Niniejsze badanie ocenia wpływ doustnej suplementacji żywieniowej po wypisie ze szpitala u pacjentów z rakiem żołądka po gastrektomii. Wyniki sugerują, że suplementacja może łagodzić utratę masy ciała po operacji w fazie wczesnej i pośredniej rekonwalescencji, szczególnie po gastrektomii całkowitej, bez wyraźnego wzrostu liczby zdarzeń niepożądanych; jednak wpływ na skład ciała, siłę uścisku dłoni, markery laboratoryjne oraz trwałe wyniki długoterminowe pozostaje niepewny.
Artykuł badawczy
Wpływ doustnych suplementów żywieniowych po wypisie ze szpitala na stan odżywienia pacjentów po gastrektomii: przegląd systematyczny i metaanaliza
W tym artykule
Podsumowanie
Streszczenie
Interwencja żywieniowa po gastrektomii jest kluczowa dla rekonwalescencji pooperacyjnej, jednak optymalna strategia suplementacji w warunkach ambulatoryjnych pozostaje niepewna. Niniejszy przegląd systematyczny ocenił skuteczność i bezpieczeństwo doustnej suplementacji żywieniowej (ONS) po wypisie ze szpitala u pacjentów poddanych gastrektomii z powodu raka żołądka. Kwalifikujące się randomizowane badania kontrolowane (RCT) zidentyfikowano w pięciu bazach danych do września 2025 roku. Wyodrębnione wyniki obejmowały zdarzenia niepożądane, wskaźniki laboratoryjne, skład ciała, siłę uścisku dłoni oraz zmianę masy ciała. Kryteria przeglądu spełniło siedem badań RCT obejmujących 1 736 uczestników, choć liczba badań przyczyniających się do każdego z połączonych wyników była zróżnicowana. ONS znacząco ograniczyła bezwzględną utratę masy ciała (WMD: 0,75 kg; 95% CI: 0,11 do 1,40) oraz procentową utratę masy ciała (WMD: 1,42; 95% CI: 0,78 do 2,07) w porównaniu z opieką kontrolną. Ocena ryzyka błędu wykazała ogólnie odpowiednią randomizację i raportowanie przydziału w większości badań, jednak pewność pozostaje ograniczona ze względu na niewielką liczbę badań, znaczną heterogeniczność w głównym punkcie końcowym dotyczącym masy ciała oraz brak formalnej oceny GRADE. Nie stwierdzono istotnych różnic międzygrupowych w zakresie składu ciała, siły uścisku dłoni ani markerów laboratoryjnych. Częstość występowania zdarzeń niepożądanych nie różniła się istotnie między grupami w analizie z zastosowaniem modelu efektów stałych wybranego dla minimalnej heterogeniczności (RR: 1,17; 95% CI: 0,92 do 1,49). Wyniki te sugerują, że ONS po wypisie ze szpitala może pomóc w redukcji wczesnej i pośredniej utraty masy ciała po gastrektomii bez wyraźnego obniżenia poziomu bezpieczeństwa. Ponieważ większość punktów końcowych oceniano w okresie od 8 tygodni do 3 miesięcy, trwałość korzyści po tym czasie pozostaje niejasna.
Wprowadzenie
Rak żołądka pozostaje znacznym obciążeniem dla zdrowia publicznego na świecie i istotną przyczyną śmiertelności z powodu nowotworów. Według szacunków GLOBOCAN 2022 rak żołądka nadal znajduje się wśród głównych przyczyn zapadalności i zgonów z powodu nowotworów na całym świecie1. Chociaż chemioterapia, terapia celowana oraz immunoterapia uległy poprawie, gastrektomia pozostaje główną opcją kuratywną w przypadku miejscowo zaawansowanych guzów proksymalnych, choroby typu rozlanego oraz wybranych innych nowotworów żołądka. Jest ona również stosowana profilaktycznie w celu zmniejszenia ryzyka raka u osób będących nosicielami mutacji CDH12. Jednak usunięcie całego lub części żołądka zmienia anatomię przewodu pokarmowego i może upośledzić trawienie oraz wchłanianie, prowadząc do utrzymujących się problemów pooperacyjnych, takich jak utrata masy ciała, zespół dumpingowy, dyskomfort trawienny i niedożywienie3.
Utrzymujące się niedożywienie po operacji raka żołądka wiąże się z gorszym przeżyciem całkowitym i wolnym od choroby, obniżoną jakością życia, wyższym ryzykiem powikłań pooperacyjnych, dłuższym pobytem w szpitalu oraz mniejszą tolerancją terapii adjuwantowych4. Wczesna, proaktywna i ustrukturyzowana interwencja żywieniowa stanowi zatem istotny element planowania rekonwalescencji pooperacyjnej5.
ONS jest jedną z opcji ambulatoryjnych w ramach szerszej ścieżki opieki żywieniowej, która może obejmować również indywidualne poradnictwo dietetyczne, modyfikację posiłków ukierunkowaną na łagodzenie objawów, żywienie enteralne za pomocą zgłębników lub żywienie pozajelitowe w przypadku niewystarczającego spożycia doustnego. W porównaniu z metodami opartymi na zgłębnikach lub żywieniem pozajelitowym, ONS jest mniej inwazyjne i łatwiejsze do kontynuowania po wypisie ze szpitala, jednak jego skuteczność w dużym stopniu zależy od tolerancji, smakowitości, dawki oraz przestrzegania zaleceń. Istniejące wytyczne oraz literatura dotycząca żywienia okołooperacyjnego wspierają ONS jako praktyczną strategię doustną pierwszego rzutu w sytuacjach, gdy pacjenci nie są w stanie zaspokoić zapotrzebowania energetycznego lub białkowego wyłącznie za pomocą diety6,7,8,9. W związku z tym ONS należy postrzegać jako ukierunkowany i zindywidualizowany element pooperacyjnego wsparcia żywieniowego, a nie jako uniwersalnie optymalną interwencję.
Badania kliniczne i przeglądy systematyczne oceniały stosowanie ONS po gastrektomii, jednak wyniki pozostają niespójne. Przestrzeganie zaleceń po operacji żołądka jest trudne, ponieważ nudności, wczesne uczucie sytości, zespół dumpingowy, zaburzenia smaku oraz zmęczenie mogą ograniczać dzienną podaż pokarmów. Formuły ONS różnią się również gęstością kaloryczną, zawartością białka i specjalistycznymi składnikami, co utrudnia bezpośrednie porównania między badaniami. Ponadto wiele analiz kładzie nacisk na krótkie okresy obserwacji, podczas gdy wyniki istotne dla trwałego powrotu do zdrowia, takie jak sarkopenia, siła uścisku dłoni, skład ciała i jakość życia, są raportowane mniej konsekwentnie. Ograniczenia te oznaczają, że obecne dowody wskazują na możliwą korzyść w utrzymaniu masy ciała po wypisie ze szpitala, ale nie potwierdzają jeszcze trwałego powrotu do zdrowia w długim terminie ani korzyści funkcjonalnych10,11.
Kilka niedawnych metaanaliz oceniło wpływ ONS po gastrektomii lub pokrewnych zabiegach chirurgicznych przewodu pokarmowego12,13,14,15,16. Jednak poprzednie opracowania różnią się zakresem populacji, momentem rozpoczęcia suplementacji oraz grupowaniem wyników. Niektóre łączą suplementację okołooperacyjną i po wypisie ze szpitala lub obejmują szersze populacje pacjentów po operacjach przewodu pokarmowego bądź guzów litych, podczas gdy mniej analiz wyraźnie rozdziela czas obserwacji, zakres gastrektomii, bezpieczeństwo oraz wykonalność po wypisie. Niniejszy przegląd koncentruje się zatem na ONS po wypisie ze szpitala u pacjentów po gastrektomii z powodu raka żołądka i interpretuje skuteczność w zależności od rodzaju punktu końcowego, okna obserwacji, anatomii chirurgicznej oraz profilu bezpieczeństwa.
Protokół
W niniejszym przeglądzie systematycznym i metaanalizie wykorzystano wyłącznie wcześniej opublikowane dane zagregowane, co nie wiązało się z bezpośrednim kontaktem z uczestnikami badania ani dostępem do możliwych do zidentyfikowania informacji na poziomie pacjenta. W związku z tym nie wymagano zgody komisji bioetycznej ani świadomej zgody uczestników. Wykorzystane oprogramowanie i bazy danych wymieniono w Tabeli materiałów.
Rejestracja i strategia wyszukiwania
Przegląd był prowadzony zgodnie z wytycznymi raportowania PRISMA 2020 na etapach planowania, realizacji i raportowania, a kryteria kwalifikowalności, wyniki i analizy oparto na wstępnie zarejestrowanym protokole PROSPERO (CRD420251245644)17.
Bazy danych PubMed, Cochrane Library, Embase, Web of Science oraz China National Knowledge Infrastructure były przeszukiwane od momentu ich powstania do września 2025 roku. Połączono słowa kluczowe z kontrolowanego słownika oraz terminy w tekście swobodnym dla haseł „gastric neoplasms”, „gastrectomy”, „oral nutritional supplements” oraz „ONS”. Wszystkie pobrane rekordy zostały wyeksportowane do pliku zarządzania bibliografią, usunięto duplikaty, a pełna strategia wyszukiwania w bazie PubMed została udokumentowana w Tabeli uzupełniającej 1.
Kryteria wyboru
Do oceny kwalifikowalności badań zastosowano schemat PICOS. Populację zdefiniowano jako osoby dorosłe, u których przeprowadzono radykalną gastrektomię całkowitą, dystalną, częściową lub proksymalną z powodu raka żołądka. Interwencję zdefiniowano jako ONS rozpoczęte lub kontynuowane po wypisie ze szpitala przez co najmniej 1 miesiąc. Okresy obserwacji sklasyfikowano jako wczesny okres po wypisie (<3 miesięcy, w tym punkty końcowe w 8. tygodniu) lub obserwację średnioterminową/długoterminową (≥3 miesięcy), aby uniknąć nadinterpretacji krótkoterminowych punktów końcowych jako trwałych wyników długoterminowych. Grupy kontrolne zdefiniowano jako pacjentów, którzy otrzymywali standardową dietoterapię pooperacyjną, wyłącznie poradnictwo żywieniowe lub nie otrzymywali ONS. Do kwalifikowalnych wyników zaliczono wskaźnik masy ciała, bezwzględną i procentową zmianę masy ciała, siłę uścisku dłoni, skład ciała, biomarkery surowicze oraz zdarzenia niepożądane. Uwzględniono randomizowane badania kontrolowane (RCT), które dostarczyły wystarczających informacji do obliczenia współczynników ryzyka, standaryzowanych różnic średnich lub ważonych różnic średnich.
Wykluczono badania o nieodpowiednim schemacie, w tym raporty przypadków, niekontrolowane serie przypadków, przeglądy, metaanalizy, komentarze, abstrakty konferencyjne, badania na zwierzętach oraz badania in vitro. Wykluczono również badania obejmujące populacje bez raka żołądka lub gastrektomii, interwencje ograniczone wyłącznie do suplementacji okołooperacyjnej lub szpitalnej, okresy obserwacji krótsze niż 1 miesiąc, a także powielone publikacje z tej samej kohorty badawczej. Badania prowadzone w kontekście chemioterapii adjuwantowej lub zapobiegania zapaleniu błony śluzowej jam ustnej włączono tylko wtedy, gdy można było wyodrębnić wyniki bezpośrednio związane z bezpieczeństwem lub tolerancją ONS po gastrektomii. Badania te nie były traktowane jako pierwotne dowody na skuteczność żywienia pooperacyjnego, chyba że zgłoszono wyniki żywieniowe.
Ekstrakcja danych i ocena jakości
Tytuły i streszczenia były niezależnie analizowane pod kątem kryteriów PICOS, a następnie pozyskano pełne teksty artykułów potencjalnie spełniających kryteria kwalifikacji. Rozbieżności rozstrzygano w drodze dyskusji między dwoma autorami. Powód wykluczenia każdego pełnego tekstu został odnotowany, aby umożliwić odtworzenie schematu blokowego PRISMA.
Wyodrębniono charakterystykę badań, w tym pierwszego autora, rok publikacji, region, okres badania, schemat badania oraz identyfikator rejestracji. Wyodrębniono również szczegóły kliniczne, w tym rodzaj gastrektomii, protokoły interwencji i grupy kontrolnej, dawkę i czas trwania ONS, wielkość próby, czas obserwacji, wiek, płeć oraz wyjściowy stan odżywienia. Dane dotyczące wyników, w tym bezwzględną i procentową zmianę masy ciała, skład ciała, siłę uścisku dłoni, markery biochemiczne oraz zdarzenia niepożądane, wyodrębniono przy użyciu standaryzowanego formularza ekstrakcji danych.
W przypadku zmiennych ciągłych raportowanych jako mediany z zakresami lub rozstępami międzykwartylnymi, dokonano ich konwersji na średnie i odchylenia standardowe, stosując metody szacowania opisane przez Wan i Luo18,19. Ryzyko błędu oceniono za pomocą oryginalnego narzędzia Cochrane Risk of Bias (wersja 1.0) w domenach: generowania losowej sekwencji, ukrywania alokacji, maskowania uczestników i personelu, maskowania oceniających wyniki, niekompletnych danych dotyczących wyników, selektywnego raportowania oraz innych źródeł błędu20. Raportowano oceny ryzyka błędu dla poszczególnych domen, zamiast przypisywać ogólną, niepopartą dowodami ocenę „jakości od umiarkowanej do wysokiej”.
Analiza statystyczna
Analizy statystyczne przeprowadzono przy użyciu oprogramowania R (wersja 4.5.1) z wykorzystaniem pakietów meta oraz metafor. Różnice średnich obliczano w przypadkach, gdy wyniki raportowano przy użyciu tej samej skali pomiarowej, natomiast w przypadku zastosowania różnych skal obliczano standaryzowane różnice średnich. Dla wyników dychotomicznych, takich jak zdarzenia niepożądane, obliczano względne ryzyko. Wygenerowano wykresy leśne (forest plots) z 95% przedziałami ufności (CIs), a heterogeniczność oceniono za pomocą statystyki I2 oraz testu Q Cochrane'a21. Zastosowano model efektów losowych DerSimoniana-Lairda, gdy I2 przekraczało 50% lub gdy test Q wykazał p < 0,10. W przeciwnym razie stosowano model efektów stałych. W przypadku dostępności wystarczającej ilości danych przeprowadzono zaplanowane wcześniej analizy w podgrupach w zależności od czasu obserwacji i rodzaju gastrektomii. Dla wyników pierwszorzędowych, w których uczestniczyło co najmniej trzy badania, przeprowadzono analizy wrażliwości metodą pomijania jednego badania (leave-one-study-out). Meta-regresji oraz testów Eggera lub Begga nie przeprowadzono w przypadku dostępności mniej niż 10 badań, ponieważ analizy te mają w takich warunkach zbyt niską moc i są niewiarygodne22.
Wyniki
Wyniki wyszukiwania i charakterystyka pacjentów
Rysunek 1 przedstawia schemat selekcji zgodnie z wytycznymi PRISMA 2020. Wyszukiwanie w bazach danych pozwoliło na zidentyfikowanie 214 rekordów (PubMed, n = 53; Web of Science, n = 64; Embase, n = 47; Cochrane Library, n = 27; China National Knowledge Infrastructure, n = 23). Nie zidentyfikowano rekordów z rejestrów ani z innych źródeł. Po usunięciu 65 duplikatów przeanalizowano 149 rekordów. Podczas oceny tytułów i streszczeń wykluczono 79 rekordów, co pozostawiło 70 raportów do pełnej oceny tekstów. Sześćdziesiąt trzy raporty wykluczono z konkretnych powodów (szczegółowa liczba dla każdego powodu podana jest na Rysunku 1), w wyniku czego do końcowego włączenia w przegląd systematyczny wybrano siedem badań RCT.
Uwzględniono siedem badań, obejmujących 1736 uczestników z rakiem żołądka po gastrektomii6,23,24,25,26,27,28. Liczba prób wkładających się w każdą syntezę ilościową różniła się w zależności od dostępności wyników. Sześć prób dostarczyło danych dotyczących wyników skuteczności żywieniowej, natomiast badanie Toyomasu zachowano wyłącznie do interpretacji bezpieczeństwa i tolerancji, ponieważ interwencja była w nim realizowana w kontekście chemioterapii uzupełniającej/zapalenia błony śluzowej jamy ustnej. Dwie próby zgłosiły wiele warstw gastrektomii, co pozwoliło na interpretację podgrup według anatomii chirurgicznej. Kluczowe parametry, w tym rola analityczna, główny autor, rok publikacji, identyfikator rejestracyjny, okres badania, procedura chirurgiczna, interwencja oraz wielkość próby, zostały podsumowane w Tabeli 1.
Ryzyko błędu
Ocena ryzyka błędu wg metody Cochrane wykazała, że w większości włączonych badań zgłoszono odpowiednią generację sekwencji randomizacyjnej oraz maskowanie alokacji, a w całej analizowanej kohorcie nie zidentyfikowano wyraźnych problemów z selektywnym raportowaniem. Jednak procedury maskowania i niepełne dane dotyczące wyników różniły się w zależności od badania, a niewielka liczba prób ogranicza pewność co do ogólnej klasyfikacji jakości na poziomie wszystkich badań. W związku z tym wyniki oceny ryzyka błędu przedstawiono w podziale na domeny, zamiast podsumowywać je jako pojedynczą ocenę jakości od umiarkowanej do wysokiej (Rysunek 2).
Bezwzględna zmiana masy ciała
Analiza połączona czterech badań RCT6,23,24,25 obejmująca 1564 pacjentów (ONS: n = 793; kontrolna: n = 771) wykazała, że stosowanie ONS wiązało się ze znacznie mniejszą bezwzględną utratą masy ciała niż rutynowa opieka (WMD: 0,75 kg; 95% CI: 0,11 do 1,40). Heterogeniczność była znaczna (I2 = 87%); jednak analiza wrażliwości z pominięciem jednego badania (Tabela uzupełniająca 2) wykazała, że pominięcie badania Miyazaki zredukowało I2 z 87% do 0%, co wskazuje, że to pojedyncze badanie odpowiadało za całą obserwowaną heterogeniczność statystyczną. W podgrupie >= 3 miesięcy oszacowanie punktowe sprzyjało ONS, lecz nie osiągnęło istotności statystycznej (WMD: 0,66 kg; 95% CI: -0,06 do 1,38). Podgrupa < 3 miesięcy była reprezentowana przez tylko jedno badanie i wykazała istotny efekt (WMD: 1,18 kg; 95% CI: 0,07 do 2,29), zatem wynik ten należy interpretować jako dowód z jednego badania, a nie jako trwały efekt podgrupy (Rysunek 3).
Procentowa zmiana masy ciała
W analizie zbiorczej pięciu RCT z udziałem 1182 pacjentów (ONS: n = 598; kontrolna: n = 584) oceniono procentową zmianę masy ciała23,25,27,28. ONS znacząco zmniejszył pooperacyjną procentową utratę masy ciała w porównaniu z opieką kontrolną (WMD: 1.42; 95% CI: 0.78 do 2.07). W analizie podgrup, w podgrupie całkowitej gastrektomii odnotowano istotną redukcję procentowej utraty masy ciała (WMD: 2.42; 95% CI: 0.41 do 4.43), natomiast w podgrupie gastrektomii dystalnej nie osiągnięto istotności statystycznej (WMD: 0.71; 95% CI: -0.40 do 1.81) (Rycina 4).
Bezwzględna zmiana składu ciała
Tylko jedno kwalifikujące się badanie zgłosiło bezwzględne zmiany w składzie ciała, w tym masę tłuszczową i masę mięśni szkieletowych; w związku z tym nie było możliwe przeprowadzenie zbiorczej analizy ilościowej. W badaniu tym23 nie zaobserwowano statystycznie istotnych różnic między grupami w podgrupie gastrektomii dystalnej w odniesieniu do masy tłuszczowej (WMD: 0,11 kg; 95% CI: -1,07 do 1,24; p = 0,85) lub masy mięśni szkieletowych (WMD: -0,21 kg; 95% CI: -0,71 do 0,34; p = 0,46). Podobne nieistotne wyniki zaobserwowano w podgrupie gastrektomii całkowitej dla masy tłuszczowej (WMD: -0,31 kg; 95% CI: -1,88 do 1,30; p = 0,71) i masy mięśni szkieletowych (WMD: 0,59 kg; 95% CI: -0,47 do 1,70; p = 0,28). Wyniki tego pojedynczego badania nie potwierdzają wyraźnego wpływu ONS na skład ciała.
Bezwzględna zmiana parametrów laboratoryjnych
Dwa RCT6,28 badały bezwzględne zmiany wskaźników laboratoryjnych. Analiza połączona obu badań nie wykazała statystycznie istotnej różnicy w poziomach hemoglobiny (WMD: -0.23; 95% CI: -0.86 do 0.39). Dane dotyczące pozostałych wskaźników można było wyekstrahować tylko z jednego badania6, które analogicznie nie wykazało istotnych różnic między grupami w przypadku albuminy (WMD: 0.03; 95% CI: -0.15 do 0.21), białka całkowitego (WMD: 0.11; 95% CI: -0.17 do 0.44; p = 0.44) lub cholesterolu całkowitego (WMD: 5.37; 95% CI: -6.51 do 17.23; p = 0.37) (Rycina 5).
Bezwzględna zmiana siły uścisku dłoni
Tylko jedno badanie RCT oceniało siłę uścisku dłoni, co uniemożliwiło przeprowadzenie analizy łączonej28. Nie zaobserwowano istotnej różnicy między grupami w zakresie bezwzględnej siły uścisku dłoni (WMD: -0,91; 95% CI: -3,91 do 2,22; p = 0,56) ani procentowej zmiany (WMD: -0,68; 95% CI: -4,10 do 2,56; p = 0,67). Podgrupa pacjentów z niższą wyjściową siłą uścisku wydawała się wykazywać numerycznie większy efekt zachowania siły, jednak wynik ten nie był istotny statystycznie (WMD: 8,81; 95% CI: -4,92 do 22,51; p = 0,19) i powinien być traktowany wyłącznie jako generujący hipotezę.
Zdarzenia niepożądane
W pięciu badaniach obejmujących 1 286 uczestników zgłoszono wystąpienie zdarzeń niepożądanych6,25,26,27,28. Zgłoszone zdarzenia były zazwyczaj nienasilonymi objawami z przewodu pokarmowego lub zdarzeniami związanymi z kontekstem leczenia, jeśli określono; badanie Toyomasu dostarczyło w szczególności informacji o bezpieczeństwie w kontekście chemioterapii uzupełniającej/zapalenia błony śluzowej jamy ustnej. Wybrano model efektów stałych, ponieważ heterogeniczność była minimalna (I2 = 0%; p = 0,40), a analiza nie wykazała statystycznie istotnej różnicy między grupą ONS a grupą kontrolną (RR: 1,17; 95% CI: 0,92 do 1,49; p = 0,21). Analiza wrażliwości post hoc z wyłączeniem badania Toyomasu pozostała nieistotna statystycznie (RR: 1,22; 95% CI: 0,94 do 1,57), co potwierdza wniosek, że nie wykryto wyraźnego wzrostu liczby zdarzeń niepożądanych (Rysunek 6; Tabela uzupełniająca 2).
Błąd publikacji
Błąd publikacji oceniono wizualnie za pomocą wykresów lejkowych dla bezwzględnej zmiany masy ciała, procentowej zmiany masy ciała, markerów laboratoryjnych oraz zdarzeń niepożądanych (Rysunek 7A–D). Ponieważ każda analiza obejmowała mniej niż 10 badań, interpretację wykresów lejkowych uznano za wstępną, a formalne testy Eggera lub Begga nie zostały przeprowadzone. W związku z tym brak wyraźnej asymetrii wizualnej nie powinien być interpretowany jako ostateczny dowód na brak błędu publikacji.
DOSTĘPNOŚĆ DANYCH:
Wszystkie dane analizowane w niniejszym przeglądzie systematycznym i metaanalizie pochodzą z wcześniej opublikowanych badań. Na potrzeby niniejszego badania nie generowano nowych danych na poziomie pacjenta.
Rysunek 1: Schemat przepływu PRISMA 2020 przedstawiający identyfikację rekordów, przesiewanie, ocenę kwalifikowalności raportów i włączenie badań. Schemat oddziela rekordy z baz danych/rejestrów od innych źródeł i wykazuje ostateczne włączenie siedmiu randomizowanych badań kontrolowanych. Kliknij tutaj, aby wyświetlić powiększoną wersję tego rysunku.
Rysunek 2: Ocena ryzyka błędu dla włączonych badań. Górny panel przedstawia podsumowanie poszczególnych domen błędów dla każdego badania, natomiast dolny panel agreguje całkowity procent ryzyka we wszystkich ocenianych kryteriach metodologicznych zgodnie z ramami Cochrane. Kliknij tutaj, aby wyświetlić większą wersję tego rysunku.
Rycina 3: Wykres leśny szczegółowo przedstawiający bezwzględną zmianę masy ciała.Ta synteza analityczna porównuje różnice średnich w bezwzględnej utracie masy ciała pomiędzy kohortą interwencyjną a kontrolną, z podziałem na czas trwania obserwacji. Aby wyświetlić powiększoną wersję tej ryciny, kliknij tutaj.
Rysunek 4: Wykres leśny przedstawiający procentową zmianę masy ciała. Grafika ilustruje względną redukcję masy ciała, skutecznie stratyfikując połączone wyniki w zależności od zakresu anatomicznego gastrektomii. Kliknij tutaj, aby wyświetlić powiększoną wersję tego rysunku.
Rysunek 5: Wykres leśny podsumowujący bezwzględne zmiany parametrów laboratoryjnych.Ta synteza ilościowa ocenia specyficzne wahania pooperacyjne kluczowych markerów biochemicznych, koncentrując się w szczególności na poziomach albuminy i hemoglobiny w surowicy. Aby wyświetlić większą wersję tego rysunku, kliknij tutaj.
Rysunek 6: Wykres leśny analizujący częstość występowania zdarzeń niepożądanych. Wykres przedstawia ryzyko względne wystąpienia powikłań pooperacyjnych, prezentując statystyczne modele efektów stałych oraz efektów losowych. Kliknij tutaj, aby wyświetlić powiększoną wersję tego rysunku.
Rysunek 7: Wykresy lejka oceniające potencjalny błąd publikacji. Te wykresy rozrzutu wizualnie przedstawiają błąd standardowy w stosunku do wielkości efektu dla bezwzględnej zmiany masy ciała (A), procentowej zmiany masy ciała (B), parametrów laboratoryjnych (C) oraz zdarzeń niepożądanych (D). Kliknij tutaj, aby wyświetlić powiększoną wersję tego rysunku.
Tabela 1: Charakterystyka i rola analityczna włączonych badań. Skróty: DG, dystalna gastrektomia; TG, całkowita gastrektomia; PG, proksymalna gastrektomia; NA, brak danych; ONS, doustne suplementy żywieniowe. Kliknij tutaj, aby pobrać tę tabelę.
Tabela uzupełniająca 1: Strategia wyszukiwania w bazie PubMed. Szczegółowy proces wyszukiwania w bazie PubMed przedstawiono jako przykład strategii pobierania danych z bazy danych. Kliknij tutaj, aby pobrać ten plik.
Tabela uzupełniająca 2: Analiza wrażliwości.Analiza z pominięciem jednego badania (leave-one-study-out) dla bezwzględnej zmiany masy ciała oraz analiza post hoc z wyłączeniem badania Toyomasu dla zdarzeń niepożądanych zostały przedstawione jako kontrole wrażliwości pod kątem wpływu badania i pośredniości. Kliknij tutaj, aby pobrać ten plik.
Dyskusja
Gastrektomia pozostaje główną metodą leczenia radykalnego w przypadku miejscowego raka żołądka i ma istotny wpływ na rekonwalescencję pooperacyjną oraz rokowania29. Zmniejszona pojemność żołądka, zaburzona motoryka przewodu pokarmowego, upośledzone wchłanianie składników odżywczych oraz stres chirurgiczny mogą prowadzić do niewystarczającej podaży energii, utraty masy ciała i pogorszenia stanu odżywienia30,31. Zmiany te mogą wpływać na powikłania pooperacyjne, tolerancję chemioterapii, przestrzeganie zaleceń terapeutycznych, jakość życia oraz przeżywalność. W związku z tym wsparcie żywieniowe po wypisie ze szpitala jest istotne klinicznie, szczególnie w początkowym okresie rekonwalescencji, gdy spożycie doustne jest ograniczone, a utrata masy ciała może postępować gwałtownie.
Niniejsza synteza sugeruje, że doustne suplementy pokarmowe (ONS) po wypisie ze szpitala mogą zmniejszyć bezwzględną oraz procentową utratę masy ciała w porównaniu z rutynowym zarządzaniem dietetycznym. Korzyść ta była jednak najbardziej spójna w odniesieniu do wyników związanych z masą ciała, podczas gdy skład ciała, siła uścisku dłoni i markery laboratoryjne nie wykazały wyraźnej poprawy. Synteza bezpieczeństwa nie wykazała istotnego wzrostu liczby zdarzeń niepożądanych. Wyniki te wspierają zastosowanie ONS jako praktycznego uzupełnienia ustrukturyzowanej opieki dietetycznej po gastrektomii, jednak wnioski powinny być formułowane ostrożnie, ponieważ główny wskaźnik masy ciała wykazał znaczną heterogeniczność, a kilka wyników drugorzędnych oparto jedynie na jednej lub dwóch badaniach.
Przebieg czasowy korzyści wymaga ostrożnej interpretacji. Większość uwzględnionych punktów końcowych mierzono w 8. tygodniu lub po 3 miesiącach, zatem dowody te lepiej opisać jako wczesne lub pośrednie okresy po wypisie ze szpitala, a nie jako prawdziwie długoterminowe. W analizie bezwzględnej masy ciała podgrupa >=3 miesiące wykazała przewagę ONS, jednak nie była ona istotna statystycznie, natomiast podgrupa <3 miesiące opierała się na pojedynczym badaniu. Wzorzec ten sugeruje, że ONS może być najbardziej użyteczne w czasie, gdy spożycie pooperacyjne jest najbardziej ograniczone, ale nie dowodzi to trwałości efektu poza początkowym okresem rekonwalescencji. Przed wyciągnięciem jednoznacznych wniosków konieczna jest dłuższa obserwacja z konsekwentnym pomiarem przestrzegania zaleceń.
Z praktycznego punktu widzenia w uwzględnionych badaniach wykorzystano schematy ambulatoryjne, takie jak formuły elementarne lub polimeryczne dostarczające około 400 kcal/dobę, które zapewniają skoncentrowaną energię i białko w stosunkowo małej objętości. Schematy te są szczególnie przydatne u pacjentów, którzy nie są w stanie zaspokoić zapotrzebowania żywieniowego za pomocą samej diety, zwłaszcza po całkowitej gastrektomii, gdzie zmniejszona pojemność zbiornika i zmienione opróżnianie żołądka nasilają wczesne uczucie sytości. W porównaniu z enteralnym żywieniem przez zgłębnik lub żywieniem pozajelitowym, ONS jest mniej inwazyjne i bardziej dostosowane do samodzielnego zarządzania leczeniem w warunkach ambulatoryjnych. Nie stanowi ono jednak zamiennika dla indywidualnego poradnictwa dietetycznego, a jego skuteczność pozostaje wysoce zależna od stopnia przestrzegania zaleceń. Częste bariery obejmują nietolerancję żołądkowo-jelitową, zmęczenie smakiem oraz obciążenie psychiczne10,11. W związku z tym wybór preparatu musi uwzględniać preferencje i tolerancję pacjenta, a przyszłe badania powinny rygorystycznie mierzyć faktyczne spożycie i nasilenie objawów, zamiast zakładać, że zalecona suplementacja jest równoznaczna z suplementacją przyjętą.
Aby zapewnić rzetelność wyników, w projekcie przeglądu uwzględniono kilka kluczowych kroków proceduralnych i adaptacji metodologicznych, co miało zagwarantować pomyślną realizację badania. Ścisłe przestrzeganie zarejestrowanego protokołu PROSPERO oraz wytycznych PRISMA zminimalizowało błędy selekcji i raportowania32. Ponadto, w przypadku wystąpienia typowych problemów z metaanalizą, takich jak znaczna heterogeniczność statystyczna zaobserwowana w głównej analizie masy ciała, zastosowano specyficzne strategie rozwiązywania problemów. Dzięki wykorzystaniu analizy wrażliwości metodą leave-one-study-out pomyślnie zidentyfikowano źródło znacznej heterogeniczności w głównej analizie bezwzględnej masy ciała. Konkretnie, pominięcie badania Miyazaki spowodowało spadek I2 z 87% do 0%. Wskazuje to, że badanie Miyazaki w zasadzie odpowiadało za całą heterogeniczność statystyczną, co może wynikać z jego rygorystycznego wieloośrodkowego projektu fazy 3, specyficznej formulacji żywieniowej lub odmiennej skali badania w stosunku do pozostałych uwzględnionych prac. Chociaż oszacowania zbiorcze pozostały spójne pod względem kierunku we wszystkich scenariuszach pomijania, jawne zidentyfikowanie tego głównego czynnika wyjaśnia, że zaobserwowana wariancja nie jest systemową wadą bazy dowodowej, lecz bezpośrednim odzwierciedleniem odrębnego profilu metodologicznego i nadmiernego wpływu statystycznego tego pojedynczego badania. Podobnie, aby rozwiązać problem klinicznej pośredniości badań przeprowadzonych w kontekście chemioterapii uzupełniającej (takich jak badanie Toyomasu), adaptacja metodologiczna polegała na wyizolowaniu tych dowodów wyłącznie dla punktów końcowych dotyczących bezpieczeństwa i tolerancji, a następnie przeprowadzeniu post hoc kontroli wrażliwości z wykluczeniem. Taki jawny projekt protokołu oraz adaptacyjne rozwiązywanie problemów analitycznych bezpośrednio wspierają nasze wnioski, zapewniając, że zaobserwowane wczesne korzyści z ONS opierają się na rygorystycznej syntezie dowodów, a nie na efektach wartości odstających.
Pomimo tych zabezpieczeń metodologicznych, niniejszy przegląd posiada kilka nieodłącznych ograniczeń. Po pierwsze, liczba kwalifikujących się badań RCT była niewielka, a niektóre wyniki oparto na jednej lub dwóch publikacjach, co z natury ogranicza precyzję statystyczną. Po drugie, choć nasze analizy wrażliwości odnosiły się do znacznej heterogeniczności w głównym punkcie końcowym dotyczącym bezwzględnej masy ciała, heterogeniczność ta wskazuje, że rzeczywista wielkość efektu może nadal różnić się w zależności od różnych uwarunkowań klinicznych lub chirurgicznych. Po trzecie, włączone badania różniły się istotnie pod względem składu ONS, gęstości kalorycznej, zawartości białka, czasu obserwacji oraz anatomii chirurgicznej, co uniemożliwiło przeprowadzenie bardziej szczegółowych analiz podgrup. Wreszcie, ponieważ nie przeprowadzono formalnej oceny pewności dowodów wg systemu GRADE, niewielka ogólna baza dowodów oraz utrzymująca się heterogeniczność kliniczna oznaczają, że pewność w odniesieniu do szacunków zbiorczych należy uznać za ograniczoną33,34.
Wyniki należy również interpretować w odniesieniu do niedawno opublikowanych prac. Identyczna wartość WMD wynosząca 0,75 kg dla bezwzględnej zmiany masy ciała jest spodziewana, ponieważ niniejszy przegląd oraz metaanaliza Liang opierały się na tych samych podstawowych badaniach RCT dla tego punktu końcowego13. Choi i wsp. analogicznie stwierdzili, że ONS może zmniejszyć utratę masy ciała po gastrektomii, jednak niniejszy przegląd wprowadza wyraźniejszy podział ze względu na czas po wypisie ze szpitala, procentową utratę masy ciała, anatomię chirurgiczną, bezpieczeństwo oraz ograniczenia metodologiczne12. Liu i wsp. dokonali syntezy danych dotyczących pooperacyjnego stosowania ONS w przypadku guzów litych, a Rowley i wsp. ocenili chirurgię przewodu pokarmowego w szerszym zakresie; przeglądy te potwierdzają prawdopodobieństwo korzyści z ONS, lecz są mniej specyficzne dla gastrektomii po raku żołądka14,35. Omori i wsp. przedstawili istotne dowody z długoterminowej obserwacji na poziomie badań; w uzupełnieniu do nich, nasza synteza integruje dostępne zrandomizowane dane z okresu po wypisie, aby wyjaśnić skalę korzyści konkretnie w wczesnej i średniej fazie rekonwalescencji15.
Ogólnie rzecz biorąc, ONS po wypisie ze szpitala należy rozważyć u pacjentów z wysokim ryzykiem wczesnej utraty masy ciała po operacji, zwłaszcza po całkowitej gastrektomii lub w przypadku niewystarczającego rutynowego spożycia pokarmów. Przyszłe badania RCT powinny porównać ONS ze ustrukturyzowanym poradnictwem dietetycznym oraz innymi drogami żywienia, zestandaryzować dawkę i czas trwania, raportować przestrzeganie zaleceń i rodzaje zdarzeń niepożądanych, uwzględniać wyniki dotyczące składu ciała i funkcji organizmu oraz przedłużyć okres obserwacji poza 6–12 miesięcy.
Oświadczenia
Autorzy nie mają nic do ujawnienia.
Podziękowania
Autorzy wyrażają wdzięczność współpracownikom z Xi'an Jiaotong University oraz Fudan University za ogólne wsparcie i cenne sugestie podczas przygotowywania manuskryptu. Podziękowania kierujemy również do recenzentów i redaktorów za konstruktywne uwagi, które znacząco podniosły jakość niniejszej pracy. Autorzy oświadczają, że nie otrzymali żadnych konkretnych grantów z żadnej instytucji finansującej w sektorze publicznym, komercyjnym ani non-profit.
Materiały
| Nazwa | Firma | Numer katalogowy | Komentarze |
|---|---|---|---|
| China National Knowledge Infrastructure (CNKI) | CNKI | https://www.cnki.net/ | Chińskojęzyczna baza literatury przeszukiwana pod kątem kwalifikowalnych rekordów |
| Cochrane Library | Cochrane / Wiley | https://www.cochranelibrary.com/ | Baza przeglądów systematycznych i badań klinicznych przeszukiwana pod kątem kwalifikowalnych rekordów |
| Cochrane Risk of Bias framework | Cochrane Methods | https://methods.cochrane.org/bias/ | Ocena ryzyka błędu na poziomie domen dla randomizowanych badań kontrolowanych |
| Embase | Elsevier | https://www.embase.com/ | Biomedyczna i farmakologiczna baza literatury przeszukiwana pod kątem kwalifikowalnych rekordów |
| EndNote | Clarivate | Version 21; https://endnote.com/ | Zarządzanie bibliografią i formatowanie cytowań |
| GRADE approach | GRADE Working Group | https://www.gradeworkinggroup.org/ | Ramy oceny pewności dowodów omówione w ograniczeniach |
| PRISMA 2020 reporting guideline | PRISMA Statement | https://www.prisma-statement.org/ | Ramy raportowania dla przeglądu systematycznego oraz diagram przepływu PRISMA |
| PROSPERO registry | Centre for Reviews and Dissemination, University of York | CRD420251245644; https://www.crd.york.ac.uk/prospero/ | Zapis prospektywnej rejestracji protokołu przeglądu systematycznego |
| PubMed | National Library of Medicine / NCBI | https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/ | Biomedyczna baza literatury przeszukiwana pod kątem kwalifikowalnych badań |
| R package: meta | CRAN / R package authors | https://cran.r-project.org/package=meta | Funkcje metaanalizy do szacowania połączonych efektów i tworzenia wykresów leśnych |
| R package: metafor | CRAN / Wolfgang Viechtbauer | https://cran.r-project.org/package=metafor | Uzupełniające obliczenia metaanalityczne i sprawdzanie heterogeniczności |
| R software | R Foundation for Statistical Computing | Version 4.5.1; https://www.r-project.org/ | Środowisko statystyczne do metaanalizy i analiz wrażliwości |
| Web of Science | Clarivate | https://www.webofscience.com/ | Multidyscyplinarna baza cytowań i literatury przeszukiwana pod kątem kwalifikowalnych rekordów |
Bibliografia
- Bray F, Laversanne M, Sung H, Ferlay J, Siegel RL, Soerjomataram I, et al. Global cancer statistics 2022: GLOBOCAN estimates of incidence and mortality worldwide for 36 cancers in 185 countries. CA Cancer J Clin. 2024;74(3):229-263.
- Zou ZH, Zhao LY, Mou TY, Hu YF, Yu J, Liu H, et al. Laparoscopic vs open D2 gastrectomy for locally advanced gastric cancer: a meta-analysis. World J Gastroenterol. 2014;20(44):16750-16764.
- Agnes A, Ricci R, D'Ugo D, Persiani R, Rausei S, et al. Symptoms, nutritional outcomes and quality of life after total gastrectomy with Roux-en-Y reconstruction: results of a cross-sectional study conducted on 80 long-term survivors. Updates Surg. 2025;78(3):1047-1058.
- Tincknell G, et al. The impact of perioperative nutritional status on survival in gastroesophageal adenocarcinoma. Curr Oncol. 2025;32(4):186.
- Barlow R, Price P, Reid TD, Hunt S, Clark GW, Havard TJ, et al. Prospective multicentre randomised controlled trial of early enteral nutrition for patients undergoing major upper gastrointestinal surgical resection. Clin Nutr. 2011;30(5):560-566.
- Imamura H, Nishikawa K, Kishi K, Matsuyama J, Akamaru Y, Kimura Y, et al. Effects of an oral elemental nutritional supplement on post-gastrectomy body weight loss in gastric cancer patients: a randomized controlled clinical trial. Ann Surg Oncol. 2016;23(9):2928-2935.
- Delsoglio M, et al. High-protein oral nutritional supplement use in patients with cancer reduces complications and length of hospital stay: a systematic review and meta-analysis. Front Nutr. 2025;12:1654637.
- Chen X, Yang K, Zhang X, Li K. Meta-analysis of preoperative oral nutritional supplements for patients with gastric cancer: East Asian experience. Eur J Clin Nutr. 2020;74(7):991-1000.
- Rinninella E, et al. Effects of nutritional interventions on nutritional status in patients with gastric cancer: a systematic review and meta-analysis of randomized controlled trials. Clin Nutr ESPEN. 2020;38:28-42.
- Lidoriki I, et al. Oral nutritional supplementation following upper gastrointestinal cancer surgery: a prospective analysis exploring potential barriers to compliance. J Am Coll Nutr. 2020;39(7):650-656.
- Wang J, et al. Compliance of postoperative gastric cancer patients with oral nutritional supplementation and its influencing factors. Am J Transl Res. 2023;15(8):5249-5257.
- Choi M, Kim JY, Kang HH, Park E, Shim SR. Oral nutritional supplements reduce body weight loss after gastrectomy in patients with gastric cancer: a systematic review and meta-analysis of randomized controlled trials. Nutrients. 2023;15(18):3924.
- Liang Q, Wang S, Wang B, Hong Y. Efficacy and safety of post-discharge oral nutritional supplements for patients with gastric cancer undergoing gastrectomy: a meta-analysis of randomized controlled trials. Front Nutr. 2025;11:1488054.
- Liu Y, Wu Z, Shao T, Zheng W, Huang J. Application of oral nutritional supplements to control body weight loss in postoperative patients suffering from solid tumors: a systematic review and meta-analysis. Front Nutr. 2025;12:1476463.
- Omori T, et al. Long-term effects of oral nutritional supplements after gastrectomy for gastric cancer: a survival analysis from a multicenter, open-label, randomized controlled trial. Ann Surg Oncol. 2024;31(10):6909-6917.
- Wan X, Wang W, Liu J, Tong T. Estimating the sample mean and standard deviation from the sample size, median, range and/or interquartile range. BMC Med Res Methodol. 2014;14:135.
- Luo D, Wan X, Liu J, Tong T. Optimally estimating the sample mean from the sample size, median, mid-range, and/or mid-quartile range. Stat Methods Med Res. 2018;27(6):1785-1805.
- Higgins JP, Altman DG, Gøtzsche PC, Jüni P, Moher D, Oxman AD, et al. The Cochrane Collaboration's tool for assessing risk of bias in randomised trials. BMJ. 2011;343:d5928.
- Higgins JP, Thompson SG, Deeks JJ, Altman DG. Measuring inconsistency in meta-analyses. BMJ. 2003;327(7414):557-560.
- Hatao F, et al. Randomized controlled clinical trial assessing the effects of oral nutritional supplements in postoperative gastric cancer patients. Langenbecks Arch Surg. 2017;402(2):203-211.
- Meng Q, et al. Post-discharge oral nutritional supplements with dietary advice in patients at nutritional risk after surgery for gastric cancer: a randomized clinical trial. Clin Nutr. 2021;40(1):40-46.
- Miyazaki Y, et al. Oral nutritional supplements versus a regular diet alone for body weight loss after gastrectomy: a phase 3, multicenter, open-label randomized controlled trial. Gastric Cancer. 2021;24(5):1150-1159.
- Toyomasu Y, et al. A prospective pilot study of an elemental nutritional supplement for prevention of oral mucositis during S-1 adjuvant chemotherapy for gastric cancer. Surg Oncol. 2019;29:97-101.
- Furuta R, et al. Feasibility and safety of super energy-dense oral nutritional supplementation in postoperative gastric cancer patients. Cancer Diagn Progn. 2023;3(4):514-521.
- Ueno K, et al. Efficacy of simple oral nutritional supplements versus usual care in postoperative patients with gastric cancer: a multicenter, open-label, parallel, randomized controlled trial. Ann Surg. 2025: doi: 10.1097/SLA.0000000000006888.
- Fujiya K, et al. Impact of malnutrition after gastrectomy for gastric cancer on long-term survival. Ann Surg Oncol. 2018;25(4):974-983.
- Lim HS, Lee B, Cho I, Cho GS. Nutritional and clinical factors affecting weight and fat-free mass loss after gastrectomy in patients with gastric cancer. Nutrients. 2020;12(7):1905.
- Eom BW, et al. Recovery of food intake after gastrectomy for gastric cancer: based on a large-scale gastric cancer cohort. Dig Surg. 2018;35(3):220-229.
- Wobith M, Weimann A. Oral nutritional supplements and enteral nutrition in patients with gastrointestinal surgery. Nutrients. 2021;13(8):2655.
- Aoyama T, et al. Effects of perioperative eicosapentaenoic acid-enriched oral nutritional supplement on lean body mass after total gastrectomy for gastric cancer. J Cancer. 2019;10(5):1070-1076.
- Akad F, et al. Nutritional and biochemical outcomes after total versus subtotal gastrectomy: insights into early postoperative prognosis. Nutrients. 2025;17(13):2146.
- Page MJ, McKenzie JE, Bossuyt PM, Boutron I, Hoffmann TC, Mulrow CD, et al. The PRISMA 2020 statement: an updated guideline for reporting systematic reviews. BMJ. 2021;372:n71.
- Nishikawa K, et al. Effects of postoperative oral elemental nutritional supplement on skeletal muscle loss after gastrectomy for gastric cancer. Int J Clin Oncol. 2024;29(3):266-275.
- Guyatt GH, Oxman AD, Vist GE, Kunz R, Falck-Ytter Y, Alonso-Coello P, Schünemann HJ. GRADE: an emerging consensus on rating quality of evidence and strength of recommendations. BMJ. 2008;336(7650):924-926.
- Rowley A, Adiamah A, Kushairi A, Lewis SJ, Lobo DN. The effect of post-discharge oral nutritional supplements on outcomes after gastrointestinal surgery: a systematic review and meta-analysis. Clin Nutr. 2023;42(7):1189-1201.