Wyniki leczenia zachowawczego miejscowego raka prostaty cd

Przeżycie bez przerzutów określono jako przeżycie bez przerzutów. W przypadku pacjentów, którzy zmarli na raka prostaty bez uprzedniej diagnozy przerzutów, czas do przerzutów uznano za czas do śmierci. Czynniki wpływające na wynik oceniono za pomocą modelu regresji proporcjonalnych hazardów Coxa 31, który włączono do programu statystycznego STATA32. Krzywe przeżycia zostały wygenerowane z tego programu metodą Kaplana-Meiera33. Bezpośrednie porównania krzywych przeżycia przeprowadzono za pomocą testu log-rank lub testu Mantela-Haenszela34. Wyniki
Tabela 1. Tabela 1. Rozkład stopnia złośliwości guza i stopień zaawansowania w grupie 828 pacjentów. Tabela 2. Tabela 2. Charakterystyka demograficzna 828 pacjentów z nieleczonym rakiem prostaty. Zidentyfikowaliśmy 10 badań11-21, które spełniły nasze kryteria i skontaktowaliśmy się z ich autorami. Sześć grup badaczy było w stanie dostarczyć dane na temat 828 pacjentów w żądanym formacie, w tym jeden z Izraela (kohorta 111), jeden ze Szkocji (kohorta 212), dwóch ze Stanów Zjednoczonych (kohorty 313 i 614) i dwóch ze Szwecji (kohorty 415 i 516, 17) (tabela 1). Charakterystykę demograficzną tych kohort przedstawiono w tabeli 2.
Po dostosowaniu do stadium nowotworu porównanie pacjentów z każdej kohorty z nowotworami sklasyfikowanymi jako stopień nie wykazało znaczących różnic w przeżyciu specyficznym dla choroby według testu log-rank (P = 0,18). Wyniki dla nowotworów stopnia 2. były podobne (P = 0,92). W związku z tym przeanalizowaliśmy razem pacjentów z różnych kohort, którzy podobnie ocenili nowotwory. W przypadku nowotworów sklasyfikowanych jako stopień 3, pacjenci ze Szwecji (kohorty 4 i 5) i Izraela (kohorty 1) mieli znacznie niższe przeżycie swoiste dla choroby niż pacjenci z nowotworami 3. stopnia ze Stanów Zjednoczonych (kohorty 3 i 6) (P = 0,03 i P = 0,08, odpowiednio). Niemniej jednak wszyscy pacjenci z nowotworem stopnia 3. zostali zgrupowani razem w celu analizy, ponieważ chcieliśmy ustalić najbardziej zachowawczą prognozę wyników dla pacjentów z USA z tą strategią zarządzania. Nasza wstępna analiza nie wykazała również istotnych różnic w przeżyciu specyficznym dla choroby u pacjentów z chorobą sklasyfikowaną jako stadium T0a, T0l, A1 i miejscowe; T0b, T0d, A2 i rozproszony; T1 i B1; oraz T2, B2 i B3 po kontroli pod kątem stopnia złośliwości guza. Dlatego pacjenci z nowotworami o podobnych etapach zostali połączeni i przeanalizowani razem.
Tabela 3. Tabela 3. Wpływ wieku, stopnia złośliwości nowotworu, stadium choroby i kohorty na śmiertelność spowodowaną rakiem prostaty, zgodnie z modelem Cox Proportional-Hazards. Model regresji proporcjonalnego hazardu Coxa zastosowano do określenia łącznego wpływu wieku pacjenta na diagnozę, stopień zaawansowania nowotworu, stadium choroby i pochodzenie kohorty pacjenta na przeżycie specyficzne dla danej choroby. Pacjentów podzielono na cztery grupy wiekowe: mniej niż 61, 61 do 70, 71 do 80 lat i ponad 80 lat. Analiza wieloczynnikowa wykazała, że posiadanie nowotworu stopnia 3. (P <0,001) i należącego do kohorty z Izraela (kohorty 1) (P <0,02) miało znaczący negatywny wpływ na przeżycie swoiste dla raka (tj. Śmiertelność z powodu raka); odwrotnie, wiek poniżej 61 lat (P = 0,014) i przynależność do kohorty z Nowego Jorku (kohorty 6) (P = 0,046) miały istotny pozytywny efekt (Tabela 3) [patrz też: złamanie kompresyjne kręgosłupa, stomatolog w kamienicy gryfino, wybielanie zębów przed i po ]