Abstract
Bakgrunn
lymfekar invasjon (LVI) utøver en viktig prosess i utviklingen og lokal spredning av kreftceller. Men LVI som en prognostisk faktor for overlevelse i ikke-småcellet lungekreft (NSCLC) er fortsatt kontroversielt.
metodikk /hovedfunnene
En meta-analyse av publiserte studier fra PubMed og EMBASE elektronisk databaser ble utført for å mengde virkningene av LVI på både tilbakefall-overlevelse og total overlevelse for pasienter med NSCLC. Hazard ratio (HRS) med 95% konfidensintervall (95% CIS) ble brukt for å vurdere styrken av disse effektene. Denne meta-analysen inkluderte 18,442 NSCLC pasienter fra 53 utvalgte studier. LVI dukket opp i 32,1% (median, rekkevidde, 2,8% til 70,9%) av tumorprøver. I alt pasienter med LVI var 2,48 ganger større sannsynlighet for tilbakefall av univariat analyse (95% KI: 1,92 til 3,22) og 1,73 ganger av multivariat analyse (95% KI: 1,24 til 2,41) sammenlignet med de uten LVI. For analysene av LVI og total overlevelse, den samlede HR estimatet var 1,97 (95% KI: 1,75 til 2,21) ved univariat analyse og 1,59 (95% KI: 1,41 til 1,79) ved multivariat analyse. Multivariat analyse viste en risiko var 91% høyere for tilbakefall (HR = 1,91, 95% KI: 1,14 til 2,91) og 70% høyere for dødelighet (HR = 1,70, 95% KI: 1,38 til 2,10) i LVI-positive jeg iscenesette pasienter sammenlignet med LVI-negative jeg iscenesette pasienter. Subgruppeanalyser viste lignende betydelige justerte risiko for tilbakefall og død i adenokarsinomer, og en betydelig justert risiko for død i studier som benyttes elastisk flekker med eller uten immunhistokjemi i å definere LVI.
Konklusjon /Betydning
Denne studien viser at LVI ser ut til å være en uavhengig dårlig prognosticator i kirurgisk klarte NSCLC. NSCLC pasienter med LVI ville kreve en mer aggressiv behandlingsstrategi etter operasjonen. Men store, godt designet prospektive studier med klinisk relevant modellering og standard metodikk for å vurdere LVI er pålagt å ta opp noen av disse viktige spørsmålene
Citation. Wang J, Wang B, Zhao W, Guo Y, Chen H, Chu H, et al. (2012) klinisk betydning og rolle lymfekar Invasion som viktige prognostiske implikasjon i ikke-småcellet lungekreft: A Meta-Analysis. PLoS ONE 7 (12): e52704. doi: 10,1371 /journal.pone.0052704
Redaktør: Sai Yendamuri, Roswell Park Cancer Institute, USA
mottatt: 04.07.2012; Godkjent: 19 november 2012; Publisert: 20.12.2012
Copyright: © 2012 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
Finansiering:. Denne studien ble finansiert delvis av Nature Science Foundation National of China (nr 30901788 og nr 81272619) og Shandong provinsielle natur Science Foundation (No. ZR2010HQ038 og nr ZR2010HM059). Finansiører hadde ingen rolle i studiedesign, datainnsamling og analyse, beslutning om å publisere, eller utarbeidelse av manuskriptet
Konkurrerende interesser:.. Forfatterne har erklært at ingen konkurrerende interesser eksisterer
Innledning
ikke-småcellet lungekreft (NSCLC) står for ca 80% av lungekrefttilfellene og er den vanligste årsaken til kreftrelaterte dødsfall på verdensbasis [1]. Kirurgisk reseksjon regnes som gjeldende standard prosedyre for I-IIIA stadium pasienter, men mindre enn 15% av personer diagnostisert med NSCLC overleve i 5 år. Spesielt i stadium I pasienter, er det 5-års overlevelse etter fullstendig reseksjon rapportert å være 60 til 80%, noe som tyder på at personer som gjennomgår kirurgi er en heterogen befolkning og indikerer tilstedeværelse av okkult metastaser ved kirurgisk reseksjon [2] .
prognostiske faktorer kan være nyttig for å identifisere undergruppen av pasienter med en dårligere utfall og velge en mer aggressiv behandlingsstrategi som adjuvant kjemoterapi [3]. For eksempel, er svulsten-node-metastaser (TNM) staging system basert på egenskapene til selve svulsten, regionale lymfeknuter, og potensielt metastaser en internasjonalt akseptert staging system. Den syvende utgaven av UICC /AJCC TNM staging systemet innført i 2010 kan bli mye brukt til å identifisere prognostiske forskjeller mellom pasienter med tidlig stadium sykdommen [2]. Men hver pasientens prognose varierer betydelig innenfor hver TNM stadium, noe som gjør det vanskelig å forutsi nøyaktig utfallet for aktuelle pasienten, særlig for pasienter med tidlig stadium lungekreft.
Patologiske og biologiske faktorer som involverer i kreftutvikling og progresjon, og genetiske endringer har blitt identifisert til å forutsi overlevelse og forbedre behandlingsstrategier av pasienter med NSCLC i løpet av de siste tiårene [4] – [6]. Vår tidligere meta-analyse konkluderte med at metylering av
RASSF1A
kan tjene som en uavhengig prognostisk markør for NSCLC [7]. Blodkar invasjon (BVI) utøver også en viktig innflytelse på pasientens utfall. Den relative risikoen for tilbakefall og død for den enkelte pasient som tumor viste BVI av tumorceller var nesten 4 og 2 ganger høyere, henholdsvis, enn for en pasient som har svulst viste ikke BVI av kreftceller [8].
lymfekar regnes som den viktigste ruten der neoplastiske celler nå lokale lymfeknuter [9]. Lymfekar invasjon (LVI) er fremstilt ved å detektere tumor emboli innenfor vaskulære kanaler omgitt av ett lag av endoteliale celler i reseksjon av primærtumor [10]. LVI har også blitt rapportert å være en sterk prediktor for tilbakefall eller død for kreftpasienter i mange studier, som er uavhengig av lymfeknutemetastase. Imidlertid har andre studier ikke bekreftet ugunstig prognostisk effekt av LVI i NSCLC. Opp til dags dato har LVI og BVI ikke blitt anbefalt av National Comprehensive Cancer Network for å være beslutnings faktorer i TNM staging system, eller beslutning faktorer om adjuvant klinisk behandling. Basert på uharmoniske resultatene som oppnås ved et stort antall studier på NSCLC, vi utført en litteraturbasert systematisk gjennomgang for å bedre kvantitet prognostiske effekten av LVI på prognosen for pasientene.
Materialer og metoder
Publisering utvalgs~~POS=TRUNC, inklusjonskriterier og data utvinning
Vi har søkt i elektroniske databaser PubMed (National Library of Medicine, Bethesda, USA) og EMBASE (Elsevier, Amsterdam, Nederland) mellom 1978 og 2012. Stikkord inkludert ikke-småcellet lungekreft, NSCLC, lymfekar invasjon, lymfatisk engasjement, lymfatisk gjennomtrengning, tilbakefall, tilbakefall, prognostisk, prognose og resultat. Den siste søk ble oppdatert i april 2012. Søket ble begrenset til engelskspråklige avisene. Denne meta-analysen ble begrenset til studier som omhandlet prognostiske implikasjoner av LVI. Følgende kriterier for valgbarhet blant studiene ble satt før du velger artikler: (i) LVI ble bestemt i det minste av hematoxylin og eosin (H E) flekken i kirurgisk resected primære humane lungesvulster som ikke hadde mottatt bestråling eller kjemoterapi før operasjonen, ( ii) forholdet mellom LVI og overlevelse ble evaluert, og resultatene ble publisert som en full papir, og (iii) tilgjengelig hazard ratio (HR) og 95% konfidensintervall (CI), eller tilstrekkelige data er nyttige for å undersøke HR og 95 % CI. Hvis en studie oppdaget lymphovascular invasjon (inkludert LVI eller /og BVI), men ikke analysere sammenslutningen av LVI eller BVI med overlevelse for seg, vil det ikke bli inkludert i finalen meta-analyse.
søk og identifisering var uavhengig ledelse av tre forfattere (J. Wang, Y. Guo og W. Zhao) i henhold til en standardisert tilnærming, og valget av en studie ble nådd ved diskusjon. Abstracts, omtaler, andre sykdommer og kasuistikker ble ikke inkludert i denne meta-analysen på grunn av utilstrekkelig. Når mer enn en av samme eller overlappende publikasjoner ble rapportert i flere studier, bare de mest nylig rapportert data eller komplette data ble brukt for videre kombinert analyse. Vi utførte også et manuelt søk fra referanser til relevante publikasjoner, inkludert originale artikler og anmeldelser, for å identifisere flere poster. For hver studie, etternavn av første forfatter, utgivelsesår, opprinnelsesland, ressurser pasient, studere størrelse, metoder for LVI evaluering, histologi og stadium av sykdommen ble samlet. Tre etterforskere (J. Wang, Y. Guo og W. Zhao) også uavhengig utført metodisk vurdering. Uenighet ble løst ved en tredje etterforsker (B. Wang). Kvalitet scoring for hver undersøkelse ble gjort i henhold til den europeiske Lung Cancer Working Party skala rapportert av Stål
et al product: [4]. Studier som er inkludert i den systematiske gjennomgang ble betegnet «kvalifisert», og de gir tilstrekkelige data for metaanalysen er merket «evaluert».
statistiske metoder
Vi utførte separate meta-analyser ved hjelp av en justert eller ujusterte hazard ratio (HR) for RFS og OS. I noen studier LVI var fast bestemt på å være en uavhengig prognostisk indikator å bruke multivariat analyse; Timer og 95% konfigurasjons ble vanligvis rapportert. Noen studier rapporterte HR men gir tilstrekkelig informasjon om overlevelse av LVI status; vi derfor beregnet HR og CIS i henhold til metodene som er beskrevet av Parmar
et al product: [11]. Som vist i tabell 1, ble HR beregnet fra de rapporterte data med det totale antall hendelser, log-rank statistikk eller dets
P
verdi, eller data fra Kaplan-Meier overlevelseskurver. En observerte HR 1 indikerte en dårlig overlevelse for befolkningen med LVI. Den χ
2-baserte
Q
test ble brukt for å vurdere heterogenitet av inkluderte studier [12]. En
P
-verdi 0,05 ble ansett å indikere sterk heterogenitet. Når testen av heterogenitet var signifikant, vil den tilfeldig-effekt modell basert på Mantel-Haenszel metode brukes. En trakt tomt og Egger lineære regresjon test ble brukt for å undersøke eventuelle publikasjonsskjevhet [13]. Korrelasjonen mellom rille målingene ble bestemt ved bruk av Spearman rank korrelasjonskoeffisienten. Rille målinger som involverer verdi av et diskret variabelt ble beregnet ved bruk av parametriske Mann-Whitney U-test. For alle analyser, en tosidig
P
verdi av 0,05 ble ansett som statistisk signifikant. Vi leser Kaplan-Meier-kurver ved hjelp Engauge Digitaliserer versjon 2.11 (fri programvare lastet ned fra https://sourceforge.net). Alle analyser ble utført ved hjelp av Stata versjon 11.0 programvare (Stata Corporation, College Station, TX, USA).
Resultater
Studier Utvalg og Kjennetegn
Vi utfører en elektronisk søk data i PubMed og EMBASE databaser og ga 154 siteringer. Ytterligere 31 poster ble videre identifisert via manuell vurdering av referanser. Fem studier ble ekskludert fordi en identisk pasient kohort skjedde innenfor en annen valgt kohort [14] – [18]. Seksten studier ble ikke inkludert i den totale meta-analyse fordi de etterforsket lymphovascular invasjon og utfall i NSCLC pasienter (Tabell S1). De andre ekskluderte postene omfatter 2 anmeldelser, 32 andre sykdommer, 3 kasuistikker, 16 ikke-engelske studier og 58 studier uten tilgjengelig overlevelse informasjon (tabell S1). Endelig 53 utvalgte studier publisert 1992-2012 og tilfredsstiller inklusjonskriteriene for systematisk oversikt og meta-analyse ble identifisert. Prisma Sjekkliste og Flow Diagram for studiene er vist i Sjekkliste S1 og figur S1, henholdsvis.
De individuelle kjennetegn ved de 53 utvalgte studier er oppsummert i tabell S2. Alle inkluderte studiene ble rapportert i ettertid. Et flertall av studiene som inngår i denne systematiske gjennomgangen var basert på asiatiske populasjoner (79,2%), spesielt på japanere (73,6%). Det totale antall pasienter var 18 442 (range, 26-2295, median, 204). Samlet sett LVI dukket opp i 32,1% (median, varierer fra 2,8% til 70,9%) av tumorprøver. Totalt 44 studier omhandlet alle typer NSCLC, 9 med adenokarsinom alene. Det var 22 studier som rapporterer stadium I pasienter og 2 studier uten detaljert scenen informasjon. Tilstedeværelsen frekvensen av LVI i stadium I pasienter var 26,4% (median, varierer fra 2,8% til 64,7%). I alle inkluderte studiene, formalinfiksert og parafininnstøpte resected eksemplarer av NSCLC ble samlet retrospektivt, og H ble E-fargede seksjoner anmeldt. Tumorprøver fra nesten halvparten av studier (49,1%) ble undersøkt ved H E og D2-40 eller LYVE-1 immunhistokjemi som vanligvis brukes som spesifikke skaperne av lymfatisk endotel. Vevsprøver fra 27 poster ble evaluert i kombinasjon med elastisk farging (13 for elastica van Gieson, 13 for Victoria blue-van Gieson farging og en for elastica Masson flekker) for å skille mellom BVI og LVI. De publiserte studiene undersøkte flere faktorer relatert til NSCLC utfall slik som alder, kjønn, røyking historie, tumor størrelse, histologisk differensiering, histologisk type lymfeknutestatus, LVI, BVI og pleural invasjon. Disse clinicopathological variabler som rutine BVI og LVI ble innlemmet i de fleste analyser (Tabell S3)
I alt 9,4% (5/53) av godkjente publikasjoner [19] -. [23] for systematisk gjennomgang ble ikke evalueres på grunn av mangel på RFS eller OS informasjon selv etter å skrive til forfatterne for utfyllende informasjon og resterende 48 studiene er tilgjengelig for ytterligere meta-analyse. I univariat analyse for RFS, 10 utvalgte studier [10], [24] – [32] identifisert LVI som en dårlig prognostisk faktor for RFS og 2 er identifisert LVI som ikke vesentlig [33], [34]. Men to studier ble ikke inkludert i alle metaanalyser på grunn av overlapping mellom kohortene [27], [35]. Ni studier rapporterte betydelige RFS forskjeller knyttet til LVI status ved multivariat analyse [24] – [26], [28], [30], [31], [36] – [38], og tre rapporterte ingen signifikante forskjeller [10] , [27], [32]. Men i studien av Cho
et al
., Ble det betydelig risiko for multivariate RFS rapportert, men HR og 95% KI ble ikke presentert [28]. I tillegg ble en overlappende studium også utelatt [27].
i univariat analyse for OS, 26 studier identifisert LVI som en betydelig faktor prognostisk [20], [22], [29], [31], [33], [34], [39] – [58], og 9 identifiserte det som ikke er av betydning for å overleve [19], [21], [25], [27], [59] – [63]. I multivariate analyser, 18 studier [20], [31], [37], [39], [41], [42], [47], [49], [51], [53], [55], [57], [58], [61], [64] – [67] er signifikante sammenliknet med 13 studier [19], [21], [27], [29], [34], [40], [ ,,,0],44], [46], [48], [54], [63], [68], [69] med ikke-signifikante resultater. Av disse er inkludert betydelige eller ikke- signifikante studier, tre har duplisert overlevelsesdata [29], [37], [70] og en har førte data [53].
evaluerbarheten var ikke assosiert med positivitet i det systema gjennomgang. Frekvensen av betydelige resultater var 60,4% for evaluerbare studier (32/53) sammenlignet med 60,0% (3/5) for ikke-evaluerbare studier (
P
= 0,67) uavhengig av om disse studiene brukt univariate eller multivariate analyser.
Quality Assessment of Study
som vist i tabell S4, den globale kvalitetsvurdering score, uttrykt som en prosentandel, varierte fra 45,0% til 63,8% (median, 53,5%). Det var ingen signifikant sammenheng mellom global score og antall pasienter i alle kvalifiserte studier (Spearman
r
= 0,06;
P
= 0,65). Som for global score, ble ingen signifikant forskjell funnet mellom evaluerbare og de ikke-evaluerbare studier (
P
= 0,71). Tilsvarende ble ingen statistisk signifikant forskjell vist mellom de store prøvelser og de ikke-signifikante studier i univariate (
P
= 0,39) eller multivariat analyse for OS (
P
= 0,49) (tabell S4 ).
Meta-analyse av effekten av LVI på RFS for hele befolkningen
resultatene av meta-analyse av LVI og overlevelse er presentert i tabell 2. i univariat analyse, LVI betydelig økt risikoen for kreft tilbakefall, med en samlet HR på 2,48 (95% KI: 1,92 til 3,22;
P
0,0001) (11 studier, 4,220 pasienter) [10], [24] – [26] , [28] – [34]. Det var tegn på betydelig inter-studie heterogenitet (Q = 30,24;
Jeg
2 = 66,9%,
P
= 0,001). I multivariate analyser, pasienter med LVI var 1,73 ganger større sannsynlighet for tilbakefall sammenlignet med de uten LVI (95% KI: 1,24 til 2,41;
P
= 0,001) (10 studier, 4,412 pasienter) [10], [ ,,,0],24] – [26], [28], [30], [31], [36] – [38]. Betydelig heterogenitet skjedde blant disse studiene. (Q = 18.77;
Jeg
2 = 52,0%,
P
= 0,027) (Fig. 1)
Meta-analyse av effekten av LVI på OS for totalpopulasjonen
neste analysere sammenhengen mellom LVI og OS i NSCLC pasienter ved univariate (28 studier som omfatter 9,703 tilfeller) [25], [ ,,,0],27], [31], [33], [34], [39] – [52], [54] – [60], [62], [63] eller multivariat analyse (25 studier, omfattende 9,423 tilfeller) [ ,,,0],27], [31], [34], [39] – [42], [44], [46] – [49], [51], [54], [57], [58], [61] , [63] – [69]. Den sammenslåtte HR estimatet var 1,97 (95% KI: 1,75 til 2,21;
P
0,0001) ved univariat analyse med en betydelig heterogenitet (Q = 62,17;
I
2 = 51,7%,
P
0,0001). Våre resultater viste også en risiko var 59% høyere for dødelighet (HR = 1,59, 95% KI: 1,41 til 1,79;
P
0,0001) ved multivariat analyse i LVI-positive pasienter sammenlignet med LVI-negative pasienter . Betydelig heterogenitet ble ikke funnet blant disse studiene. (Q = 35.38;
Jeg
2 = 32,2%,
P
= 0,063) (Fig. 2)
Meta-analyse av effekten av LVI på overlevelse for stadium i eller adenokarsinom pasienter
Vi har også rapportert risiko for tilbakefall og død i tidlig stadium kreftpasienter med LVI. Som vist i tabell 2, ved hjelp av univariat og multivariat analyse, oppsummering HR estimatene for RFS var 2,31 (95% KI: 1,84 til 2,91;
P
0,0001) og 1,91 (95% KI: 1,14 til 2,91 ;
P
= 0,013), henholdsvis (figur 3).. Betydelig heterogenitet ble ikke funnet. I analysen for OS, LVI virket betydelig til å øke risikoen for dødelighet i stadium I pasienter i henhold til univariate (HR = 1,76, 95% KI: 1,50 til 2,07,
P
0,0001) og multivariat analyse ( HR = 1,70, 95% KI:.. 1,38 til 2,10,
P
0,0001) (fig 4)
Vurderer bare pasienter med adenokarsinom, økt risiko for tilbakefall ble observert ved hjelp av univariat (HR = 3,88, 95% KI: 2,02 til 7,45,
P
0,0001) og multivariate (HR = 2,76, 95% KI: 1,41 til 5,38,
P =
0,003) analyse. Vi fant også en signifikant høyere ujusterte (HR = 3,44, 95% KI: 2,08 til 5,70,
P
0,0001) og justert (HR = 2,74, 95% KI: 1,73 til 4,35,
P
0,0001) risiko for dødelighet av LVI-positive pasienter enn for LVI-negative pasienter. I disse analysene, var det ikke ennå bevis for statistisk heterogenitet (tabell 2). Disse resultatene tyder på at LVI er et dårlig prognostisk indikator og er uavhengig av tumorstadium og histologisk type.
Test av heterogenitet og Undergruppe Analyser
Et høyt nivå av heterogenitet oppstod når du utfører metaanalyser . For det første har vi gjennomført den subgruppeanalyser stratifisert etter etnisitet eller metode for LVI evaluering. Selv om betydelig univariate risiko for RFS i asiater og ikke-asiatiske populasjoner var likt med det samlede resultatet, var det fortsatt bevis for statistisk heterogenitet. Subgruppeanalyser av metoder for LVI evaluering viste at den kombinerte HR for RFS av univariat analyse var 2,78 (95% KI: 1,57 til 4,91,
P
0,001; heterogenitet test,
P
= 0,001) i studier som evaluerte LVI med H E alene. Til sammenligning var samlet HR for RFS av univariat analyse var 2,26 (95% KI: 1,74 til 2,94,
P
0,001; heterogenitet test,
P
= 0,05) i studier som evaluerte LVI av elastisk farging med eller uten immunhistokjemi, og 2,69 (95% KI: 0,99 til 7,30,
P
= 0,053; heterogenitet test,
P
= 0,114) i de evaluere LVI ved immunhistokjemi alene. Videre analyser fant at rapporten fra Kawata
et al
. som en kilde for heterogenitet [24]. Den heterogenitet forsvant da unntatt denne studien og verdien av samlet HR ikke ble vesentlig endret (HR = 2,27, 95% KI: 1,84 til 2,80,
P
0,001; heterogenitet testen, Q = 11.98;
jeg
2 = 33,2%,
P
= 0,152). Men fikk vi en border multivariat HR for RFS (HR = 1,48, 95% KI: 0,97 til 2,24,
P =
0,067; heterogenitet testen, Q = 11.04;
Jeg
2 = 54,7%,
P
= 0,051) i studier som benyttes elastisk flekker eller immunehistochemistry definere LVI. Videre analyser viste den samlede multivariate HR estimat for RFS var 2,37 (95% KI: 0,63 til 8,84;
P =
0.200, heterogenitet testen, Q = 2,5;
I
2 = 79,5%,
P
= 0,008) i studier som evaluerte LVI ved immunhistokjemi.
i univariat og multivariat analyse for OS i studier hvor LVI ble undersøkt av elastiske flekker med eller uten immunhistokjemi, sammendraget HR estimater var 1,82 (95% KI: 1,62 til 2,06;
P
0,0001, heterogenitet testen, Q = 26,8;
jeg
2 = 36,6%,
P
= 0,61) og 1,47 (95% KI: 1,29 til 1,67;
P
0,001; heterogenitet testen, Q = 21,6;
jeg
2 = 30,6%,
P
= 0,119), henholdsvis. Når meta-analysen ble begrenset til studier som benyttet immunhistokjemi definere LVI, den samlede HR estimat for OS var 2,22 (95% KI: 1,66 til 2,96;
P
0,00001, heterogenitet test,
P
= 0,673) av univariat analyse og 2,22 (95% CI: 01.05 til 05.11;
P =
0,047; heterogenitet test,
P
= 0,139) av multivariat analyse. Så subgruppeanalyser av metoder for LVI evalueringen gjorde effektivt redusert eller fjernet heterogenitet i univariate analysen for OS.
publikasjonsskjevhet statistikk ble bestemt ved hjelp av metoder for Egger
et al product: [13]. Ingen publikasjonsskjevhet ble funnet for de studiene som brukes for univariat analyse (
P
= 0,33) eller for multivariat analyse av RFS (
P
= 0,14).
Diskusjoner
Mikroskopisk metastaser begynner med lokal utbredelse av kreftceller til verts stroma innenfor eller rundt primærtumor. Når kreftceller trenge en blodåre eller en ekstern lymfesystemet, kan de løsne, spre og arrest i microvasculature gjennom sirkulasjonen [71]. Mikrometastaser ikke fører fra den tilfeldige overlevelse av celler frigjøres fra den primære tumor, men fra den selektive vekst av spesialiserte subpopulasjoner av svært metastatiske celler utrustet med spesifikke egenskaper som gjorde dem i stand til å fullføre hvert trinn av den metastatiske prosess. Kreftceller kan spre seg til lungene og andre nettsteder via lymfekar invasjonen og de regionale lymfeknuter, thorax kanalsystem, superior vena cava, og lungearterien. Tilstedeværelsen av vaskulær invasjon av neoplastiske celler indikerer at kreften er i en metastatisk fase. Vår tidligere meta-analyse fant at LVI er en prognostisk faktor for overlevelse hos pasienter med NSCLC [8]. I denne studien har vi fått sammendrag statistikk som viser at LVI status spår dårlig overlevelse hos pasienter med NSCLC uavhengig av tumorstørrelse eller lymfeknute status i henhold til univariate eller multivariat analyse. Enda viktigere, er LVI en ugunstig prognostisk determinant for pasienter med tidlig stadium sykdom eller adenokarsinom justert for andre prognostiske faktorer.
LVI er signifikant assosiert med lymfeknutemetastase og aggressiv svulst atferd i NSCLC, noe som indikerer at det er en kritisk punkt i lymphogenous metastaser. Denne analysen viser at lymfatisk invasjon er tilstede i 29,1% av totale pasientene og 26,1% av stadium I pasienter. LVI er definert av identifikasjon av tumorceller i lumen av lymfekar, som ofte er dekket av endotelceller og inneholdt noen få lymfocytter. En patologisk undersøkelse av H E flekken er nyttig i å gjenkjenne LVI, men denne metoden er vanligvis umulig å skille mellom BVI og LVI, spesielt intratumorale områder. Lymfekar ikke inneholder elastiske fibre, slik at de kan ikke bli bekreftet ved farging for elastiske fibre som er blitt brukt som en rutinemessig patologisk undersøkelse av BVI og pleural invasjon. Elastiske flekker er mindre nyttig i eksklusive kapillærer og er ikke nyttige i å gjøre skillet mellom artefakter /stromal tilbaketrekking og sanne lymfatiske mellomrom. Faktisk er evaluering av LVI forholdsvis vanskelig å bruke konvensjonelle H ble E eller kombinasjon med elastisk-van Gieson eller Victoria blå-van Gieson farging brukes. Faktisk, LVI status varierte fra 0 [81] til 70,9% [58]. Ifølge forrige rapport fra Stål
et al.
, Brukte vi en metodikk vurdering om behandling av lungekreft rapportert. Men denne tilnærmingen ikke fullt ut beskytte mot eventuelle skjevheter fordi vi ikke kunne ta alle studiene i betraktning. Disse studiene ble til slutt holdt i meta-analyser fordi det samlede design av studiene var lik de som brukes i andre studier. TNM status er fortsatt den viktigste og forskjeller i scenen vanligvis føre til heterogene resultater. Imidlertid heterogenitet var fraværende når analysen var begrenset til studier av trinn I eller adenokarsinom. En annen potensiell kilde for forspenning er relatert til den metode som brukes til å ekstrapolere HR.
PRISMA sjekkliste.
