., Shanghai, China | GD-350-B | ESD中の切開および凝固を提供 |
| 病院不安・抑うつ尺度 (HADS) | 中国語検証版 | N/A | 不安および抑うつの心理学的評価 |
| プロトンポンプ阻害薬 (PPI) | Jiangsu Hengrui Medicine Co., Ltd., Lianyungang, China | H2051628 | ESD後の酸抑制 |
| R 統計ソフト | R Core Team | R 4.3.1 | ブートストラップ内部妥当性確認および統計解析 |
| 統計解析ソフト | IBM SPSS | SPSS 26.0 | 研究データの統計解析 |
| スクラルファート経口懸濁液 | CSPC Pharmaceutical Group Ltd., Shijiazhuang, China | H13023653 | ESD後の粘膜保護および潰瘍治癒 |
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