Deze retrospectieve studie ontwikkelde een explorerend model voor het risico op recidive en vergeleek risicogestuurde follow-up op basis van dit model met routinematige follow-up na ESD. Risicogestuurde follow-up was geassocieerd met een lagere recidive na 12 maanden en betere uitkomsten op het gebied van psychologie, zelfmanagement, voeding, tevredenheid en hulpbronnengebruik, hoewel het niet-gerandomiseerde ontwerp en het gebrek aan externe validatie de causale en predictieve interpretatie beperken.
Onderzoeksartikel
Een verpleegkundig protocol voor risicogestuurde follow-up na endoscopische submucosale dissectie bij vroeg stadium gastro-intestinale kanker
24 weergaven
⸱
11 september 2026
In dit artikel
Samenvatting
Samenvatting
Endoscopische submucosale dissectie (ESD) wordt op grote schaal toegepast bij vroegtijdige gastro-intestinale kanker, hoewel postoperatieve recidieven klinisch relevant blijven. We hebben een retrospectieve cohortstudie in twee fasen uitgevoerd. De cohort voor modelontwikkeling bestond uit 124 patiënten die tussen januari 202 en januari 2023 werden behandeld, van wie er 2 een recidief kregen. Zeven verpleegkundig relevante postoperatieve indicatoren werden ingevoerd in een multivariaat logistisch regressiemodel. Omdat verschillende indicatoren tijdens de postoperatieve follow-up werden geregistreerd, werd het model geïnterpreteerd als een explorerend model voor het risico op recidieven in plaats van als een prognostisch instrument bij aanvang. De schijnbare oppervlakte onder de receiver operating characteristic-curve (AUC) was 0,92 (95% BI, 0,872-0,972); bij een waarschijnlijkheidsdrempel van 0,1484 was de sensitiviteit 95,45% en de specificiteit 84,31%, terwijl bootstrap interne validatie leidde tot een optimisme-gecorrigeerde AUC van 0,84. Een aparte retrospectieve vergelijkingscohort bestond uit 84 patiënten die in 2024 werden behandeld: 42 hadden een risicogestuurde follow-up ontvangen op basis van het model, en 42 hadden een routinematige follow-up met vaste intervallen ontvangen. Gedurende 12 maanden trad een recidief op bij respectievelijk 5 van de 42 patiënten (1,90%) en 13 van de 42 patiënten (30,95%), wat overeenkomt met een risicodifferentie van −19,05 procentpunt (95% BI, -35,5 tot -1,37) en een relatief risico van 0,38 (95% BI, 0,15-0,98). Generalized estimating equations toonden gunstigere veranderingen in de psychologische status, het zelfmanagement en de nutritionele indicatoren in de risicogestuurde groep, terwijl interacties tussen groep en tijd voor therapietrouw-indicatoren niet significant waren. De risicogestuurde groep vertoonde daarnaast een lager gemeten resourcegebruik en een hogere verpleegkundige tevredenheid. Deze bevindingen zijn observationele associaties; het beperkte aantal gebeurtenissen, de mogelijke temporele overlap tussen predictoren en recidieven, het ontbreken van externe validatie en de niet-gerandomiseerde vergelijkingen beperken de predictieve en causale interpretatie.
Inleiding
Kanker in een vroeg stadium van het maag-darmstelsel blijft een grote wereldwijde gezondheidslast, waarbij jaarlijks ongeveer 2 miljoen nieuwe gevallen worden gemeld, waarvan meer dan 40% in China voorkomt1. Endoscopische submucosale dissectie (ESD) is een hoeksteen van de behandeling geworden omdat het en bloc verwijdering mogelijk maakt terwijl de anatomie en functie van het maag-darmstelsel behouden blijven; de adoptie hiervan in China zou jaarlijks meer dan 150.00 procedures bedragen. Recidieven worden echter nog steeds gemeld bij 15-2% van de patiënten binnen 1–3 jaar na ESD, en een vertraagde herkenning van recidiverende ziekte kan ertoe leiden dat bijna 60% van deze patiënten zich presenteert met gevorderde laesies, wat de langetermijnuitkomsten nadelig beïnvloedt2. In de dagelijkse praktijk wordt surveillance gewoonlijk uitgevoerd volgens een vast schema (bijv. "6 maanden-1 jaar-2 jaar")3, grotendeels bepaald door de pathologische stadiëring, waarbij beperkte aandacht is voor factoren waarop verpleegkundigen kunnen interveniëren, zoals dieetnaleving en psychologische status. Gegevens wijzen uit dat dit traditionele model resulteert in een gemiste detectiegraad van 30% bij hoogrisicopulaties en meer dan 40% onnodige follow-up bij laagrisicogroepen, wat niet alleen leidt tot verspilling van medische middelen (met redundante jaarlijkse onderzoekskosten per persoon van meer dan 2.0 RMB), maar ook tot verhoogde psychologische en economische lasten voor patiënten4,5.
Eerdere studies naar recidieven na ESD hebben zich voornamelijk gericht op kenmerken van de laesie, histopathologie, resectiegerelateerde factoren, Helicobacter pylori-status, veranderingen in het slijmvlies op de achtergrond en geselecteerde leefstijlfactoren, en er zijn verschillende locatie-specifieke risicomodellen gerapporteerd6,7,8,9. Verpleegkundig relevante gedragingen en indicatoren van het zorgproces zijn echter zelden direct gekoppeld aan de intensiteit van de follow-up10. In de huidige studie werden voedingsgedrag, medicatietrouw, psychische stress, roken, glykemische controle en de aanwezigheid bij follow-upbezoeken beschouwd als potentieel aanpasbare of monitorbare doelen, terwijl onvolledige documentatie van wondexsudaat werd behandeld als een marker voor het zorgproces en niet als een vermoedelijke causale determinant van recidief. Omdat de mechanismen van recidief en de surveillancevereisten verschillen tussen slokdarm-, maag- en colorectale laesies, werd de gepoolde analyse als exploratief beschouwd.
In deze studie werden twee retrospectieve cohorten met verschillende doeleinden gebruikt: een eerder cohort werd gebruikt voor de ontwikkeling en interne evaluatie van een verkennend model voor het risico op recidive, terwijl een later cohort werd gebruikt om retrospectief de uitkomsten te vergelijken tussen patiënten die een op het model gebaseerde, risicogestuurde follow-up kregen en patiënten die een routinematige follow-up met vaste intervallen kregen. De studie was bedoeld om te onderzoeken of postoperatieve indicatoren die relevant zijn voor de verpleegkundige zorg gekoppeld konden worden aan een praktisch follow-up traject, in plaats van om extern gevalideerde voorspellende prestaties of een definitief causaal effect van de interventie vast te stellen.
Protocol
De retrospectieve beoordeling van beide cohorten werd goedgekeurd door het Taikang Tongji (Wuhan) Hospital (goedkeuringsnummer 128/06/2025). Alle gegevens werden geanonimiseerd vóór de analyse, en geïnformeerde toestemming werd kwijtgescholden. Registratie van de klinische studie was niet vereist omdat beide cohorten retrospectief waren, alle blootstellingen en follow-upstrategieën hadden plaatsgevonden als onderdeel van de routinematige klinische zorg vóór de gegevensextractie, en er geen prospectieve inschrijving of onderzoeksgestuurde toewijzing van interventies heeft plaatsgevonden.
Studieontwerp
Deze studie maakte gebruik van een retrospectief cohortontwerp in twee fasen. Het cohort dat tussen januari 202 en januari 2023 werd behandeld, werd gebruikt voor modelontwikkeling en interne bootstrap-validatie, terwijl het cohort dat tussen januari en december 2024 werd behandeld, werd gebruikt om retrospectief de uitkomsten te vergelijken tussen patiënten die een op het model gebaseerde, risicogestuurde follow-up ontvingen en patiënten die een routinematige follow-up met vaste intervallen ontvingen. Het tweede cohort evalueerde het gedocumenteerde zorgpad en vormde geen externe validatie van de modelprestaties. Figuur 1 presenteert de patiëntenselectie voor beide retrospectieve cohorten.
Studiepopulatie
Retrospectieve cohort
De cohort voor modelontwikkeling bestond uit 124 patiënten met vroeg stadium gastro-intestinale kanker die tussen januari 202 en januari 2023 een ESD ondergingen in de Afdeling Gastroenterologie. De inclusiecriteria waren: (1) pathologisch bevestigde vroege slokdarm-, maag- of colorectale kanker, geclassificeerd als T1a of T1b zonder vasculaire invasie; (2) een eerste ESD met een volledige R0-resectie; (3) een postoperatieve overleving van ten minste 6 maanden; en (4) volledige klinische en verpleegkundige dossiers, inclusief de gespecificeerde informatie over dieet, medicatie, psychologie en follow-up. De exclusiecriteria waren: (1) distante metastasen of meerdere primaire maligne tumoren; (2) neoadjuvante chemoradiotherapie; (3) een ernstige postoperatieve complicatie die een heroperatie binnen 3 maanden vereiste; (4) cognitieve stoornissen of psychische aandoeningen die medewerking aan de follow-up belemmerden; en (5) uitval tijdens de follow-up of onvolledige gegevens. Er is geen formele a priori steekproefgrootteberekening uitgevoerd omdat dit een retrospectieve cohort voor modelontwikkeling betrof, en alle beschikbare dossiers die voldeden aan de criteria gedurende de vooraf vastgestelde periode werden geïncludeerd. Voor binaire klinische voorspellingsmodellen hangt de adequaatheid van de steekproefgrootte echter af van het aantal uitkomstgebeurtenissen, het aantal kandidaat-voorspellerparameters, de verwachte modelprestaties en de noodzaak om overfitting te beperken, in plaats van enkel van de totale steekproefgrootte. De cohort bevatte 2 recidieven verdeeld over zeven voorspellerparameters, wat overeenkomt met 3,1 gebeurtenissen per parameter; gezien deze lage ratio van gebeurtenissen per parameter werd het model beschouwd als kwetsbaar voor coëfficiëntinstabiliteit en overfitting1,12.
Retrospectieve vergelijkende cohort
De retrospectieve vergelijkende cohort bestond uit 84 patiënten met vroeg stadium gastro-intestinaal carcinoom die tussen januari en december 2024 een ESD ondergingen en waarvan de toegepaste follow-upstrategie en de vooraf vastgestelde resultaten na 12 maanden volledig gedocumenteerd waren. De inclusiecriteria waren: (1) pathologisch bevestigd vroeg stadium slokdarm-, maag- of colorectaal carcinoom; (2) ESD uitgevoerd tijdens de vooraf vastgestelde studieperiode; (3) volledige documentatie van de toegepaste follow-upstrategie; en (4) volledige uitkomstgegevens na 12 maanden. De exclusiecriteria waren: (1) distant metastasering of meerdere primaire maligne tumoren; (2) neoadjuvante chemoradiotherapie; (3) een ernstige postoperatieve complicatie die een reoperatie binnen 3 maanden vereiste; (4) cognitieve stoornissen of psychische aandoeningen die deelname aan de follow-up belemmerden; en (5) onvolledige follow-up- of uitkomstgegevens. Op basis van de in de medische en verpleegkundige dossiers gedocumenteerde follow-upstrategie werden 42 patiënten ingedeeld in de model-geïnformeerde, risicogestuurde follow-upgroep en 42 in de routinematige, vaste-interval follow-upgroep. Er werd geen sprake van randomisatie, toewijzingsverhulling of onderzoekgestuurde toewijzing. De cohortgrootte werd bepaald door het aantal geschikte dossiers met volledige uitkomstgegevens na 12 maanden gedurende de vooraf vastgestelde periode; bijgevolg was er geen prospectieve steekproefberekening op basis van power van toepassing.
Gegevensverzameling
Retrospectieve data-extractie
Baselinevariabelen omvatten leeftijd, geslacht, body mass index (BMI) en pathologisch type. Verpleegkundig relevante postoperatieve indicatoren werden geabstraheerd met behulp van de vooraf vastgestelde definities in de database: inname van zoutrijk of pittig voedsel minstens tweemaal per week gedurende de eerste 3 postoperatieve maanden; onvolledige dagelijkse documentatie van wondexsudaat tijdens de eerste postoperatieve maand; een score op de Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS)13 ≥1 na 1 maand; minstens twee gemiste doses sucralfaat per week gedurende de eerste 3 postoperatieve maanden; minstens twee gemiste follow-upafspraken tijdens de eerste 6 maanden; roken van minstens 10 sigaretten per dag gedurende minstens 6 maanden; en een gemiddelde nuchtere bloedglucoseconcentratie ≥7.0 mmol/L gedurende de eerste 3 postoperatieve maanden bij patiënten met diabetes. De uitkomst was recidief binnen 12 maanden, gedefinieerd als lokaal recidief of metachroon kanker, bevestigd door endoscopisch biopt en histopathologie. Omdat de beoordelingsperioden voor verschillende postoperatieve indicatoren overlapten met de observatieperiode voor recidieven, kon de temporele precedentie voor elke patiënt niet worden geverifieerd; deze variabelen werden daarom geanalyseerd als postoperatieve correlaten van recidief, en het resulterende model werd niet geïnterpreteerd als een baseline prognostisch instrument.
Modelontwikkeling en interne validatie
Zeven binaire, verpleegkundig relevante variabelen—inname van zout- of pittig voedsel, onvolledige documentatie van wondexsudaat, een HADS-score ≥1, onregelmatig gebruik van sucralfaat tijdens de eerste 3 postoperatieve maanden, ten minste twee gemiste vervolgafspraken, blootstelling aan rook en ongecontroleerde diabetes—werden gelijktijdig ingevoerd in een multivariabel logistisch regressiemodel. Logistische regressie werd gekozen omdat de uitkomst binair was en de studie streefde naar een interpreteerbare kansvergelijking die toegepast kon worden in routinedossiers. Alternatieve statistische algoritmen of machine-learning-algoritmen werden niet vergeleken omdat er slechts 2 recidivegebeurtenissen beschikbaar waren, waardoor betrouwbare algoritmeontwikkeling en -optimalisatie onwaarschijnlijk waren. Multicollineariteit werd beoordeeld aan de hand van variantie-inflatiefactoren, waarbij waarden >5 als onaanvaardbaar werden beschouwd.
Modeldiscriminatie werd beoordeeld met behulp van de oppervlakte onder de receiver operating characteristic-curve (AUC), waarbij het 95% betrouwbaarheidsinterval werd berekend met de DeLong-methode. De operationele drempelwaarde werd bepaald door de Youden-index te maximaliseren, waarna de sensitiviteit en specificiteit werden berekend. De kalibratie werd geëvalueerd met de Hosmer-Lemeshow goodness-of-fit-test, de Brier-score en een kalibratieplot op basis van voorspelde risico-kwintielen. Zowel de schijnbare als de bootstrap-gecorrigeerde kalibratie werden weergegeven, waarbij het optimisme werd geschat op basis van 1.0 bootstrap-resamples waarin het volledige model opnieuw werd gefit; dezelfde bootstrap-procedure werd gebruikt om het optimisme in de AUC te schatten14. Regressiecoëfficiënten, odds ratio's, betrouwbaarheidsintervallen, het intercept en de volledige waarschijnlijkheidsvergelijking werden gerapporteerd om onafhankelijke berekening van de modelscore mogelijk te maken.
Interventieprotocol
Risico-gestuurde follow-upgroep: Medische en verpleegkundige dossiers gaven aan dat patiënten in deze groep follow-up en verpleegkundige ondersteuning hadden ontvangen die gekoppeld was aan de uit het model afgeleide recidiefkans. De kansen werden gecategoriseerd met behulp van de operationele drempelwaarden die behouden waren in het oorspronkelijke institutionele traject: laag risico, <20%; gemiddeld risico, 20% tot <40%; en hoog risico, ≥40%. Deze drempelwaarden waren een weerspiegeling van de lokale klinische praktijk en multidisciplinaire beoordeling, in plaats van grenswaarden afgeleid uit een gepubliceerde richtlijn, een eerdere validatiestudie of een formele Delphi-consensus; ze werden gebruikt om de intensiteit van de verpleging te bepalen en waren verschillend van de uit de ROC afgeleide drempelwaarde van 0,1484, die uitsluitend werd gebruikt om de sensitiviteit en specificiteit van het model samen te vatten.
Het traject werd geïmplementeerd via routinematige follow-up door verpleegkundig personeel van de afdeling gastro-enterologie. Patiënten met een laag risico kregen één jaarlijkse controle, een gestandaardiseerd boekje over dieet, dagelijkse levensstijl en alarmsymptomen, en elke 3 maanden korte herinneringsberichten. Patiënten met een gemiddeld risico kregen een halfjaarlijkse controle, inclusief één poliklinische endoscopische herbeoordeling, samen met maandelijkse telefonische contacten via de verpleegkundige, beoordeling van voedingsdagboeken, geïndividualiseerde dieetplannen en versterking van de therapietrouw bij medicatiegebruik. Patiënten met een hoog risico kregen een gestructureerd cognitieve-gedragstherapeutisch ondersteuningsprogramma van acht sessies dat wekelijks werd gegeven, video-instructies voor wondverzorging, dagelijkse registratie van bloedingen, pijn, abdominale distentie en andere alarmsymptomen, wekelijkse indiening van de verslagen bij het verpleegkundig team, maandelijkse familiegesprekken om de verantwoordelijkheden voor toezicht te verduidelijken, en gecoördineerd diabetesmanagement met endocrinologisch consult en geplande glucosemonitoring.
In het gearchiveerde traject werd de psychologische component beschreven als cognitieve gedragstherapie (CGT), maar de kwalificaties van de zorgverlener op het gebied van geestelijke gezondheidszorg of een behandelhandleiding zijn niet bewaard gebleven; daarom wordt dit conservatief gerapporteerd als gestructureerde cognitieve-gedragsmatige ondersteuning in plaats van formele, door een therapeut geleverde CGT. Het risico-gestuurde follow-up traject is primair ontwikkeld als een lokaal institutioneel traject, gebaseerd op de routinematige post-ESD-procedures van het ziekenhuis en gepubliceerde aanbevelingen die geplande endoscopische surveillance na curatieve ESD ondersteunen15,16. De gepubliceerde richtlijnen vormden de basis voor het algemene surveillancemodel, maar specificeerden niet de modelgebaseerde waarschijnlijkheidsdrempels of de verpleegkundige acties die aan elk risiconiveau waren toegewezen. Deze elementen zijn lokaal ontwikkeld door verpleegkundig relevante indicatoren te koppelen aan overeenkomstige zorgacties en zijn beoordeeld door het multidisciplinaire klinische team van het ziekenhuis zonder een formeel Delphi-proces. De uitvoering is gedocumenteerd in de bestaande verpleegkundige en follow-up dossiers; er is geen aparte getrouwheidschecklist, vooraf vastgestelde getrouwheidsdrempel of onafhankelijke getrouwheidsbeoordeling bewaard (Tabel 1).
Routine follow-up groep: Uit de dossiers bleek dat patiënten in deze groep vaste follow-up intervallen hadden ondergaan, inclusief endoscopische onderzoeken na 6 maanden, 1 jaar en 2 jaar na de operatie, evenals routinematige gezondheidsvoorlichting zonder op modellen gebaseerde, geïndividualiseerde begeleiding.
Uitkomstindicatoren
Prestatie-indicatoren van het model
De prestaties van het model werden samengevat aan de hand van de AUC en het bijbehorende 95% betrouwbaarheidsinterval; de geselecteerde waarschijnlijkheidsdrempel; sensitiviteit, specificiteit en de Youden-index; de Hosmer-Lemeshow-statistiek en de P-waarde; de Brier-score; via bootstrap geschatte optimisme; en de optimisme-gecorrigeerde AUC.
Vergelijkende uitkomst in de retrospectieve vergelijkende cohort
De belangrijkste vergelijkende uitkomstmaat was recidive, bevestigd door endoscopisch biopt en histopathologie binnen 12 maanden na ESD. Resultaten werden gerapporteerd als absolute aantallen en percentages, samen met het risicodifference, relatief risico, odds ratio en hun 95% betrouwbaarheidsintervallen. Exacte recidive-data waren niet opgenomen in de analysedataset van 2024; daarom werden recidive-vrije overleving, Kaplan-Meier-curves, Cox-regressie en recidive-tijdverdelingen niet geanalyseerd.
Kwaliteitsindicatoren voor verpleegkundig management
De naleving van de verpleegkundige zorg werd geëvalueerd na 1, 6 en 12 maanden en omvatte de naleving van het dieet, gedefinieerd als een inname van zoutrijk of pittig voedsel minder dan tweemaal per week; de uitvoering van de wondzorg, gedefinieerd als het invullen van gestandaardiseerde dagelijkse wondverslagen; de therapietrouw bij medicatie, gedefinieerd als minder dan twee gemiste doses per week; en de naleving van de follow-up, gedefinieerd als het niet missen van geplande afspraken.
De psychologische status werd op dezelfde tijdstippen beoordeeld met de Chinese versie van de 14-item Hospital Anxiety and Depression Scale, die bestaat uit subschalen van 7 items voor angst en depressie, elk gescoord van 0 tot 21, waarbij hogere scores wijzen op een grotere symptoomlast. Scores voor angst, depressie en de totaalscores werden geanalyseerd als continue variabelen. De Chinese versie van de HADS heeft bevredigende psychometrische eigenschappen aangetoond, waaronder constructvaliditeit, interne consistentie en concurrente validiteit, in een multicentrische steekproef van Chinese kankerpatiënten13.
Zelfmanagement werd beoordeeld met behulp van de Gastrointestinal Disease Self-Management Scale, zoals vastgelegd in de oorspronkelijke studiedatabase. De behouden schaal bestond uit vier gescoorde domeinen — dieetbeheer, symptoommonitoring, medicatiebeheer en emotionele regulatie — en een totaalscore berekend als de som van de vier domeinscores; hogere scores duidden op een beter zelfmanagement. De oorspronkelijke studiedocumentatie vermeldde een Cronbach’s α van 0,85. Antwoorden op itemniveau, de handleiding van het oorspronkelijke instrument en een onafhankelijke externe validatiereferentie werden niet bewaard; de schaal werd daarom behandeld als een studie-instrument in plaats van beschreven als een volledig extern gevalideerde maatstaf.
De tevredenheid van het verplegend personeel werd na 12 maanden beoordeeld met behulp van de door het ziekenhuis ontwikkelde 10-puntsschaal voor tevredenheid, zoals vastgelegd in de studiedatabase. Scores werden gecategoriseerd als zeer tevreden (≥90), tevreden (80–89), matig (60-79) of ontevreden (<60). De oorspronkelijke studiedocumentatie rapporteerde een Cronbach's α van 0,87, maar de antwoorden op itemniveau en de oorspronkelijke verslagen van de schaalontwikkeling zijn niet bewaard gebleven; daarom werden de bevindingen over de tevredenheid als verkennend beschouwd.
Indicatoren voor de efficiëntie van medische middelen
Het gebruik van middelen werd geëvalueerd over de observatieperiode van 12 maanden vanuit het perspectief van de directe medische middelen van het ziekenhuis. Onderzoekskosten werden uitgedrukt in nominale Chinese yuan zoals geregistreerd in de database van het ziekenhuis en omvatten kosten voor endoscopische, beeldvormende en laboratoriumonderzoeken; er is geen inflatiecorrectie of verdiscontering toegepast omdat de analyse betrekking had op één follow-upperiode van 12 maanden. Ziekenhuisopnames die toe te schrijven waren aan recidieven of postoperatieve complicaties werden geïdentificeerd aan de hand van de elektronische medische dossiers. De follow-uptijd werd geanalyseerd met behulp van de samengestelde variabele in de database, waarin de follow-uptijd van de zorgverlener werd gecombineerd met de reistijd en consultatietijd van de patiënt; de individuele tijdcomponenten werden niet afzonderlijk opgeslagen. Omdat kosten- en gebruiksvariabelen scheef verdeeld kunnen zijn, werden de gemiddelde verschillen tussen groepen en 95% betrouwbaarheidsintervallen geschat met behulp van 10.00 non-parametrische bootstrap-resamples.
Statistische methoden
De gegevens werden geanalyseerd met SPSS en R. Continue variabelen op een enkel tijdstip werden op normaliteit getoetst met de Shapiro-Wilk-toets en samengevat als gemiddelde ± standaarddeviatie of mediaan (interkwartielafstand), afhankelijk van wat van toepassing was. Voor vergelijkingen tussen groepen werden onafhankelijke t-toetsen of Mann-Whitney U-toetsen gebruikt. Categorische variabelen werden samengevat als n (%) en vergeleken met de χ2-toets van Pearson of de exacte toets van Fisher wanneer de verwachte celaantallen <5 waren. Geordende tevredenheidscategorieën werden vergeleken met de Mann-Whitney rank-somtoets, terwijl de algemene tevredenheidsscore werd vergeleken met de exacte toets van Fisher.
Herhaalde continue uitkomsten werden geanalyseerd met behulp van gegeneraliseerde schattingsvergelijkingen (generalized estimating equations) met een Gaussische distributie, identity link, uitwisselbare werkcorrelatie en robuuste standaardfouten; de vaste effecten bestonden uit groep, tijd en de interactie tussen groep en tijd. Herhaalde binaire compliantie-uitkomsten werden geanalyseerd met behulp van gegeneraliseerde schattingsvergelijkingen met een binomiale distributie en logit link. De P-waarden van de interactie tussen groep en tijd werden binnen elke uitkomstfamilie gecorrigeerd met behulp van de Benjamini-Hochberg-procedure voor de false-discovery-rate, en de verschillen tussen groepen of odds ratio's na 12 maanden werden gerapporteerd met 95% betrouwbaarheidsintervallen.
Eén ontbrekende totale score voor zelfmanagement na 6 maanden in de groep met routine-follow-up werd gereconstrueerd als 72, omdat alle vier de domeinscores beschikbaar waren en precies tot dat totaal optelden. Vergelijkingen van recidieven werden gerapporteerd met behulp van het risicodifferentie, het relatieve risico en de odds ratio met 95% betrouwbaarheidsintervallen. Gemiddelde verschillen in het gebruik van middelen en betrouwbaarheidsintervallen werden geschat met behulp van 10.0 non-parametrische bootstrap-resamples. Het logistische model met zeven variabelen werd geëvalueerd met de hierboven beschreven procedures, inclusief 1.0 bootstrap-resamples voor interne validatie. Omdat de vergelijkende cohort niet gerandomiseerd was en slechts 18 recidieven bevatte, werden de resultaten ervan geïnterpreteerd als niet-gecorrigeerde observationele associaties in plaats van schattingen van causale effecten. Alle toetsen waren tweezijdig, en p < 0,05 werd beschouwd als statistisch significant.
Resultaten
Univariate associations between nursing-relevant indicators and recurrence
Among the 124 patients in the model-development cohort, 22 experienced recurrence and 102 did not. High-salt or spicy food intake, incomplete wound-exudate documentation, HADS score ≥11, irregular sucralfate use, at least two missed follow-up appointments, smoking exposure, and uncontrolled diabetes were more frequent among patients with recurrence than among those without recurrence. Age, BMI, lesion size ≥2 cm, and poor differentiation did not differ significantly between the groups (Table 2). These univariate findings were interpreted as associations rather than evidence of causal effects (Table 2).
Model development and internal validation
The seven-variable logistic model included high-salt or spicy food intake, incomplete documentation of wound exudate, HADS score ≥11, irregular sucralfate use, at least two missed follow-up appointments, smoking exposure, and uncontrolled diabetes. Let X1-X7 denote these variables in the order listed, coded as 1 when present and 0 when absent. The linear predictor was LP = −6.0438 + 1.3123X1 + 1.6194X2 + 2.2870X3 + 0.9335X4 + 1.3526X5 + 1.1080X6 + 0.6359X7, and the estimated probability was p = exp(LP)/[1 + exp(LP)]. The apparent AUC was 0.922 (95% CI, 0.872–0.972). At the threshold of 0.1484 selected by the maximum Youden index, sensitivity was 95.45%, specificity was 84.31%, and the Youden index was 0.7977. The Hosmer-Lemeshow statistic was χ2 = 4.358 (P = 0.823), and the Brier score was 0.088. Bootstrap internal validation estimated optimism of 0.038, yielding an optimism-corrected AUC of 0.884. These performance estimates should be interpreted with caution because only 22 recurrence events were available for seven predictor parameters (Figure 2 and Tables 3,4).
Baseline characteristics of the retrospective comparative cohort
No statistically significant differences were observed between the two groups in the measured baseline characteristics, including age, sex, BMI, pathological type, lesion size, differentiation, vascular invasion, diabetes, and baseline HADS score (p > 0.05; Table 5). Because the follow-up strategy was not randomly assigned, similarity in measured characteristics does not rule out treatment selection bias or unmeasured confounding.
Twelve-month recurrence in the retrospective comparative cohort
During 12 months, recurrence was documented in 5 of 42 patients (11.90%) in the risk-guided follow-up group and 13 of 42 patients (30.95%) in the routine follow-up group. The risk-guided-minus-routine risk difference was −19.05 percentage points (95% CI, −35.55 to −1.37), the relative risk was 0.38 (95% CI, 0.15-0.98), and the odds ratio was 0.30 (95% CI, 0.10-0.94). Local recurrence occurred in 2 of 42 and 8 of 42 patients, respectively (OR, 0.21; 95% CI, 0.04-1.07; Fisher’s exact p = 0.088), while metachronous cancer occurred in 3 of 42 and 5 of 42 patients, respectively (OR, 0.57; 95% CI, 0.13-2.55; Fisher’s exact p = 0.713). Exact event dates and individual risk-tier assignments were not retained in the 2024 analysis dataset; therefore, no time-to-event or risk-tier-specific recurrence analysis was performed (Table 6).
Nursing compliance during follow-up
Generalized estimating equations did not show significant group-by-time interactions for dietary compliance, wound-care execution, medication adherence, or follow-up adherence; the false-discovery-rate-adjusted P value was 0.328 for each interaction. At 12 months, the risk-guided group nevertheless had higher odds of dietary compliance (OR, 5.55; 95% CI, 1.82–16.94), wound-care execution (OR, 7.22; 95% CI, 1.90-27.40), medication adherence (OR, 4.11; 95% CI, 1.33-12.69), and follow-up adherence (OR, 14.55; 95% CI, 1.78-118.76). These estimates describe the 12-month group differences but do not demonstrate significantly different longitudinal trajectories (Table 7).
Inter-group differences in psychological status
Generalized estimating equations showed significant group-by-time interactions for anxiety (χ2 = 20.96, false-discovery-rate-adjusted p < 0.001), depression (χ2 = 24.84, adjusted p <0.001), and total HADS score (χ2 = 40.80, adjusted p < 0.001). At 12 months, the estimated risk-guided-minus-routine differences were −1.60 points for anxiety (95% CI, -2.05 to -1.14), -1.71 points for depression (95% CI, -2.12 to -1.31), and -3.31 points for the total HADS score (95% CI, -3.95 to -2.67; Figure 3).
Inter-group differences in self-management ability
Significant group-by-time interactions were observed for dietary management, symptom monitoring, medication management, emotional regulation, and the total self-management score (all false-discovery-rate-adjusted p < 0.001). At 12 months, the estimated risk-guided-minus-routine differences were 8.62 points for dietary management (95% CI, 7.51–9.73), 10.31 points for symptom monitoring (95% CI, 9.17-11.45), 9.02 points for medication management (95% CI, 7.72–10.32), 9.10 points for emotional regulation (95% CI, 7.92–10.27), and 37.05 points for the total score (95% CI, 34.67–39.43; Figure 4).
Inter-group differences in nutritional status
Generalized estimating equations showed significant group-by-time interactions for BMI (false-discovery-rate-adjusted p < 0.001), serum albumin (adjusted p < 0.001), and hemoglobin (adjusted p = 0.006). At 12 months, the estimated risk-guided-minus-routine differences were 1.59 kg/m2 for BMI (95% CI, 0.50–2.68), 5.43 g/L for serum albumin (95% CI, 3.56–7.30), and 7.31 g/L for hemoglobin (95% CI, 3.56–11.06; Figure 5).
Inter-group differences in medical resource consumption and nursing satisfaction
Mean annual examination cost was RMB 6,330.79 ± 1,186.52 in the risk-guided group and RMB 8,269.29 ± 1,569.26 in the routine group; the bootstrap mean difference was −RMB 1,938.50 (95% CI, -2,533.51 to -1,342.91). Annual hospitalizations averaged 0.76 ± 0.79 and 1.69 ± 1.28, respectively, with a mean difference of -0.93 (95% CI, -1.38 to -0.50). Mean follow-up time was 27.05 ± 5.66 and 39.26 ± 5.96 min, respectively, with a mean difference of -12.21 min (95% CI, -14.67 to -9.83). Satisfaction-category distributions differed between groups (Mann-Whitney U = 1197.0, P = 0.001), and the overall satisfaction rates were 39 of 42 (92.86%) and 30 of 42 (71.43%), respectively (Fisher’s exact P = 0.020; Table 8).
Data Availability:
Raw data supporting the model development and retrospective comparative cohort analyses are provided in Supplementary File 1.
Figure 1: Included patients and analytic structure of the retrospective model-development cohort and the retrospective comparative cohort. Patients in the 2024 cohort were classified according to the follow-up strategy documented in their medical and nursing records; no random allocation was performed. Please click here to view a larger version of this figure.
Figure 2: Apparent performance and internal validation of the seven-variable exploratory recurrence-risk model. (A) Receiver operating characteristic curve; the apparent AUC was 0.922 (95% CI, 0.872-0.972), and the Youden threshold of 0.1484, explicitly marked on the curve, yielded a sensitivity of 95.45% and specificity of 84.31%. (B) Apparent and bootstrap-corrected calibration curves based on quintiles of predicted risk; the two curves are separately identified in the plot, and the 45-degree line indicates perfect calibration. The bootstrap-corrected curve was obtained using 1,000 bootstrap resamples with refitting of the full model. (C) Nomogram based on the seven binary nursing-relevant variables. Abbreviations: AUC = area under the curve. Please click here to view a larger version of this figure.
Figure 3: Trends of HADS scores (anxiety/depression dimensions) at different time points after surgery between the two groups. (A) Anxiety dimensions score, (B) Depression dimensions score, (C) total score. Data are presented as mean ± SD; error bars represent SD. vs routine follow-up group * = p < 0.05, vs 1 month after surgery; # = p < 0.05, vs 6 months after surgery; & = p < 0.05. Please click here to view a larger version of this figure.
Figure 4: Trends of self-management ability scores in each dimension at different time points after surgery between the two groups. (A) Diet management score, (B) Symptom monitoring score, (C) Medication management score, (D) Emotion regulation score, (E) Total score. Data are presented as mean ± SD; error bars represent SD. vs routine follow-up group * = p < 0.05, vs 1 month after surgery; # = p < 0.05, vs 6 months after surgery; & = p < 0.05. Please click here to view a larger version of this figure.
Figure 5: Trends of nutritional status indicators at different time points after surgery between the two groups. (A) BMI, (B) Serum albumin (ALB), (C) Hb. Data are presented as mean ± SD; error bars represent SD. vs routine follow-up group * = p < 0.05, vs 1 month after surgery; # = p < 0.05, vs 6 months after surgery; & = p < 0.05. Please click here to view a larger version of this figure.
| Risk tier | Model probability | Follow-up schedule | Nursing measures | Provider and coordination | Documentation and fidelity |
| Low risk | <20% | One annual review; reinforcement every 3 months | Standardized booklet covering diet, lifestyle, and recurrence-warning symptoms; quarterly reinforcement messages | Routine gastroenterology nursing team | Recorded in routine follow-up records; no independent fidelity assessment |
| Intermediate risk | 20% to <40% | Semi-annual review, including one outpatient endoscopic reassessment; monthly telephone contact | Review of food diaries, individualized dietary planning, and reinforcement of medication adherence | Gastroenterology nursing team | Telephone and outpatient contacts recorded in nursing records; no prespecified fidelity threshold |
| High risk | ≥40% | Intensive scheduled support in addition to endoscopic surveillance | Eight weekly structured cognitive-behavioral support sessions; video-based wound-care instruction; daily warning-symptom logs with weekly feedback; monthly family sessions; coordinated diabetes management and glucose monitoring | Nursing team, family caregivers, and endocrinology service where diabetes was present | Components recorded in routine nursing records; provider credentials for the psychological component and a separate quantitative fidelity measure were not retained |
Table 1: Development, delivery, and content of the model-informed risk-guided follow-up pathway
| Indicator | Recurrent group | Non-recurrent group | Statistic | p value |
| Age, years | 61.23 ± 6.13 | 61.02 ± 4.99 | t = 0.170 | 0.866 |
| BMI, kg/m² | 23.83 ± 1.98 | 23.09 ± 2.74 | t = 1.207 | 0.23 |
| High-salt/spicy intake, yes/no | 15/7 | 31/71 | χ² = 11.075 | <0.001 |
| Incomplete wound records, yes/no | 14/8 | 28/74 | χ² = 10.579 | 0.001 |
| HADS score ≥11, yes/no | 17/5 | 25/77 | χ² = 22.493 | <0.001 |
| Irregular sucralfate use, yes/no | 15/7 | 35/67 | χ² = 8.626 | 0.003 |
| Missed follow-up ≥2 times, yes/no | 12/10 | 26/76 | χ² = 7.188 | 0.007 |
| Smoking ≥10 cigarettes/day, yes/no | 14/8 | 36/66 | χ² = 6.041 | 0.014 |
| Uncontrolled diabetes, yes/no | 12/10 | 32/70 | χ² = 4.245 | 0.039 |
| Lesion size ≥2 cm, yes/no | 13/9 | 40/62 | χ² = 2.921 | 0.087 |
| Poor differentiation, yes/no | 8/14 | 22/80 | χ² = 2.160 | 0.142 |
Table 2: Univariate associations between nursing-relevant indicators and 12-month recurrence after ESD
| Predictor | B | SE | Wald χ² | P value | OR | 95% CI |
| High-salt or spicy food intake | 1.312 | 0.669 | 3.842 | 0.05 | 3.715 | 1.000–13.797 |
| Incomplete wound-exudate documentation | 1.619 | 0.647 | 6.257 | 0.012 | 5.05 | 1.420–17.963 |
| HADS score ≥11 | 2.287 | 0.674 | 11.506 | 0.001 | 9.845 | 2.626–36.909 |
| Irregular sucralfate use | 0.934 | 0.644 | 2.104 | 0.147 | 2.543 | 0.720–8.979 |
| ≥2 missed follow-up appointments | 1.353 | 0.652 | 4.303 | 0.038 | 3.867 | 1.077–13.882 |
| Smoking ≥10 cigarettes/day | 1.108 | 0.652 | 2.887 | 0.089 | 3.028 | 0.844–10.870 |
| Uncontrolled diabetes | 0.636 | 0.649 | 0.961 | 0.327 | 1.889 | 0.530–6.734 |
| Intercept | −6.044 | 1.136 | 28.323 | <0.001 | 0.002 | — |
Table 3: Multivariable logistic regression model for 12-month recurrence after ESD
| Measure | Estimate |
| Recurrence events/total | 22/124 |
| Predictor parameters | 7 |
| Events per parameter | 3.1 |
| Apparent AUC | 0.922 |
| 95% CI | 0.872–0.972 |
| Probability threshold | 0.1484 |
| Sensitivity | 95.45% |
| Specificity | 84.31% |
| Youden index | 0.7977 |
| Hosmer–Lemeshow χ² | 4.358 |
| Hosmer–Lemeshow P value | 0.823 |
| Brier score | 0.088 |
| Bootstrap resamples | 1,000 |
| Estimated optimism | 0.038 |
| Optimism-corrected AUC | 0.884 |
Table 4: Apparent and bootstrap-corrected performance of the seven-variable exploratory recurrence-risk model
| Indicator | Risk-guided group | Routine group | Statistic | P value |
| Age, years | 60.38 ± 6.56 | 61.07 ± 6.09 | t = −0.500 | 0.618 |
| Sex, male/female | 25/17 | 23/19 | χ² = 0.194 | 0.659 |
| BMI, kg/m² | 23.94 ± 2.36 | 23.10 ± 2.49 | t = 1.591 | 0.115 |
| Pathological type, squamous/adenocarcinoma | 11/31 | 14/28 | χ² = 0.513 | 0.474 |
| Lesion size, cm | 1.78 ± 0.47 | 1.66 ± 0.60 | t = 1.053 | 0.295 |
| Differentiation, well/moderate/poor | 18/19/5 | 16/21/5 | χ² = 0.218 | 0.897 |
| Vascular invasion, yes/no | 7/35 | 8/34 | χ² = 0.081 | 0.776 |
| Diabetes, yes/no | 9/33 | 12/30 | χ² = 0.571 | 0.45 |
| Baseline HADS score | 8.45 ± 2.69 | 8.33 ± 2.14 | t = 0.225 | 0.823 |
Table 5: Baseline characteristics of the retrospective comparative cohort
| Outcome | Risk-guided group | Routine group | Effect estimate | p value |
| Overall recurrence | 5/42 (11.90%) | 13/42 (30.95%) | RD, −19.05 percentage points (95% CI, −35.55 to −1.37); RR, 0.38 (0.15–0.98); OR, 0.30 (0.10–0.94) | 0.033 |
| Local recurrence | 2/42 (4.76%) | 8/42 (19.05%) | OR, 0.21 (0.04–1.07) | 0.088 |
| Metachronous cancer | 3/42 (7.14%) | 5/42 (11.90%) | OR, 0.57 (0.13–2.55) | 0.713 |
Table 6: Twelve-month recurrence in the retrospective comparative cohort
| Indicator | Group-by-time χ² | FDR-adjusted p | 12-month OR | 95% CI |
| Dietary compliance | 2.387 | 0.328 | 5.55 | 1.82–16.94 |
| Wound-care execution | 3.158 | 0.328 | 7.22 | 1.90–27.40 |
| Medication adherence | 2.227 | 0.328 | 4.11 | 1.33–12.69 |
| Follow-up adherence | 3.347 | 0.328 | 14.55 | 1.78–118.76 |
Table 7: Nursing compliance during follow-up analyzed using generalized estimating equations
| Indicator | Risk-guided group | Routine group | Mean difference or test | 95% CI/P value |
| Annual examination cost, RMB | 6330.79 ± 1186.52 | 8269.29 ± 1569.26 | −1938.50 | −2533.51 to −1342.91 |
| Annual hospitalizations | 0.76 ± 0.79 | 1.69 ± 1.28 | −0.93 | −1.38 to −0.50 |
| Follow-up time, min | 27.05 ± 5.66 | 39.26 ± 5.96 | −12.21 | −14.67 to −9.83 |
| Satisfaction categories | 34/5/3/0 | 20/10/8/4 | Mann–Whitney U = 1197.0 | P = 0.001 |
| Overall satisfaction | 39/42 (92.86%) | 30/42 (71.43%) | Fisher’s exact test | P = 0.020 |
Table 8: Resource use and nursing satisfaction in the retrospective comparative cohort
Supplementary File 1: Raw patient-level data supporting the model-development and retrospective comparative cohort analyses.Please click here to download this file.
Discussie
Deze studie onderzocht of postoperatieve indicatoren die relevant zijn voor de verpleegkunde kunnen worden opgenomen in een verkennend model voor recidiverisico en gekoppeld kunnen worden aan een praktisch follow-up traject. In de retrospectieve ontwikkelingscohort vertoonde het model met zeven variabelen een hoge schijnbare discriminatie, hoewel het beperkte aantal gebeurtenissen, de temporele overlap tussen verschillende indicatoren en het recidief, en het ontbreken van externe validatie definitieve conclusies over de voorspellende overdraagbaarheid belemmeren. Een aparte retrospectieve vergelijkingscohort maakte het mogelijk om de gedocumenteerde uitkomsten van patiënten die een risicogestuurde of routinematige follow-up hadden ontvangen over 12 maanden te vergelijken; omdat de follow-upstrategie niet willekeurig was toegewezen, vertegenwoordigen deze vergelijkingen observationele associaties in plaats van causale interventie-effecten.
Surveillance met vaste intervallen houdt mogelijk geen rekening met verschillen in postoperatief gedrag, emotionele belasting, therapietrouw of de kwaliteit van de lopende monitoring17. Het huidige traject was erop gericht om verpleegkundig relevante indicatoren te koppelen aan de intensiteit van de follow-up en vooraf gedefinieerde zorgacties. Dieetgedrag, medicijngebruik, emotionele distress, glykemische controle, roken en het bijwonen van afspraken vertegenwoordigen potentieel aanpasbare of monitorbare domeinen, terwijl de documentatie van wondexsudaat primair het zorg- en monitoringsproces weerspiegelt. Dit kader kan helpen bij het organiseren van de postoperatieve verpleging, maar de huidige gegevens bewijzen niet dat elke indicator zich op een causaal pad naar recidive bevindt.
Het waargenomen recidiefpercentage na 12 maanden was 19,05 procentpunt lager in de risicogestuurde groep dan in de groep met routinematige follow-up. Dit verschil is consistent met een potentieel voordeel van meer gestructureerde ondersteuning, maar de retrospectieve niet-gerandomiseerde vergelijking kan de bijdrage van het risicomodel niet onderscheiden van die van aanvullend contact, ondersteunende zorg, patiëntselectie, resterende confounding of differentiële surveillance en detectie18. De bevindingen met betrekking tot het recidief moeten daarom worden beschouwd als hypothese-genererend en niet als definitief bewijs voor de effectiviteit van de interventie.
Psychologische ondersteuning, dieet- en medicatiebegeleiding, registratie van wondgerelateerde symptomen, betrokkenheid van de familie en het beheer van comorbiditeit werden gecombineerd binnen het risicogestuurde traject19,20. De longitudinale HADS- en zelfmanagementbevindingen zijn consistent met de mogelijkheid dat gestructureerd verpleegkundig contact de emotionele en gedragsmatige beheersing ondersteunde21; het traject was echter uit meerdere componenten opgebouwd, en het huidige ontwerp kan niet bepalen welke component verantwoordelijk was voor de geobserveerde verschillen. Er zijn geen stressbiomarkers, immuunmetingen, componentspecifieke mediatieanalyses of onafhankelijke getrouwheidsbeoordelingen verkregen, waardoor mechanistische interpretaties moeten worden vermeden2. Beschikbare informatie over zorgverleners en implementatie gaf aan dat de kwalificaties op het gebied van geestelijke gezondheidszorg voor de cognitieve-gedragscomponent niet werden vastgehouden en dat er geen formele Delphi- of kwantitatieve getrouwheidsprocedure is gebruikt.
Eerdere modellen voor recidive na ESD waren over het algemeen locatie-specifiek en legden de nadruk op clinicopathologische of mucosale factoren. Zo ontwikkelden Xu et al. een nomogram voor recidive na ESD bij vroeg stadium maagkanker, waarbij Helicobacter pylori-infectie en positieve lymfeklieren als onafhankelijke predictoren werden gebruikt, met een gerapporteerde AUC van 0,93, hoewel er geen onafhankelijke externe validatie is uitgevoerd2. De FAMISH-score, ontwikkeld voor metachrone maaglaesies na gastrische ESD, omvatte leeftijd, geslacht, familiegeschiedenis, intestinale metaplasie van het corpus, synchrone laesies en aanhoudende H. pylori-infectie; de initiële AUC over 3 jaar was 0,704, en een daaropvolgende externe validatie leverde een 5-jarige AUC op van 0,708 met een acceptabele kalibratie, wat het gebruik ervan voor risicostratificatie bij surveillance ondersteunt9,23. Een directe numerieke vergelijking met de huidige AUC is ongepast, omdat deze modellen verschillen in hun doelpopulaties, predictoren, uitkomstdefinities, follow-upduur, kalibratie en validatiestrategieën. Voor zover wij weten is er geen direct vergelijkbaar recidivemodel na ESD dat zich primair heeft gericht op verpleegkundig relevante gedrags- en zorgprocesindicatoren, of het geschatte risico direct heeft gekoppeld aan een verpleegkundig follow-up traject; de bijdrage van de huidige studie ligt daarom in deze koppeling en niet in het aantonen van een superieure voorspellende waarde.
De gemeten resultaten met betrekking tot het gebruik van middelen en de tevredenheid bieden voorlopige informatie over de haalbaarheid en acceptabiliteit24. Patiënten in de risicogestuurde groep hadden lagere geregistreerde onderzoekskosten, minder ziekenhuisopnames, een kortere follow-upduur en een hogere algemene tevredenheidsscore dan degenen die routinematige follow-up ontvingen (Tabel 8). Deze bevindingen vormen geen formele economische evaluatie, aangezien de analyse geen schatting maakte van de kwaliteit-gecorrigeerde overleving, de incrementele kosteneffectiviteit of alle relevante directe en indirecte kosten25. Bovendien is verdere validatie van de lokaal ontwikkelde tevredenheidsschaal vereist26.
Deze studie kent enkele beperkingen. Ten eerste waren beide cohorten retrospectief en eencentrisch, wat risico's oplevert voor selectiebias, informatiebias, onvolledige of verkeerd geclassificeerde documentatie en residuele confounding. Ten tweede waren er slechts 2 recidieven beschikbaar voor zeven voorspellende parameters, wat resulteerde in een lage ratio van gebeurtenissen per parameter en mogelijke instabiliteit van de coëfficiënten en overfitting. Ten derde werden verschillende verpleegkundig relevante variabelen gemeten tijdens postoperatieve intervallen die overlapten met de observatieperiode voor recidieven; temporele precedentie kon voor iedere patiënt niet worden vastgesteld, waardoor het model derhalve niet als een baseline prognostisch instrument mag worden geïnterpreteerd. Ten vierde zorgde bootstrap resamplen enkel voor interne validatie, en er werd geen onafhankelijke temporele, geografische of multicentrische externe validatie uitgevoerd voordat de score werd geïntegreerd in de routinematige follow-up. Ten vijfde was de vergelijking uit 2024 niet gerandomiseerd, en aanvullend contact, patiëntselectie, niet-gemeten confounding en differentiële surveillance of detectie kunnen hebben bijgedragen aan de waargenomen groepsverschillen. Ten zesde waren exacte recidive-data en individuele risicoklasse-toewijzingen niet beschikbaar in de analysedataset van 2024, wat time-to-event- en klassespecifieke analyses belemmerde. Ten zevende werden slokdarm-, maag- en colorectale laesies samengevoegd ondanks verschillen in recidivemechanismen en surveillance-vereisten, terwijl de anatomische locatie niet in de analysedataset was behouden voor gestratificeerde analyse. Ten achtste was het zorgpad uit meerdere componenten opgebouwd, en de gearchiveerde dossiers bevatten geen volledige gegevens over de training van zorgverleners, manualisatie of onafhankelijke getrouwheidsgegevens (fidelity data), waardoor de relatieve bijdragen en de reproduceerbaarheid van individuele elementen onzeker blijven. Ten slotte was de follow-up beperkt tot 12 maanden, en de studiespecifieke maten voor zelfmanagement en tevredenheid vereisen verdere externe psychometrische validatie. Onafhankelijke externe modelvalidatie en een adequaat gepowerde prospectieve multicentrische evaluatie van het zorgpad zijn vereist vóór routinematige implementatie.
Concluderend vertoonde een verkennend logistisch model met zeven variabelen, gebaseerd op postoperatieve indicatoren die relevant zijn voor de verpleegkunde, een hoge schijnbare discriminatie, maar dit model werd ontwikkeld op basis van een kleine cohort uit één centrum, vertoonde een temporele overlap tussen verschillende indicatoren en recidieven, en werd niet extern gevalideerd. In een aparte retrospectieve vergelijkende cohortstudie was het ontvangen van modelgestuurde, risico-gebaseerde follow-up geassocieerd met een lager waargenomen recidiefpercentage na 12 maanden en gunstigere resultaten op het gebied van psychologie, zelfmanagement, voeding, tevredenheid en hulpbronnengebruik dan bij routinematige follow-up. Deze observationele bevindingen bewijzen geen voorspellende overdraagbaarheid of een causaal effect van de interventie. Datumgeverifieerde herontwikkeling van het model, onafhankelijke externe validatie en een prospectieve multicentrische evaluatie met voldoende statistische kracht zijn vereist voordat routinematige klinische implementatie kan plaatsvinden.
Openbaarmakingen
De auteurs hebben geen belangenconflicten te verklaren.
Materialen
| Naam | Bedrijf | Catalogusnummer | Opmerkingen |
|---|---|---|---|
| Automatische biochemische analyzer | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd., Shenzhen, China | BS-240 Pro | Meting van serumalbumine en hemoglobine |
| CO2 insufflator | Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, China | CO2-30 | Gebruikt om postoperatief ongemak tijdens endoscopie te verminderen |
| Elektronisch endoscoopsysteem | Olympus (China) Co., Ltd., Beijing, China | EVIS X1 (CV-150) | Gebruikt voor diagnostische endoscopie en postoperatieve surveillance na ESD |
| Elektronisch medisch dossier-systeem (EMR) | Winning Health Technology Group Co., Ltd., Nanjing, China | HIS-V8.0 | Extractie van klinische gegevens en verpleegkundige gegevens |
| Elektronische weegschaal | Xiaomi Communications Co., Ltd., Beijing, China | XMTZC05HM | Meting van het lichaamsgewicht voor BMI-berekening |
| Endoscopisch clipapparaat | Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, China | HX-610-135 | Hemostase en wondsluiting na ESD |
| Endoscopisch submucosaal dissectiemes | Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Nanjing, China | KD-650Q | Standaard ESD-mes voor resectie van laesies |
| Gastrointestinal Disease Self-Management Scale | Chinese versie | N/A | Beoordeling van het zelfmanagementvermogen |
| Hoogfrequente electrosurgische generator | Shanghai Hutong Electric Co., Ltd., Shanghai, China | GD-350-B | Zorgt voor snijden en coagulatie tijdens ESD |
| Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS) | Chinese gevalideerde versie | N/A | Psychologische beoordeling van angst en depressie |
| Protonpompremmer (PPI) | Jiangsu Hengrui Medicine Co., Ltd., Lianyungang, China | H2051628 | Zuuronderdrukking na ESD |
| R statistische software | R Core Team | R 4.3.1 | Bootstrap interne validatie en statistische analyse |
| Statistische analyse software | IBM SPSS | SPSS 26.0 | Statistische analyse van onderzoeksgegevens |
| Sucralfaat orale suspensie | CSPC Pharmaceutical Group Ltd., Shijiazhuang, China | H13023653 | Post-ESD mucosabescherming en ulcerhealing |
Referenties
- 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.