Abstract
Bakgrunn
Flere studier har undersøkt effekten av perioperativ blodoverføring (PBT) for pasienter med radikal cystektomi (RC), men resultatene har vært inkonsekvent. Vi gjennomførte en systematisk oversikt og meta-analyse for å undersøke forholdet mellom PBT og de kliniske resultatene av RC pasienter.
Metoder
Vi søkte MEDLINE, EMBASE, Cochrane Library og BIOSIS forhåndsvisninger for å identifisere relevant litteratur for studier som fokuserer på forholdet mellom PBT og utfall av pasienter som gjennomgår RC. Et fast eller tilfeldig effekt modellen ble brukt i denne meta-analyse for å beregne den samlede hazard ratio (HR) med 95% konfidensintervall (CIS).
Resultater
Totalt 7080 pasienter i 6 studier matchet utvalgskriteriene. Aggregering av data antydet at PBT hos pasienter som gjennomgikk RC korrelert med økt total dødelighet, kreftspesifikk dødelighet og kreft tilbakefall. De kombinerte HRS var 1,19 (n = 6 studier, 95% CI: 01.11 til 01.27, Z = 4,71, P 0,00001), 1,17 (n = 4 studier, 95% CI: 1.06-1.30, Z = 3,06, P = 0,002 ), 1,14 (3 studier, 95% KI n =: henholdsvis 1.03-1.27, Z = 2,50, P = 0,01),. Den total dødelighet assosiert med PBT ikke variere fra karakteristikkene av studien, inkludert antall av deltagerne, oppfølgingsperiode og median blodoverføring forhold på studiet.
Konklusjon
Våre data viste at PBT betydelig økt risiko for total mortalitet, kreftspesifikk dødelighet og kreft tilbakefall hos pasienter som gjennomgår RC for blærekreft
Citation. Wang YL, Jiang B, Yin FF, Shi HQ Xu XD, Zheng SS, et al. (2015) Perioperativ Blood Trans Fremmer dårligere utfall av blærekreft etter Radical Cystektomi: en systematisk oversikt og meta-analyse. PLoS ONE 10 (6): e0130122. doi: 10,1371 /journal.pone.0130122
Academic Redaktør: Zheng Su, Genentech Inc., USA
mottatt: 31 januar 2015; Godkjent: 18 mai 2015; Publisert: 16 juni 2015
Copyright: © 2015 Wang et al. Dette er en åpen tilgang artikkelen distribueres under betingelsene i Creative Commons Attribution License, som tillater ubegrenset bruk, distribusjon og reproduksjon i ethvert medium, forutsatt den opprinnelige forfatteren og kilden krediteres
Data Tilgjengelighet: All relevant data er i avisen og dens saksdokumenter filer
finansiering:.. Dette arbeidet ble støttet med tilskudd fra Natural Science Foundation of China (nr 81301968) National
Konkurrerende interesser: forfatterne har erklærte at ingen konkurrerende interesser eksisterer.
Innledning
Blærekreft er den femte vanligste kreftformen i vestlige land, og det høyeste dødsårsaken blant urin malignitet i Kina [1]. RC er fortsatt gullstandarden for behandling av muskel-invasiv blærekreft. Denne fremgangsmåten er forbundet med betydelig blodtap og en felles transfusjon krav. Betydelige forbedringer i kirurgiske teknikker og perioperative ledelse i de siste to tiårene har markert redusert operative og sykehusdødelighet for pasienter med blære carcinoma gjennomgår cystektomi [2, 3]. Men et stort antall pasienter krever fortsatt perioperative sugetransformatorer (PBT).
Nylig, har mange forskere fokusert på det underliggende sammenhengen mellom PBT og utfall i ulike operasjoner, slik som lungekreft [4, 5], hepatocellulær carcinoma [6, 7], tykktarmskreft [8, 9], og prostata kreft [10], men resultatene var svært motstridende. En tidligere meta-analyse utført av Liu et al [11] viste at allogen blodtransfusjon (ABT) var assosiert med uønskede kliniske utfall for leverkreft pasienter som gjennomgår kirurgi, blant annet økt død, tilbakefall og komplikasjoner. PBT hos pasienter med blærekreft ble assosiert med økt sykelighet og dødelighet etter RC i flere observasjonsstudier [12, 13], men andre studier [14, 15] viste ikke denne foreningen i multivariat analyse. Noen studier indikerte at sykdoms egenskaper (f.eks høy alder, høyere patologisk stadium, lengre kirurgisk tid og høyere beregnet blodtap) av pasientene som fikk PBT, snarere enn PBT i seg selv føre til dårligere resultater [14, 15]. Imidlertid har ingen meta-analyse med fokus på sammenhengen mellom PBT og utfall etter RC for blærekreft. Vi utførte en meta-analyse av godkjente studier for å undersøke forholdet mellom PBT og de kliniske resultatene av RC og klargjøre den nøyaktige effekten av PBT hos pasienter som har gjennomgått RC.
Metoder
2.1 data kilder
Vi har utført et systematisk litteratursøk i MEDLINE, EMBASE, Cochrane-biblioteket og BIOSIS databaser for studier som ble publisert fra førstegangsinnregning til oktober 2014 ved hjelp av begreper som » blære og transfusjon «og» cystektomi og transfusjon «kombinert med boolske operatører der dette er hensiktsmessig. Vi har også søkt referanselistene til relevante studier og tidligere meta-analyser for ytterligere studier. Upubliserte konferansebidrag ble skjermet fra ISI Web of Knowledge Conference Proceedings å sikre søke var så omfattende som mulig, og disse dataene ble også inkludert når det er mulig.
2,2 Study utvalg
To etterforskere ( YL.W. og FF.Y) uavhengig hentet data fra utvalgte studier. Uenighet ble løst ved diskusjon og konsensus. To etterforskere anmeldt alle studier som oppfylte inklusjons og eksklusjonskriteriene. Følgende informasjon ble registrert for hver studie: (1) studien måtte rapportere sammenhengen mellom perioperative allogen blodtransfusjon og utfall hos pasienter som gjennomgår RC; og (2) data var tilgjengelige på kliniske utfall (f.eks total mortalitet, kreftspesifikk dødelighet, eller tilbakefall av sykdommen). Vi ekskluderte anmeldelser, bokstaver uten opprinnelige data og lederartikler. For dupliserte publikasjoner rapportert av de samme forfatterne, enten høyere kvalitet eller nyeste utgivelse ble valgt.
2.3 data utvinning og kvalitetsvurdering
To etterforskere uavhengig vurdert hvert kvalifisert artikkelen og hentet informasjon fra alle av publikasjonene som oppfylte inklusjonskriteriene. Uenighet ble løst ved diskusjon blant alle forfattere. HR med 95% KI for total mortalitet eller kreftspesifikk dødelighet ble hentet. HR ble hentet fra multivariabel analyse når begge univariable og multivariable analyser var tilgjengelig. Følgende relevante egenskaper ble notert: (1) første forfatterens navn, (2) årstall, (3) opprinnelsesland, (4) antall pasienter, (5) Alderen til pasientene, (6) kjennetegn ved studien befolkning, (7) sykdom stadium, (8) periode på oppfølging, (9) periode på rekruttering, og (10) PBT rate (tabell 1). Alle relevante tekster, tabeller og figurer ble anmeldt for data utvinning.
Studiet kvaliteten på retrospektive studier ble vurdert uavhengig av to korrekturlesere med hensyn til følgende aspekter av Newcastle-Ottawa kvalitetsvurdering skala kohortstudier [16]. Skalaen fokuserer på tre faktorer: Utvalg, sammenlignbarhet og eksponering. Vi identifiserte «høy» kvalitet valg med en «stjerne». En studie kan bli tildelt maksimalt én stjerne for hver nummererte element i valg og eksponeringskategorier. Maksimalt to stjerner kan gis for sammenlignbarhet. Studier med en score lik eller høyere enn 6 ble ansett høy kvalitet.
2.4 Statistisk analyse
En skog tomten ble brukt til å samle timer fra de multivariate analysene av enkeltstudier i et sammendrag HR på effekten av PBT på dødelighet og gjentakelse. Prosent vekt gitt til hver studie ble bestemt ved vekt-analyse. Heterogenitet blant resultatene av registrert studier i denne meta-analysen ble evaluert ved hjelp av Chi-kvadrat basert Q statistisk test. Og jeg
2 statistikken ble beregnet å kvantifisere den totale variasjonen i samsvar med inter-studie heterogenitet, fra 0% til 100% Heterogenitet var betydelig og uakseptabel mens jeg
2 statistikken var større enn 50% [17]. P 0,05 i Q statistisk test ble betraktet som statistisk signifikant. I tilfelle av I
2 50%, ble sammendraget HR og den medfølgende 95% CI beregnet med en tilfeldig effekter modell, mens vi brukte en fast effekter modell i tilfelle av lav heterogenitet som er definert av I
2≤50%. Vi undersøkte publikasjon forspenning ved hjelp av en trakt plott [18], og en omtrent symmetrisk fordeling på hver side av sammendraget anslaget foreslått en mangel på skjevhet. Statistisk signifikans ble definert ved nivået på 0,05. All statistikk ble utført med omtale Manager (versjon 5.3.3, Cochrane-samarbeidet, http: ims.cochrane.org/revman/download).
Vi utførte subgruppeanalyser å utforske assosiasjoner mellom egenskaper (oppfølging periode, antall av deltagerne og BT ratio) av studiene og deres resultater. Gitt at det er ingen streng standard cut-off point for hver egenskap, forsøker vi å stratifisere våre inkluderte studiene for binære variable spesifikasjoner oppnådd så nært som mulig balanserte distribusjoner. Dermed fant vi ut medianer av oppfølgingsperioden ( 30.8 eller ≤30.8 måned), antall av deltagerne ( 708 eller ≤708), og BT ratio ( 51,8% eller ≤51.8%) som cut-off poeng. Vi utførte også sensitivitetsanalyser for å vurdere påvirkning av enkeltstudier på den samlede HR for total mortalitet.
Resultater
3,1 Study utvalg og egenskaper
Totalt 752 potensielt kvalifiserte studier ble screenet i forundersøkelse. Etter screening av titler og sammendrag, ble totalt 743 artikler ekskludert og 9 fulle manuskripter ble undersøkt i detalj. Basert på inklusjons- og eksklusjonskriterier, ble tre av disse studiene ekskluderte [19-21]. Derfor 6 studier [12-15, 22, 23] (7080 deltakere) med mer detaljerte og tilstrekkelige evalueringer møtte våre inngangskriteriene og ble hentet for videre analyse. Et flytdiagram av studien utvelgelsesprosessen er avbildet i figur 1. Alle inkluderte studier ble publisert, vitenskapelige artikler.
Alle 6 kvalifiserte artikler evaluert sammenhengen mellom PBT og RC utfall. De viktigste karakteristika for de 6 studiene er oppsummert i tabell 1. Disse studier ble publisert 2012-2014. Det totale antall inkluderte pasientene var 7080, med enkelte prøver som spenner 350-2895 (median 708). Den rapporterte gjennomsnittsalder av pasientene varierte fra 67-69.5 år på tvers av utvalgte studier. Den oppfølgingsperioden varierte fra 18.7-132 måneder. Den PBT forholdet i hver artikkel varierte fra 32,8% til 67%. Tabell 2 viser at 3 studiene benyttet tilbakefall av sykdommen, kreft spesifikk dødelighet og totaldødelighet for å vurdere den prognostiske verdien av PBT hos pasienter [14, 21, 22]. I tillegg en studie brukte kreftspesifikk overlevelse og totaldødelighet [23], en studie brukes progresjonsfri overlevelse og total mortalitet [13], og en studie brukes kun total mortalitet [15]. Timer og 95% konfigurasjons var direkte hentet fra disse 6 studiene. Kvalitetsvurdering viste at NOS score på hver studie var ikke mindre enn seks, noe som indikerer at den metodiske kvaliteten var generelt god.
3.2 Primær utfall
3.2.1 Meta-analyse av total mortalitet, kreftspesifikk dødelighet og gjentakelse.
6 studier inkludert 7080 pasienter var kvalifisert for den endelige analysen [12-15, 22, 23]. En kombinert analyse av forholdet mellom PBT og total dødelighet hos pasienter som gjennomgår RC er vist i skog tomter (fig 2). Vår analyse antydet at PBT var assosiert med total mortalitet etter RC (HR: 1,19; 95% CI: 01.11 til 01.27; p 0,00001), med moderat heterogenitet mellom studiene (jeg
2 = 48%). Fire studier (n = 5953) gitt data om foreningen av PBT og kreftspesifikk dødelighet. Vi samlet prøve resulterer i en meta-analyse og fant en signifikant sammenheng mellom PBT og kreftspesifikk dødelighet, med en HR på 1,17 (95% CI: 01.06 til 01.30, P = 0,002, jeg
2 = 0%, P = 0,48). Tre studier (n = 5315) som evaluerte kreft tilbakefall presentert en signifikant forskjell hos pasienter som fikk PBT (HR: 1,14; 95% CI: 01.03 til 01.27, jeg
2 = 0%, P = 0,8) (fig 2) .
(A) Alle mortalitet, (B) Kreft spesifikk dødelighet, (C) Kreft tilbakefall. SE: standardfeil; KI: konfidensintervall; .. IV: inverse varians
3.2.2 Subgruppeanalyser av totaldødelighet
subgruppeanalyse perioden med oppfølging antydet at studier med en oppfølgings 30,8 måneder og ≤30.8 måneder hatt en betydelig innvirkning på total overlevelse ( 30.8: HR: 1,20, 95% KI: 01.11 til 01.30, jeg
2 = 76%, P = 0,01; ≤30.8: HR: 1,13, 95% KI: 0,97 til 1,33, I
2 = 0%, p = 0,73). Når gruppert etter antall pasienter, studier med deltakere 708 og ≤708 foreslo betydelige resultater ( 708: HR: 1,16, 95% KI: 01.07 til 01.26, jeg
2 = 56%, P = 0,0002 ; ≤708: HR: 1,29, 95% KI: 1,10 til 1,52, jeg
2 = 47%, p = 0,15). Vi fokuserte på median BT forholdet i hver studie. Studien med a 51,8% viste en betydelig innvirkning på total overlevelse (HR: 1,34, 95% KI: 1,19 til 1,50, jeg
2 = 21%, p = 0,28), men studien med en ≤51.8% BT ratio viste en svak innvirkning på total mortalitet (HR: 1,10, 95% CI = 1,00 til 1,21, jeg
2 = 0%, p = 0,85). (Tabell 3)
3.3 følsomhets~~POS=TRUNC analyse~~POS=HEADCOMP og publikasjonsskjevhet
en sensitivitetsanalyse ble gjennomført, hvor en studie ble slettet på en gang, for å måle stabiliteten i våre resultater. Den tilsvarende samlet HR for total mortalitet ikke signifikant endring (HR var mellom 1,17 og 1,26), noe som antyder at resultatet var robust.
Publisering skjevhet ble testet i denne meta-analyse ved hjelp av trakt plott. Figur 3 viser at trakt tomter ga ikke noe bevis for åpenpublikasjonsskjevhet i noen av de inkluderte studiene for total mortalitet eller kreftspesifikk dødelighet eller tilbakefall, noe som antyder ingen publikasjonsskjevhet.
(A) All mortalitet. (B) Kreft spesifikk dødelighet. (C) Kreft tilbakefall.
Diskusjoner
Så langt vi kjenner til, er dette den første meta-analyse som er gjennomført på virkningen av PBT på dødelighet og tilbakefall i pasienter med blærekreft som gjennomgikk RC. Den nåværende meta-analyse kombinert resultatene er tilgjengelige i 6 publiserte studier og konkluderte med at PBT var assosiert med signifikant økt risiko for total mortalitet (HR: 1,19, 95% KI: 01.11 til 01.27, P 0,00001) og verre kreftspesifikk dødelighet (HR: 1,17, 95% KI: 01.06 til 01.30, P = 0,002) og tilbakefall (HR: 1,14, 95% KI: 01.03 til 01.27, P = 0,01). I tillegg sensitivitetsanalysen viste at signifikant sammenheng mellom PBT og økt dødelighet og kreft tilbakefall forble uavhengig av om en av de inkluderte studiene ble utelatt, noe som antyder robusthet av dette resultatet. En kvalitetsvurdering ble utført selvstendig og reproduserbart av to forfattere ifølge Newcastle-Ottawa retningslinjer. Vi sørget for at de inkluderte studiene var høy kvalitet med omfattende og vitenskapelig evaluering av artikler.
Mange grunner kan forklare hvorfor PBT var forbundet med en økt risiko for død og tilbakefall hos pasienter som gjennomgikk kirurgisk fjerning av kreft. En hypotese bak denne sammenheng er det mulig immunsuppressive effekten av PBT [24, 25]. Infusjon av fremmede antigener i transfundert blodprodukter induserer immunsuppresjon, anergi og klonal sletting i studier med forsøksdyr [26], som kan disponere allerede immunsupprimerte kreftpasienter til tumor celle spredning og legge til rette for tumorvekst og redusert overlevelse. Imidlertid har de fleste studier som har evaluert foreslåtte mekanismer utført hos gnagere, og disse funnene kan ikke være aktuelt for menneskets immunsystem [27]. Andre mulige mekanismer som er postulert å forklare den kjente sammenhengen mellom PBT og overlevelse inkluderer økt forekomst av postoperative infeksjoner og blodtype uforlikelighet [28].
baseline karakteristikker av pasienter kan ha påvirket konklusjonene fra hver inkludert rapportere. Derfor ytterligere subgruppeanalyser ble stratifisert ved hjelp av pasientnummer, oppfølging varighet og PBT ratio. En signifikant sammenheng ble observert mellom PBT og økt dødelighet når oppfølgingsperioden var mer enn 39 måneder. Dette funnet bør tolkes med forsiktighet som et dårligere langsiktig overlevelse av PBT, som ble vist i flere studier [29-31], men ikke i RC av blærekreft. En annen forklaring kan være på grunn av økt dødelighet med lengre oppfølgingstider. PBT forholdstall varierte fra 32,8% -67% i de 6 inkluderte studiene. Den subgruppeanalyse BT forholdet viste at den økte totaldødelighet skjedde da BT forholdet var høy. Disse forskjellene i transfusjonsforhold kan forklares av flere grunner, blant annet ulike pasientpopulasjoner og forskjeller i tradisjoner og normer. Hvis de betydelige institusjonelle-nivåforskjeller av pasientene blir oversett, mener vi at høyere rate av BT (62,8% i ≥51.8% gruppen og 43,3% i 51,8% undergruppe) kan forårsake av unødvendig blodoverføring, som kan øke total dødelighet hos pasienter som gjennomgikk RC (HR: 1,34, 1,19 til 1,50, P 0,05, vs. HR: 1,10, 1,00 til 1,21, P 0,05, henholdsvis). Perioperative blodtap er en viktig operativ komplikasjon hos pasienter som gjennomgår større operasjoner, noe som kan øke sjansen for PBT, påfølgende postoperativ morbiditet og mortalitet [32]. Derfor bør enkelte sentrene ta hensyn til deres nåværende transfusjon praksis og redusere intraoperativ blodtap så mye som mulig.
Tidspunktet for blodoverføring er også en viktig faktor for kliniske utfall. Gierth et al. viste at intraoperativ og postoperativ blodoverføringer uavhengig påvirke progresjonsfri overlevelse og total overlevelse [13]. Abel et al. kombinerte resultater fra to uavhengige kohorter av påfølgende pasienter med blærekreft behandlet med RC og vist at intraoperativ BT (HR: 1,41, 95% KI: 1,22 til 1,63, P 0,00001), men ikke postoperativ BT (HR: 1,04, 95% KI : 0,87 til 1,24, P = 0,65), var assosiert med en økt risiko for blærekreft total mortalitet [22]
Den nåværende meta-analyse har begrensninger.. For det første er den viktigste begrensningen at alle de inkluderte studiene var retrospektive prøver i stedet for randomiserte kontrollerte studier, og klinikere kunne ikke bli blindet til valg av pasientene som fikk BT. Multivariable modeller ble brukt i de inkluderte studiene, men de justerte cofounders var ikke den samme for de justerte timer (Tabell 3). Derfor var vi ikke i stand til å gjennomføre stratifisert analysene basert på mulige confoundere, slik som preoperative hemoglobinnivå eller perioperative blod tap. Noen studier viser at estimert blodtap var en faktor å forutsi overlevelse eller tilbakefall etter kirurgi [33, 34], men bare tre av de 6 studiene i denne meta-analysen vurderes intraoperativ blodtap [13, 15, 21]. Flere rapporter antydet at intraoperativ blodtap under operasjonen for kreft er en kritisk risikofaktor for dødelighet og gjentakelse. Spesielt, Linder et al. gjentok sin multivariat analyse for å inkludere variable av estimat blodtap som følge av denne saken, og de oppdaget at PBT forble signifikant assosiert med økt risiko for kreftspesifikk dødelighet (HR: 1,26; P = 0,017) og totaldødelighet (HR : 1,30; P = 0,0002) [21]. For det andre studier utført med positive resultater eller signifikante resultater er mer tilbøyelige til å bli publisert, noe som antyder en mulig publikasjonsskjevhet. Utvalgsstørrelsene av innrullert forskning (fra 350 til 2895) variert mye; Derfor, den statistiske kraft eller vekt av hver studie ble meget forskjellig, noe som uunngåelig fører til forspenningen i varierende grad. I tillegg gjorde en rapport ikke gir tilstrekkelige data og ble ekskludert fra vår analyse [19]. Tredje, ble rapporter i andre språk enn engelsk ekskludert, slik at en potensiell språk skjevhet kan være til stede i vår meta-analyse.
Resultatene fra vår meta-analyse bekreftet at PBT kan være en uavhengig predicative faktor på dødelighet og tilbakefall av sykdommen i blærekreftpasienter som gjennomgår RC. Autotransfusjon er sikrere enn ABT [35], men mengden av phlebotomized blod er utilstrekkelig for fullstendig å erstatte blodtap. Betydelig variasjon eksisterer i sykehus-nivå bruk av PBT for pasienter som gjennomgår RC, som kan være relatert til ulike priser for kreft tilbakefall og total dødelighet for disse pasientene. Klinikere bør revurdere bruken av blod bevaring metoder for å unngå transfusjoner, spesielt i patenter som krever begrensede mengder transfundert blodprodukter. Videre studier er nødvendig for å undersøke en standard for å bestemme hvorvidt en pasient som krever en BT. Uansett bør alle anstrengelser gjøres for å redusere intraoperativ blodtap som krever BT fordi det kan være forbundet med en reduksjon i langsiktig overlevelse. Konklusjonene fra denne studien bør tolkes med forsiktighet basert på studie begrensninger. Fremtidige store studier med strengt utformet metoder er garantert å bekrefte resultatene.
Hjelpemiddel Informasjon
S1 PRISMA sjekkliste. PRISMA 2009 Sjekkliste
doi:. 10,1371 /journal.pone.0130122.s001 plakater (DOC)
Takk
Dette arbeidet ble støttet av et stipend fra National Natural Science Foundation of China (nr 81301968).
