Протокол сестринского ухода для наблюдения с учетом факторов риска после эндоскопической подслизистой диссекции при раннем раке желудочно-кишечного тракта

Краткое содержание

В данном ретроспективном исследовании была разработана исследовательская модель риска рецидива, а также проведено сравнение наблюдения после ESD с использованием риск-ориентированного подхода на основе модели и стандартного наблюдения. Риск-ориентированное наблюдение было связано с более низкой частотой рецидивов через 12 месяцев и лучшими показателями психологического состояния, самоконтроля, питания, удовлетворенности и использования ресурсов, хотя нерандомизированный дизайн исследования и отсутствие внешней валидации ограничивают возможность причинно-следственной и прогностической интерпретации.

Аннотация

Эндоскопическая подслизистая диссекция (ESD) широко применяется при раннем раке желудочно-кишечного тракта, однако послеоперационные рецидивы остаются клинически значимой проблемой. Мы провели двухэтапное ретроспективное когортное исследование. Когорта для разработки модели включала 124 пациента, прошедших лечение в период с января 2022 года по январь 2023 года, из которых у 22 наблюдался рецидив. В модель многофакторной логистической регрессии были включены семь послеоперационных показателей, имеющих значение для сестринского ухода. Поскольку несколько показателей регистрировались в ходе послеоперационного наблюдения, модель интерпретировалась как исследовательская модель риска рецидива, а не как базовый прогностический инструмент. Видимая площадь под ROC-кривой составила 0,922 (95% CI, 0,872-0,972); при пороге вероятности 0,1484 чувствительность составила 95,45%, а специфичность — 84,31%, в то время как внутренняя валидация методом бутстрэпа дала скорректированное с учетом оптимизма значение AUC 0,884. Отдельная ретроспективная сравнительная когорта включала 84 пациента, прошедших лечение в 2024 году: 42 пациента получали наблюдение с учетом риска на основе модели, и 42 пациента получали стандартное наблюдение с фиксированным интервалом. За 12 месяцев рецидивы occurred у 5 из 42 пациентов (11,90%) и 13 из 42 пациентов (30,95%) соответственно, что соответствует разности рисков −19,05 процентных пункта (95% CI, от -35,55 до -1,37) и относительному риску 0,38 (95% CI, 0,15-0,98). Обобщенные оценочные уравнения показали более благоприятные изменения психологического статуса, показателей самоконтроля и питания в группе с наблюдением на основе рисков, тогда как взаимодействия группы и времени для показателей приверженности лечению не были значимыми. В группе с наблюдением на основе рисков также было зафиксировано более низкое использование ресурсов и более высокая удовлетворенность сестринским уходом. Данные результаты представляют собой обсервационные ассоциации; ограниченное количество событий, возможный временной нахлест между предикторами и рецидивом, отсутствие внешней валидации и нерандомизированные сравнения ограничивают прогностическую и каузальную интерпретацию.

Введение

Ранний рак желудочно-кишечного тракта остается серьезной глобальной проблемой здравоохранения: ежегодно регистрируется около 2 миллионов новых случаев, более 40% из которых приходятся на Китай¹. Эндоскопическая подслизистая диссекция (ESD) стала основным методом лечения, поскольку она позволяет проводить резекцию опухоли единым блоком (en bloc), сохраняя при этом анатомию и функцию желудочно-кишечного тракта; сообщается, что в Китае ежегодно проводится более 150 000 таких процедур. Тем не менее, в течение 1–3 лет после ESD рецидив заболевания отмечается у 15–22% пациентов, а несвоевременное распознавание рецидива может привести к тому, что почти у 60% этих пациентов будут обнаружены запущенные поражения, что отрицательно сказывается на долгосрочных исходах². В повседневной практике наблюдение обычно проводится по фиксированному графику (например, «6 месяцев — 1 год — 2 года»)³, который в основном определяется патологической стадией, при этом ограниченное внимание уделяется факторам, поддающимся сестринскому вмешательству, таким как соблюдение диеты и психологическое состояние. Данные показывают, что такая традиционная модель приводит к 30% случаев пропуска детекции среди групп высокого риска и более чем к 40% ненужных последующих обследований в группах низкого риска, что ведет не только к растрате медицинских ресурсов (избыточные ежегодные затраты на обследование на одного человека превышают 2 000 RMB), но и к увеличению психологического и экономического бремени для пациентов^4,5.

В предыдущих исследованиях рецидивов после ESD в основном изучались характеристики поражения, гистопатология, факторы, связанные с резекцией, статус Helicobacter pylori, фоновые изменения слизистой оболочки и отдельные факторы образа жизни; также было представлено несколько моделей риска для конкретных локализаций^6,7,8,9. Однако поведенческие аспекты, относящиеся к сестринскому уходу, и показатели процесса оказания помощи редко напрямую связывали с интенсивностью последующего наблюдения¹⁰. В настоящем исследовании диетическое поведение, приверженность к лечению, психологический дистресс, курение, контроль гликемии и посещаемость контрольных осмотров рассматривались как потенциально модифицируемые или поддающиеся мониторингу цели, в то время как неполное документирование экссудата из раны рассматривалось как маркер процесса ухода, а не как предполагаемый причинный фактор рецидива. Поскольку механизмы рецидивирования и требования к наблюдению различаются для поражений пищевода, желудка и толстой кишки, совокупный анализ носил исследовательский характер.

В данном исследовании использовались две ретроспективные когорты с разными целями: первая когорта применялась для разработки и внутренней оценки исследовательской модели риска рецидива, а вторая — для ретроспективного сравнения результатов между пациентами, которым проводилось наблюдение на основе рисков, определенных моделью, и пациентами, проходившими стандартное наблюдение с фиксированными интервалами. Целью исследования было изучение возможности привязки послеоперационных показателей, значимых для сестринского ухода, к практическому алгоритму последующего наблюдения, а не установление внешне валидированной прогностической эффективности или окончательного причинно-следственного эффекта вмешательства.

Протокол

Ретроспективный обзор обеих когорт был одобрен больницей Taikang Tongji (Ухань) (рег. номер одобрения 128/06/2025). Все данные были анонимизированы перед анализом; получение информированного согласия не требовалось. Регистрация клинического исследования не потребовалась, так как обе когорты были ретроспективными, все воздействия и стратегии последующего наблюдения осуществлялись в рамках стандартного клинического лечения до извлечения данных, а проспективный набор участников или назначение вмешательств в исследовательских целях не проводились.

Дизайн исследования

В данном исследовании использовался двухэтапный дизайн ретроспективного когортного исследования. Когорта пациентов, прошедших лечение в период с января 2022 года по январь 2023 года, использовалась для разработки модели и внутренней бутстрэп-валидации, в то время как когорта, прошедшая лечение с января по декабрь 2024 года, была использована для ретроспективного сравнения результатов между пациентами, которым проводилось наблюдение на основе данных модели с учетом рисков, и теми, кто получал стандартное наблюдение с фиксированными интервалами. Вторая когорта оценивала задокументированный путь оказания медицинской помощи и не являлась внешней валидацией эффективности модели. На рисунке 1 представлена схема отбора пациентов для обеих ретроспективных когорт.

Популяция исследования

Ретроспективная когорта

Когорта для разработки модели включала 124 пациентов с ранним раком желудочно-кишечного тракта, перенесших ESD в отделении гастроэнтерологии в период с января 2022 года по январь 2023 года. Критерии включения были следующими: (1) патологически подтвержденный ранний рак пищевода, желудка или толстой кишки, классифицированный как T1a или T1b без сосудистой инвазии; (2) первичная ESD с полной резекцией R0; (3) послеоперационная выживаемость не менее 6 месяцев; (4) наличие полных клинических и сестринских записей, включая указанные данные о диете, приеме лекарственных препаратов, психологическом состоянии и результатах последующего наблюдения. Критерии исключения: (1) отдаленные метастазы или множественные первичные злокачественные опухоли; (2) неоадъювантная химиолучевая терапия; (3) тяжелое послеоперационное осложнение, потребовавшее повторной операции в течение 3 месяцев; (4) когнитивные нарушения или психические заболевания, исключающие возможность сотрудничества при последующем наблюдении; (5) потеря связи с пациентом или неполные данные. Формальный априорный расчет размера выборки не проводился, так как это была ретроспективная когорта для разработки модели, и в анализ были включены все доступные записи подходящих пациентов за заранее определенный период. Однако для бинарных клинических прогностических моделей адекватность размера выборки зависит не только от общего числа пациентов, но и от количества событий исхода, количества потенциальных предикторов, ожидаемой эффективности модели и необходимости ограничения переобучения. В данной когорте было зафиксировано 22 случая рецидива при семи параметрах-предикторах, что соответствует 3,1 события на один параметр; учитывая такое низкое соотношение событий к параметрам, модель была признана уязвимой к нестабильности коэффициентов и переобучению^11,12.

Ретроспективное сравнительное когортное исследование

Ретроспективная сравнительная когорта включала 84 пациентов с ранним раком желудочно-кишечного тракта, которым в период с января по декабрь 2024 года была проведена ESD и для которых имелась полная документация по примененной стратегии последующего наблюдения и заранее определенным исходам через 12 месяцев. Критерии включения были следующими: (1) патологически подтвержденный ранний рак пищевода, желудка или толстой кишки; (2) проведение ESD в течение установленного периода исследования; (3) наличие полной документации по стратегии последующего наблюдения; (4) наличие полных данных об исходах через 12 месяцев. Критерии исключения включали: (1) отдаленные метастазы или множественные первичные злокачественные опухоли; (2) неоадъювантную химиолучевую терапию; (3) тяжелое послеоперационное осложнение, потребовавшее повторной операции в течение 3 месяцев; (4) когнитивные нарушения или психические заболевания, препятствующие участию в последующем наблюдении; (5) неполные данные о последующем наблюдении или исходах. На основании стратегии наблюдения, зафиксированной в медицинских и сестринских картах, 42 пациента были распределены в группу наблюдения на основе модели и оценки рисков, а 42 пациента — в группу стандартного наблюдения с фиксированными интервалами. Рандомизация, ослепление при распределении или назначение по указанию исследователей не проводились. Размер когорты был определен количеством соответствующих критериям записей с полными данными об исходах через 12 месяцев за установленный период; следовательно, проспективный расчет размера выборки на основе статистической мощности не применялся.

Сбор данных

Ретроспективный сбор данных

Исходные переменные включали возраст, пол, индекс массы тела (ИМТ) и патологический тип. Показатели послеоперационного периода, имеющие значение для сестринского ухода, извлекались с использованием заранее определенных определений в базе данных: употребление продуктов с высоким содержанием соли или острой пищи не менее двух раз в неделю в течение первых 3 месяцев после операции; неполное ежедневное документирование экссудата из раны в течение первого месяца после операции; оценка по госпитальной шкале тревоги и депрессии (HADS)¹³ ≥11 через 1 месяц; пропуск приема сукральфата не менее двух раз в неделю в течение первых 3 месяцев после операции; пропуск не менее двух контрольных визитов в течение первых 6 месяцев; курение не менее 10 сигарет в день в течение не менее 6 месяцев; и средняя концентрация глюкозы в крови натощак ≥7.0 mmol/L в течение первых 3 месяцев после операции у пациентов с сахарным диабетом. Исходом был рецидив в течение 12 месяцев, определяемый как местный рецидив или метахронный рак, подтвержденный эндоскопической биопсией и гистопатологией. Поскольку окна оценки нескольких послеоперационных показателей перекрывались с периодом наблюдения за рецидивами, временная последовательность не могла быть подтверждена для каждого пациента; поэтому эти переменные анализировались как послеоперационные корреляты рецидива, а полученная модель не интерпретировалась как исходный прогностический инструмент.

Разработка и внутренняя валидация модели

Семь бинарных переменных, значимых для сестринского ухода — употребление пищи с высоким содержанием соли или острых продуктов, неполное документирование экссудата из раны, показатель HADS ≥11, нерегулярный прием сукральфата в течение первых 3 послеоперационных месяцев, пропуск не менее двух контрольных визитов, воздействие табачного дыма и неконтролируемый сахарный диабет — были одновременно введены в модель многофакторной логистической регрессии. Логистическая регрессия была выбрана, поскольку исходный показатель был бинарным, а целью исследования было получение интерпретируемого уравнения вероятности, которое можно применять в повседневной медицинской документации. Сравнение с альтернативными статистическими алгоритмами или алгоритмами машинного обучения не проводилось, так как было зарегистрировано всего 22 случая рецидива, что делало надежную разработку и настройку алгоритмов маловероятной. Мультиколлинеарность оценивали с помощью факторов инфляции дисперсии (VIF), при этом значения >5 считались недопустимыми.

Дискриминантная способность модели оценивалась с помощью площади под ROC-кривой (AUC), при этом 95% доверительный интервал рассчитывался методом DeLong. Рабочий порог определялся путем максимизации индекса Юдена, после чего рассчитывались чувствительность и специфичность. Калибровка оценивалась с помощью теста согласия Хосмера-Лемешоу, оценки Брайера и калибровочного графика на основе квинтилей прогнозируемого риска. Были представлены показатели явной и скорректированной методом бутстрепа калибровки; при этом оптимизм оценивался на основе 1 000 повторных выборок бутстрепа, в которых выполнялась повторная подгонка полной модели; та же процедура бутстрепа использовалась для оценки оптимизма AUC¹⁴. Для обеспечения возможности независимого расчета показателя модели были приведены коэффициенты регрессии, отношения шансов, доверительные интервалы, свободный член и полное уравнение вероятности.

Протокол вмешательства

Группа последующего наблюдения с учетом рисков: согласно медицинским и сестринским записям, пациенты в этой группе получали последующее наблюдение и сестринскую поддержку в зависимости от вероятности рецидива, рассчитанной с помощью модели. Вероятности были разделены на категории с использованием операционных пороговых значений, принятых в исходном протоколе учреждения: низкий риск, <20%; промежуточный риск, от 20% до <40%; и высокий риск, ≥40%. Эти пороги отражали местную клиническую практику и результаты многодисциплинарного анализа, а не пороговые значения из опубликованных руководств, предыдущих валидационных исследований или формального консенсуса Дельфи; они использовались для определения интенсивности сестринского ухода и отличались от порога 0,1484, полученного с помощью ROC-анализа, который применялся исключительно для обобщения чувствительности и специфичности модели.

Схема ведения пациентов была реализована посредством планового наблюдения медицинским персоналом отделения гастроэнтерологии. Пациенты с низким риском проходили один ежегодный осмотр, получали стандартизированный буклет с информацией о диете, образе жизни и тревожных симптомах, а также краткие напоминающие сообщения каждые 3 месяца. Пациенты со средним риском проходили осмотр дважды в год, включая одно амбулаторное эндоскопическое повторное обследование, а также ежемесячные телефонные консультации с медсестрой, анализ пищевых дневников, индивидуальные планы питания и контроль соблюдения режима приема лекарственных препаратов. Пациенты с высоким риском проходили структурированную программу когнитивно-поведенческой поддержки, состоящую из восьми еженедельных сессий, получали видеоинструкции по уходу за ранами, вели ежедневный учет кровотечений, боли, вздутия живота и других тревожных симптомов с еженедельной передачей записей медперсоналу, посещали ежемесячные семейные встречи для уточнения обязанностей по уходу, а также получали скоординированную помощь при диабете, включавшую консультации эндокринолога и плановый мониторинг уровня глюкозы.

В архивном алгоритме психологический компонент был описан как когнитивно-поведенческая терапия (КПТ), однако сведения о квалификации специалиста в области психического здоровья или руководство по лечению не сохранились; поэтому в отчете данный компонент консервативно обозначен как структурированная когнитивно-поведенческая поддержка, а не как формальная КПТ, проводимая терапевтом. Алгоритм последующего наблюдения с учетом рисков был разработан преимущественно как локальный институциональный протокол на основе стандартных процедур больницы после ЭСД и опубликованных рекомендаций, поддерживающих плановый эндоскопический мониторинг после куративной ЭСД^15,16. Опубликованные руководства легли в основу общей структуры наблюдения, но не определяли пороговые значения вероятности на основе модели или сестринские действия, назначенные для каждого уровня риска. Эти элементы были разработаны локально путем сопоставления значимых для сестринского ухода показателей с соответствующими действиями по уходу и были рассмотрены многопрофильной клинической группой больницы без применения формального метода Дельфи. Оказание помощи документировалось в существующих сестринских записях и записях о последующем наблюдении; отдельный контрольный список соответствия протоколу, заранее определенный порог соответствия или независимая оценка соответствия не сохранились (Таблица 1).

Группа стандартного последующего наблюдения: согласно записям, пациенты в этой группе проходили наблюдение с фиксированным интервалом, включая эндоскопические исследования через 6 месяцев, 1 год и 2 года после операции, а также стандартное санитарное просвещение без индивидуальных рекомендаций на основе модели.

Показатели результата

Показатели эффективности модели

Эффективность модели была обобщена с использованием AUC и ее 95% доверительного интервала; выбранного порога вероятности; чувствительности, специфичности и индекса Юдена; статистики Хосмера-Лемешоу и значения P; показателя Брайера; оптимизма, оцененного методом бутстрэпа; и скорректированного с учетом оптимизма AUC.

Сравнительный результат в ретроспективной сравнительной когорте

Основным сравнительным результатом был рецидив, подтвержденный эндоскопической биопсией и гистопатологией, в течение 12 месяцев после ESD. Результаты были представлены в виде абсолютных чисел и процентов, а также разности рисков, относительного риска, отношения шансов и их 95% доверительных интервалов. Точные даты рецидивов не были сохранены в наборе данных анализа 2024 года; следовательно, безрецидивная выживаемость, кривые Каплана-Мейера, регрессия Кокса и распределение времени до рецидива не анализировались.

Показатели качества сестринского ухода

Соблюдение рекомендаций по сестринскому уходу оценивали через 1, 6 и 12 месяцев; оценка включала соблюдение диеты (определялось как употребление высокосоленой или острой пищи менее двух раз в неделю), выполнение ухода за раной (определялось как заполнение стандартизированных ежедневных записей о состоянии раны), приверженность медикаментозному лечению (определялась как пропуск менее двух доз препарата в неделю) и приверженность последующему наблюдению (определялась как отсутствие пропусков запланированных визитов).

Психологический статус оценивали в те же временные точки с использованием китайской версии госпитальной шкалы тревоги и депрессии (HADS), состоящей из 14 пунктов, которая включает две подшкалы по 7 пунктов для тревоги и депрессии; баллы по каждой из них варьируются от 0 до 21, при этом более высокие показатели указывают на большую выраженность симптомов. Показатели тревоги, депрессии и общая сумма баллов анализировались как непрерывные переменные. Китайская версия HADS продемонстрировала удовлетворительные психометрические свойства, включая конструктную валидность, внутреннюю согласованность и параллельную валидность, в многоцентровой выборке китайских пациентов с онкологическими заболеваниями¹³.

Самоконтроль оценивали с помощью шкалы самоконтроля при заболеваниях желудочно-кишечного тракта (Gastrointestinal Disease Self-Management Scale), данные которой были зафиксированы в базе данных оригинального исследования. Использованная шкала включала четыре оцениваемых домена — диетологический контроль, мониторинг симптомов, прием лекарственных препаратов и эмоциональную регуляцию, а также общий балл, рассчитанный как сумма баллов по четырем доменам; более высокие баллы указывали на лучший уровень самоконтроля. В документации оригинального исследования был зафиксирован коэффициент α Кронбаха 0,85. Ответы по отдельным пунктам, руководство по использованию оригинального инструмента и независимый внешний валидационный справочник не сохранились; поэтому шкала рассматривалась как инструмент исследования, а не как полностью прошедший внешнюю валидацию метод измерения.

Удовлетворенность сестринского персонала оценивалась через 12 месяцев с использованием разработанной в больнице 100-балльной шкалы удовлетворенности, данные которой заносились в базу данных исследования. Баллы были разделены на категории: очень высокая удовлетворенность (≥90), высокая удовлетворенность (80–89), удовлетворительная (60-79) или неудовлетворительная (<60). В исходной документации исследования было указано значение α Кронбаха 0,87, однако ответы по отдельным пунктам и оригинальные записи по разработке шкалы не сохранились; следовательно, результаты по уровню удовлетворенности считались предварительными.

Показатели эффективности использования медицинских ресурсов

Использование ресурсов оценивалось в течение 12-месячного периода наблюдения с точки зрения прямых медицинских ресурсов больницы. Затраты на обследования были выражены в номинальных китайских юанях согласно данным базы данных больницы и включали оплату эндоскопических, радиологических и лабораторных исследований; поправка на инфляцию или дисконтирование не применялись, так как анализ охватывал один 12-месячный период последующего наблюдения. Госпитализации, вызванные рецидивом или послеоперационными осложнениями, определялись по электронным медицинским картам. Время последующего наблюдения анализировалось с использованием композитной переменной из базы данных, которая объединяла время наблюдения у медицинского работника со временем поездок и консультаций пациента; отдельные компоненты времени не хранились отдельно. Поскольку переменные стоимости и использования ресурсов могут иметь скошенное распределение, разности средних между группами и 95% доверительные интервалы оценивались с помощью 10 000 непараметрических бутстреп-перевыборок.

Статистические методы

Данные анализировали с помощью SPSS и R. Нормальность распределения непрерывных переменных в одной временной точке оценивали с помощью теста Шапиро-Уилка; данные представляли в виде среднего значения ± стандартное отклонение или медианы (межквартильный размах), в зависимости от распределения. Для межгрупповых сравнений использовали t-критерий для независимых выборок или U-критерий Манна-Уитни. Категориальные переменные представляли в виде n (%) и сравнивали с помощью критерия χ² Пирсона или точного теста Фишера, если ожидаемое количество наблюдений в ячейках составляло <5. Категории удовлетворенности с порядковым масштабом сравнивали с помощью критерия суммы рангов Манна-Уитни, а общий уровень удовлетворенности — с помощью точного теста Фишера.

Повторные непрерывные показатели анализировали с помощью обобщенных оценочных уравнений с гауссовым распределением, тождественной функцией связи, взаимозаменяемой рабочей корреляцией и робастными стандартными ошибками; фиксированные эффекты включали группу, время и взаимодействие группы и времени. Повторные бинарные показатели комплаентности анализировали с помощью обобщенных оценочных уравнений с биномиальным распределением и логит-связью. Значения P для взаимодействия группы и времени корректировали внутри каждой группы показателей с помощью процедуры контроля ложноположительных результатов Бенджамини — Хохберга; различия между группами или отношения шансов через 12 месяцев представляли с 95% доверительными интервалами.

Один недостающий общий балл самоконтроля через 6 месяцев в группе рутинного последующего наблюдения был восстановлен как 72, поскольку были доступны баллы по всем четырем областям, сумма которых в точности равнялась этому значению. Сравнения рецидивов были представлены с использованием разности рисков, относительного риска и отношения шансов с 95% доверительными интервалами. Средние разности в использовании ресурсов и доверительные интервалы были рассчитаны с использованием 10 000 непараметрических бутстреп-ресемплов. Логистическая модель с семью переменными была оценена с помощью процедур, описанных выше, включая 1 000 бутстреп-ресемплов для внутренней валидации. Поскольку сравнительная когорта была нерандомизированной и содержала всего 18 рецидивов, ее результаты интерпретировались как нескорректированные обсервационные ассоциации, а не как оценки причинно-следственного эффекта. Все тесты были двусторонними, и значение p < 0,05 считалось статистически значимым.

Результаты

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.

Обсуждение

В данном исследовании изучалась возможность включения послеоперационных показателей, значимых для сестринского ухода, в исследовательскую модель риска рецидива и их связывания с практическим алгоритмом последующего наблюдения. В ретроспективной когорте разработки модель из семи переменных продемонстрировала высокую видимую дискриминационную способность, однако ограниченное количество событий, временное перекрытие между несколькими показателями и рецидивом, а также отсутствие внешней валидации не позволяют сделать окончательных выводов относительно переносимости прогностических свойств модели. Отдельная ретроспективная сравнительная когорта позволила сопоставить задокументированные исходы пациентов, получавших наблюдение с учетом оценки рисков или стандартное наблюдение, в течение 12 месяцев; поскольку стратегия наблюдения не распределялась случайным образом, данные сравнения представляют собой обсервационные ассоциации, а не причинно-следственные эффекты вмешательства.

Наблюдение с фиксированным интервалом может не учитывать различия в послеоперационном поведении, эмоциональной нагрузке, приверженности лечению или качестве текущего мониторинга¹⁷. Данный алгоритм был направлен на установление связи между значимыми для сестринского ухода показателями, интенсивностью последующего наблюдения и заранее определенными действиями по уходу. Пищевое поведение, прием лекарственных препаратов, эмоциональный дистресс, гликемический контроль, курение и посещаемость приемов представляют собой потенциально модифицируемые или поддающиеся мониторингу области, в то время как документация экссудата из раны в первую очередь отражает процесс ухода и мониторинга. Данная структура может помочь в организации послеоперационного сестринского ухода, однако имеющиеся данные не подтверждают, что каждый показатель находится в причинно-следственной связи с рецидивом.

Наблюдаемая доля рецидивов через 12 месяцев в группе с учетом рисков была на 19,05 процентных пункта ниже, чем в группе стандартного последующего наблюдения. Это различие согласуется с потенциальной пользой более структурированной поддержки, однако ретроспективное нерандомизированное сравнение не позволяет дифференцировать вклад модели риска от влияния дополнительных контактов, поддерживающей терапии, отбора пациентов, остаточных искажающих факторов или различий в надзоре и выявлении¹⁸. Следовательно, результаты по рецидивам следует рассматривать как гипотезу, требующую проверки, а не как окончательное доказательство эффективности вмешательства.

Психологическая поддержка, консультирование по вопросам питания и медикаментозной терапии, регистрация симптомов, связанных с ранами, вовлечение семьи и управление сопутствующими заболеваниями были объединены в рамках стратегии ведения пациентов с учетом степени риска^19,20. Результаты лонгитюдного исследования по шкале HADS и показателям самопомощи согласуются с возможностью того, что структурированное взаимодействие с медсестрами способствовало эмоциональному и поведенческому контролю²¹; однако стратегия была многокомпонентной, и текущий дизайн исследования не позволяет определить, какой именно компонент обусловил наблюдаемые различия. Данные о биомаркерах стресса, иммунологические показатели, специфический медиационный анализ компонентов или независимая оценка точности соблюдения протокола отсутствуют, поэтому следует избегать механистических интерпретаций²². Имеющаяся информация о поставщиках услуг и внедрении стратегии указывает на то, что квалификационные документы в области психического здоровья для когнитивно-поведенческого компонента не сохранились, а формальная процедура Дельфи или количественная оценка точности соблюдения протокола не применялись.

Предыдущие модели рецидивирования после ESD, как правило, были специфичны для конкретных участков и основывались на клинико-патологических факторах или факторах слизистой оболочки. Например, Xu и соавт. разработали номограмму для прогнозирования рецидива после ESD при раннем раке желудка, используя инфекцию Helicobacter pylori и наличие метастазов в лимфатических узлах в качестве независимых предикторов, сообщив об AUC 0,933, хотя независимая внешняя валидация не проводилась². Шкала FAMISH, разработанная для метахронных поражений желудка после ESD, включала возраст, пол, семейный анамнез, кишечную метаплазию тела желудка, синхронные поражения и персистирующую инфекцию H. pylori; ее первоначальный 3-летний AUC составил 0,704, а последующая внешняя валидация показала 5-летний AUC 0,708 с приемлемой калибровкой, что подтвердило возможность ее использования для стратификации риска при наблюдении^9,23. Прямое численное сравнение с текущим значением AUC нецелесообразно, поскольку данные модели различаются по целевым популяциям, предикторам, определениям исходов, длительности последующего наблюдения, калибровке и стратегиям валидации. Насколько нам известно, ни одна напрямую сопоставимая модель рецидивирования после ESD не была сосредоточена преимущественно на поведенческих показателях и показателях процесса ухода, имеющих отношение к сестринскому делу, или не связывала расчетный риск напрямую с алгоритмом сестринского наблюдения; таким образом, вклад настоящего исследования заключается именно в этой связи, а не в демонстрации более высокой прогностической способности.

Измеренные показатели использования ресурсов и удовлетворенности предоставляют предварительную информацию о осуществимости и приемлемости метода²⁴. У пациентов в группе с руководством по рискам наблюдались более низкие зарегистрированные затраты на обследование, меньшее количество госпитализаций, более короткий период последующего наблюдения и более высокий общий уровень удовлетворенности по сравнению с пациентами, получавшими стандартное последующее наблюдение (Таблица 8). Эти результаты не являются полноценной экономической оценкой, поскольку в анализе не оценивались выживаемость с поправкой на качество жизни, инкрементальная эффективность затрат, а также все соответствующие прямые и косвенные затраты²⁵. Кроме того, разработанная локально шкала удовлетворенности требует дальнейшей валидации²⁶.

Данное исследование имеет несколько ограничений. Во-первых, обе когорты были ретроспективными и одноцентровыми, что создает риски систематической ошибки отбора, ошибки информирования, неполного или неправильного документирования, а также остаточного конфаундинга. Во-вторых, для семи параметров-предикторов было доступно всего 22 случая рецидива, что привело к низкому соотношению количества событий к количеству параметров и возможной нестабильности коэффициентов и переобучению модели. В-третьих, несколько переменных, имеющих значение для сестринского ухода, измерялись в послеоперационные интервалы, которые перекрывались с периодом наблюдения за рецидивами; временная последовательность не была установлена для каждого пациента, поэтому модель не следует интерпретировать как базовый прогностический инструмент. В-четвертых, бутстреп-ресемплинг обеспечил только внутреннюю валидацию, и до внедрения шкалы в рутинное последующее наблюдение не было проведено независимой временной, географической или многоцентровой внешней валидации. В-пятых, сравнение в 2024 году было нерандомизированным, и дополнительные контакты, отбор пациентов, неизмеренный конфаундинг, а также различия в надзоре или методах обнаружения могли способствовать наблюдаемым межгрупповым различиям. В-шестых, в наборе данных анализа за 2024 год отсутствовали точные даты рецидивов и распределение пациентов по индивидуальным уровням риска, что исключило возможность проведения анализа времени до наступления события и анализа по уровням риска. В-седьмых, поражения пищевода, желудка и толстой кишки были объединены, несмотря на различия в механизмах рецидивирования и требованиях к наблюдению, при этом анатомическая локализация не была сохранена в наборе данных для стратифицированного анализа. В-восьмых, маршрут оказания помощи был многокомпонентным, а в архивных записях не сохранились полные данные об обучении персонала, наличии руководств или данные о независимой проверке точности исполнения, поэтому относительный вклад и воспроизводимость отдельных элементов остаются неопределенными. Наконец, период последующего наблюдения был ограничен 12 месяцами, а специфические для данного исследования показатели самоменеджмента и удовлетворенности требуют дальнейшей внешней психометрической валидации. Перед рутинным внедрением необходимы независимая внешняя валидация модели и проспективная многоцентровая оценка маршрута оказания помощи с достаточной статистической мощностью.

В заключение следует отметить, что предварительная логистическая модель с семью переменными, основанная на значимых для сестринского дела послеоперационных показателях, продемонстрировала высокую видимую дискриминационную способность, однако она была разработана на основе небольшой одноцентровой когорты, содержала временное перекрытие между несколькими показателями и рецидивом, а также не прошла внешнюю валидацию. В отдельном ретроспективном сравнительном когортном исследовании получение последующего наблюдения на основе данной модели и оценки риска было связано с более низким наблюдаемым уровнем рецидивов через 12 месяцев и более благоприятными психологическими показателями, результатами самоконтроля, нутритивного статуса, удовлетворенности и использования ресурсов по сравнению с рутинным наблюдением. Эти обсервационные данные не подтверждают прогностическую переносимость или причинно-следственную связь вмешательства. Перед внедрением в рутинную клиническую практику необходимы повторная разработка модели с верификацией данных, независимая внешняя валидация и проспективная многоцентровая оценка с достаточной статистической мощностью.

Материалы

Список материалов, использованных в этой статье

Имя	Компания	Каталожный номер	Комментарии
Автоматический биохимический анализатор	Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd., Шэньчжэнь, Китай	BS-240 Pro	Измерение уровней альбумина и гемоглобина в сыворотке крови
CO2 инсуффлятор	Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Нанкин, Китай	CO2-300	Используется для уменьшения послеоперационного дискомфорта при эндоскопии
Электронная система эндоскопии	Olympus (China) Co., Ltd., Пекин, Китай	EVIS X1 (CV-1500)	Используется для диагностической эндоскопии и послеоперационного наблюдения после ЭРД
Система электронных медицинских карт (ЭМК)	Winning Health Technology Group Co., Ltd., Нанкин, Китай	HIS-V8.0	Извлечение клинических данных и данных сестринского ухода
Электронные весы	Xiaomi Communications Co., Ltd., Пекин, Китай	XMTZC05HM	Измерение массы тела для расчета ИМТ
Устройство для эндоскопического клипирования	Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Нанкин, Китай	HX-610-135	Гемостаз и закрытие раны после ЭРД
Нож для эндоскопической подслизистой диссекции	Micro-Tech (Nanjing) Co., Ltd., Нанкин, Китай	KD-650Q	Стандартный нож для ESD для резекции очага поражения
Шкала самоконтроля при заболеваниях желудочно-кишечного тракта	Китайская версия	Нет данных	Оценка способности к самоменеджменту
Высокочастотный электрохирургический генератор	Shanghai Hutong Electric Co., Ltd., Шанхай, Китай	GD-350-B	Обеспечивает разрез и коагуляцию при проведении ЭСР
Госпитальная шкала тревоги и депрессии (HADS)	Валидированная китайская версия	Поскольку исходный текст не был предоставлен, я не могу выполнить перевод. Пожалуйста, отправьте текст, который необходимо перевести на русский язык.	Психологическая оценка тревожности и депрессии
Ингибитор протонного насоса (ИПН)	Jiangsu Hengrui Medicine Co., Ltd., Ляньюньган, Китай	H20051628	Подавление секреции кислоты после ЭСР
статистическое программное обеспечение R	R Core Team	R 4.3.1	Внутренняя валидация методом бутстрепа и статистический анализ
Программное обеспечение для статистического анализа	IBM SPSS	SPSS 26.0	Статистический анализ данных исследования
Пероральная суспензия сукральфата	CSPC Pharmaceutical Group Ltd., Шицзячжуан, Китай	H13023653	Защита слизистой оболочки и заживление язв после ЭСД