Abstract
Bakgrunn
Denne studien søkt å syntetisere overlevelse resultater fra utprøving av laparoskopisk og åpen kolorektal kreft kirurgi, og for å avgjøre om ekspert aksept av denne teknologien i litteraturen har parallell kumulativ overlevelse bevis.
Studiedesign
En systematisk gjennomgang av randomiserte studier ble gjennomført. Det primære utfallet var overlevelse, og meta-analyse av tid-til-event data ble gjennomført. Ekspertuttalelser i litteraturen (publiserte vurderinger, retningslinjer og lærebok kapitler) på aksept av laparoskopisk colorectal cancer ble gradert ved hjelp av en 7-punkts skala. Sammenslåtte overlevelsesdata var korrelert i tid med akkumulere ekspertuttalelser score.
Resultater
I alt 5.800 sitater ble undersøkt. Av disse ble 39 publikasjoner knyttet til 23 individuelle forsøk beholdt. I tillegg, 414 anmeldelser ble inkludert (28 retningslinjer 30 lærebok kapitler, 20 systematiske oversikter, 336 narrative anmeldelser). Totalt ble 5,782 pasienter randomisert til laparoskopisk (n = 3031) og åpen (n = 2751) kolorektal kirurgi. Overlevelsesdata ble presentert i 16 publikasjoner. Laparoskopisk kirurgi var ikke dårligere enn åpen kirurgi i form av total overlevelse (HR = 0,94, 95% KI 0,80, 1,09). Ekspertuttalelser i litteraturen knyttet til oncologic aksept av laparoskopisk kirurgi for tykktarmskreft korrelert tettest med publisering av store RCT i 2002-2004. Selv om stadig akseptert siden 2006, laparoskopisk kirurgi for kreft i endetarmen forble kontroversielt.
Konklusjoner
laparoskopisk kirurgi for tykktarmskreft er ikke dårligere enn åpen kirurgi i form av total overlevelse, og har vært slik siden 2004. flertallet ekspertuttalelser i litteraturen har vurdert disse to teknikkene til å være tilsvarende siden 2002-2004. Laparoskopisk kirurgi for endetarmskreft har blitt stadig mer akseptert siden 2006, men er fortsatt kontroversielt. Kunnskap oversettelses innsats på dette feltet synes å ha parallell oppbygging av klinisk utprøving bevis
Citation. Martel G, Crawford A, Barkun JS, Boushey RP, Ramsay CR, Fergusson DA (2012) Expert Opinion på laparoskopisk kirurgi for tykktarmskreft Parallels Bevis fra en kumulativ meta-analyse av randomiserte kontrollerte studier. PLoS ONE 7 (4): e35292. doi: 10,1371 /journal.pone.0035292
Redaktør: Daniela Aust, Universitetssykehuset Carl Gustav Carus, Tyskland
mottatt: 22. januar 2012; Godkjent: 14 mars 2012; Publisert: 20 april 2012
Copyright: © 2012 Martel 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:. Dette arbeidet støttes av et driftstilskudd fra det kanadiske Society of Colon og endetarms Surgeons (https://www.cscrs.ca/en/index.asp). GM ble støttet av en Fellowship Award i området of Knowledge Oversettelse fra den kanadiske Institutes of Health Research (https://www.cihr-irsc.gc.ca/e/36678.html). 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
Laparoskopiske kirurgiske teknikker ble først introdusert som en behandling for kolorektal patologier i 1991 [1], [2]. Siden dette pionerarbeidet, har en overflod av litteratur detaljert anvendelsen av denne teknologien til både godartede og ondartede kolorektal lidelser [3]. I den første tiden, kirurger lett omfavnet laparoskopisk kirurgi for godartet kolorektal forhold som divertikulitt og inflammatorisk tarmsykdom, på grunnlag av antatte forbedringer i liggetid på sykehus, postoperativ smerte, tarmfunksjonen, og gå tilbake til normale aktiviteter, samt åpen kosmetiske fordeler [3] – [5]. På den annen side, til adopsjon av laparoskopisk kirurgi behandle kolorektal kreft har ligget etter at godartede tilstander, og har vært svært kontroversielt i løpet av de siste tjue årene.
Som med alle ondartet lidelse, nye kirurgiske teknologier som brukes til å behandle pasienter med kolorektal kreft herdbare må vises for å oppnå bedre eller i det minste, resultater tilsvarende overlevelse. Mens kirurgisk innovasjon har ofte støttet seg på en prøve-og-feile-tilnærming, mange kirurg-forskere nå hevder at nye teknologier må granskes nøye og testet ved hjelp av robuste forskningsmetoder [6]. Det er bred enighet om at randomiserte kontrollerte forsøk (RCT) gi den høyeste standard av bevis i vurderingen av helsetiltak. I denne sammenheng er det ikke overraskende at flere randomiserte kontrollerte studier som sammenligner laparoskopisk og åpen kirurgi for kolorektal kreft har vært gjennomført i løpet av årene, og mange av disse har nå gitt langsiktige onkologiske resultater.
Til tross for en overflod av publiserte data, både RCT og observasjonsstudier, er det fortsatt uklart om kirurger har adoptert denne romanen teknologi på grunnlag av publiserte høyt nivå overlevelse bevis. I denne sammenheng er målet med dette arbeidet var å syntetisere overlevelses resultater fra randomiserte kontrollerte studier av laparoskopisk og åpen kolorektal kreft kirurgi, og for å avgjøre om ekspert aksept av denne teknologien i litteraturen har parallell kumulativ overlevelse bevis fra kliniske studier.
Materialer og metoder
den mengde litteratur som kreves for å besvare problemstillingen ble innhentet ved hjelp av systematiske teknikker. I første del av dette arbeidet, ble forsøk identifisert og overlevelsesdata var meta-analyse. I den andre delen, ble artikler identifisert og brukes til å gradere ekspertuttalelser om aksept av laparoskopi i behandling av tykktarmskreft. Til slutt ble begge deler av dette arbeidet sammen, ved å sammenligne samler overlevelsesdata og ekspertuttalelser over tid. En systematisk gjennomgang protokollen ble skrevet og fulgt.
Systematisk gjennomgang
RCT og oversiktsartikler ble inkludert, på bakgrunn av forhåndsbestemte inklusjons- og eksklusjonskriterier. Alle RCT gjaldt pasienter med primær karsinom i kolon eller rektum av noe tidspunkt. Den primære hensikten med sitat måtte ta behandling av tykktarmskreft spesielt. Inkludert pasienter måtte gjennomgå en segmental reseksjon av kolorektalcancer ved laparoskopisk eller håndassistert laparoskopisk kirurgi. Kontrollen intervensjon var åpen kirurgi. For å bli vurdert for inkludering, siteringer måtte gi data på den primære utfallet av total overlevelse. Trials ikke rapporterer total overlevelse ble ikke inkludert i meta-analysen, men ble hentet til for fullstendig identifikasjon av RCT.
For gjennomgang papirer, inklusjonskriteriene var med vilje mindre strengt definert, slik som å fange hele spekteret publikasjoner knyttet til laparoskopisk behandling av tykktarmskreft. Akseptable artikler var narrative anmeldelser, systema /metaanalyser, lærebok kapitler og retningslinjer /politiske uttalelser. Vurderinger ble tatt med mindre de var begrenset til ett bestemt annet enn onkologiske utfall (f.eks. Postoperativ smerte) utfall. Alle anmeldelser adressering kirurgisk behandling av tykktarmskreft i generelle termer ble inkludert, som mangel på diskusjon av laparoskopi skulle tilsi at forfatterne ikke anser det relevant.
En omfattende søkestrategi er designet for å identifisere både primær litteratur og gjennomgang sitater (se tekst S1). Denne søkestrategien er designet for å være svært følsom, og ble endret fra tidligere publiserte arbeider [7]. Seks store databaser ble søkt etter relevante sitater fra 1991-2008 (Ovid MEDLINE, Ovid EMBASE, Cochrane Library, Science Citation Index Expanded, BIOSIS Forhåndsvisning, og Birem syriner). Ytterligere tretten databaser ble også søkt etter relevante referanser (Database of Abstracts of Anmeldelser av effektivitet, Heath Technology Assessment Database, NHS Economic Evaluation Database, NIHR Health Technology Assessment Programme, Trip Database, ClinicalTrials.gov, Controlled-trials.com, Nasjonale retningslinjer Clearinghouse, CMA Infobase: Clinical Practice Guidelines, NICE England, REGISTRER Skottland, NHMRC Australia, New Zealand Guidelines Group). I tillegg ble alle utgaver av ni store kirurgiske lærebøker utgitt siden 1991 tatt til behandling (Schwartz Principles of Surgery, Sabiston Textbook of Surgery, Greenfield kirurgi, Camerons Nåværende Kirurgisk Therapy, Shackelford kirurgi av fordøyelseskanalen, Mastery of Surgery, Gordon Surgery av Colon, rektum og anus, Corman er tykktarms- og endetarms kirurgi, og Fazio Current Therapy i Colon rektal kirurgi). Referanselistene til alle inkludert sitater ble screenet for å identifisere mangler studier og vurderinger. Ingen språk begrensning ble brukt til søkestrategi.
Alle siterings poster ble hentet og ned elektronisk ved hjelp av Reference Manager 10 (ISI ResearchSoft, Berkeley, CA), og ble deretter de-duplisert manuelt. Alle henvisninger ble først screenet for inkludering på grunnlag av titler og sammendrag (figur 1). Alle beholdt sitater ble deretter hentet i fulltekst. Artikler publisert i andre språk enn engelsk, fransk eller spansk språk ble oversatt i sin helhet. Siteringer i asiatiske språk inkludert etter den første skjermen måtte bli ekskludert fra videre vurdering på grunn av oversettelses begrensninger ressurs. Fulltekstartikler ble vurdert for inkludering.
Inkludert RCT ble undersøkt deres risiko for skjevhet bruker tilnærming forfektet av Cochrane Collaboration [8]. Åtte elementer ble utbygd: 1) tilfeldig rekkefølge generasjon, 2) fordeling fortielse, 3) blinding av deltakere og personell, 4) blendende utfall vurdering, 5) ufullstendig utfallsdata, 6) selektiv rapportering, 7) leverandør kompetanse skjevhet (kirurgiske ferdigheter oppkjøp og læring kurver kan påvirke resultatene i prosedyrer baserte studier [9]) og 8) andre potensielle kilder til skjevhet (f.eks. randomisering etter å ha gjennomført en diagnostisk laparoskopi).
Alle de åtte elementene ble vurdert for hvert forsøk . Hvor studier hadde mer enn én publikasjon, rettssaken som helhet evalueres ved hjelp av alle inkluderte rapporter. I tillegg, refererte prøveprotokoller eller delvis publikasjoner som ikke er inkludert i denne anmeldelsen ble også lest i et forsøk på å minimere prøverapporteringsspørsmål. Alle elementene ble gradert som «lav risiko for bias», «høy risiko for bias», eller «uklar risiko for systematiske feil». Disse dataene ble syntetisert ved hjelp av beskrivende tall. Forsøk med fem eller flere elementer med lav risiko for skjevhet ble vilkårlig definert som studier av høy kvalitet.
data Analysis
data~~POS=TRUNC fra inkluderte RCT og gjennomgang papirer ble hentet. data~~POS=TRUNC punkter~~POS=HEADCOMP ble sjekket for nøyaktighet av en annen anmelder og avvik ble løst ved konsensus. Selv om hvert sitat ble abstrahert separat, ble forsøk med flere publikasjoner identifisert slik at man unngår pasienten dobbeltarbeid. individuelle trial forfattere ble kontaktet selektivt.
data~~POS=TRUNC på total overlevelse ble abstrahert i den statistiske formatet i enkeltrapporter. Relative resultater ble alltid registrert . som en sammenligning av laparoskopisk til åpen kirurgi Hvor hazard ratio (HR) for overlevelse og konfidensintervall ikke ble gitt, ble tilgjengelige data utnyttes til å generere hazard ratio for hvert forsøk å bruke publiserte metoder [10] – [12]. Kort fortalt, denne teknikken gjør det mulig å utlede ln (HR) og var (ln (HR)) publiserte statistikker. Der denne informasjonen er tilgjengelig, kan man benytte Kaplan-Meier-kurver for å utlede konservative estimater av HR. Denne metoden forutsetter at sensur er konstant og ikke-informativ over mindre tidsintervall på Kaplan-Meier kurve (f.eks. 6 måneder). En Microsoft Excel (Microsoft Corporation, Richmond, WA) makro ble benyttet for å tilrettelegge for alle beregninger [12], [13].
Expert mening i litteraturen ble abstrahert fra gjennomgang papirer separat for tykktarm og endetarm kreft. Forfatteren globale konklusjon om aksept av laparoskopisk kirurgi for å behandle kolon eller endetarmskreft ble ekstrahert. Der flere konklusjoner ble gitt innenfor en enkelt gjennomgang ble ekspert forfatterens mening om den primære utfallet av total overlevelse vurderes. Hver gjennomgang papir konklusjon ble gradert på en syv-punkts asymmetrisk skala, fra 1, hvor laparoskopi ikke ble nevnt i en oversiktsartikkel knyttet til tykktarmskreft kirurgi, til 7, der laparoskopi ble ansett standard vare. De andre alternativene på skalaen var som følger: 2) laparoskopi er mindreverdig, 3) laparoskopi er akseptabelt kun innenfor kliniske studier, 4) laparoskopi er ekvivalent med anatomiske begrensning, 5) laparoskopi tilsvarer blant eksperter, og 6) laparoskopi er tilsvarende i rutinemessig klinisk praksis. For data syntese, ble alternativene 1-2 anses å indikere at laparoskopi ble «dårligere» til åpen kirurgi, ble alternativ 3 anses å beskrive klinisk equipoise, mens alternativene 4-6 ble ansett for å indikere at laparoskopi var «tilsvarende» for å åpne kirurgi. Denne skalaen ble styrt uavhengig av to lesere som bruker ti forskjellige oversiktsartikler for enkel bruk og kongruens blant anmeldelser.
Det primære utfallet av total overlevelse analysert ved hjelp av standard meta-analytiske teknikker. Avledet HR ble slått sammen ved hjelp av invers varians metoder og tilfeldige effekter modeller. Tilfeldige effekter modeller ble foretrekkes i dette arbeidet på grunn av den ofte ikke-standardiserte arten av kirurgi på tvers studier med hensyn til variasjon i prøve kvalitet, og det tilsatte statistisk konservative tilgjengelig på denne måte. Der flere publikasjoner av samme RCT ble identifisert, ble bare de mest modne overlevelsesdata brukt i denne meta-analysen. I motsetning til dette ble en kumulativ tilfeldige effekter meta-analyse av det primære resultatet også utføres ved anvendelse av de tidligste tilgjengelige overlevelsesdata er angitt for hvert forsøk, for derved å vurdere utviklingen av dette utfallet i tid. Statistiske mål på heterogenitet (Cochran Q og jeg
2) ble hentet fra fasteffektmodeller. Pre-spesifisert sensitivitetsanalyser ble utført basert på inkludering av tykktarmen og /eller endetarmskreftpasienter, og basert på risiko for skjevhet tildelt hvert forsøk. Alle analyser ble utført ved anvendelse av omfattende meta-analyse 2,2 (Biostat, Englewood, New Jersey).
grader av mening for enkelt gjennomgang papirer ble syntetisert som årlig proporsjoner, og plottet som en tidsserie. Skiftende trender i ekspertuttalelser ble deretter vurdert visuelt fra disse grafene og korrelert kvalitativt med total overlevelse data fra randomiserte kontrollerte studier, samt i forhold til de timelige data fra den kumulative metaanalyse av total overlevelse.
Resultater
Det er totalt 5.800 enkelt sitater ble evaluert (figur 1). Etter screening, ble totalt 38 rapporter knyttet til 23 individuelle RCT inkludert [14] – [51] (se tabell S1). En rapport om langtidsdata knyttet til en rettssak allerede inkludert var også inkludert, da det ble tilgjengelig et par uker etter at studiet utvalg [52]. I tillegg ble 414 gjennomgang siteringer inkludert, bestående av 336 narrative anmeldelser, 30 lærebok kapitler, 28 retningslinjer /uttalelser, og 20 systematiske oversikter. Den fullstendige referanseliste er tilgjengelig på forespørsel.
Blant 23 individuelle RCT, fem (22%) var multi i design. Den minste multisenterstudie rekruttert 3 sentre i Hellas [41], mens den største multinasjonale RCT inkludert 48 sentre over hele USA og Canada [24], [26], [31], [45]. Pasient rekruttering variert mye, fra 28 pasienter for de minste studie fra Brasil [29] til 1082 pasienter for det europeiske COLOR rettssaken [35], [43], [52]. Totalt ble 5,782 pasienter randomisert mellom laparoskopisk (n = 3031) og åpen (n = 2751) kirurgi som en primær behandling for kolorektal kreft. Blant disse pasientene, 58% (n = 3336) ble inkludert som en del av studiene som omhandler bare tykktarmskreft, mens 10% (n = 582) deltok i forsøkene begrenset til endetarmskreft. Resten av pasientene (32%, n = 1864), ble inkludert i studiene adressering kolorektal kreft generelt, med varierende definisjoner som det gjelder inkludering av endetarmskreftpasienter.
Blant de 414 gjennomgang papirer som inngår i dette arbeidet, 362 (87%) og 332 (80%) gitt data som gjelder tykktarm og endetarmskreft, respektivt. De fleste anmeldelser (67%, n = 280) adressert begge krefttyper samtidig.
I alt åtte risiko for skjevhet elementene ble vurdert individuelt (figur 2). Begge elementene knyttet til seleksjon (tilfeldig rekkefølge generasjon og skjuling av allokering), viste den laveste totale risikoen for bias, med hvert element blir adressert tilstrekkelig med 57% av studiene (n = 13), og alle andre studier mangler tilstrekkelig informasjon til å felle dom . Tilsvarende ble spørsmålet om leverandøren kompetanse adressert tilfredsstillende med 43% av studiene (n = 10), med utilstrekkelig rapportering i resten av studiene. Ufullstendig utfallet rapportering og selektiv rapportering både også gitt en lav risiko for skjevhet i 43% av forsøkene, men disse elementene også generert en høy risiko for skjevhet i 22% og 9% av forsøkene, henholdsvis. I kontrast, blindende – enten av pasienter, studie personell, eller utfallet sakkyndige – ble nesten universelt ikke forsøkt, noe som gir en høy risiko for skjevhet i alle studier med unntak av tre (13%) grupper som sysselsatt blindet bedømmere av sine primære resultater. To forsøk viste også andre høy risiko for skjevhet, som de velges for å utføre en diagnostisk laparoskopi før randomisering for derved å bestemme hvorvidt den enkelte pasient kan gjennomgå en formell oncologic kolorektal reseksjon av laparoskopi [16] – [18], [20], [21].
Analyse av risiko for skjevhet dommer ved det enkelte studium nivå identifisert tre studier som oppnådde «lav risiko for bias» merkene i minst fem elementer [24], [26], [ ,,,0],31], [35], [43], [45], [51], [52]. Disse tre studiene var alle store multisenter, multinasjonale RCT, bidrar totalt 2,721 pasienter på denne anmeldelsen. Syv studier oppnådde fire » lav risiko for skjevhet «tegn, for eksempel visse elementer ikke kan bli tilstrekkelig vurdert fra tilgjengelige prøverapporter, studieprotokoller, eller medhjelper publikasjoner. Endelig 11 forsøk innhentet totalt to eller mindre «lav risiko for bias» merker, fremhever en større samlet risiko for skjevhet basert på rapportert informasjon. Blant disse seks forsøk oppnådd minst tre «høy risiko for bias» merkene [15] – [18], [20], [21], [23], [27], [28], hvorav fem forsøk ikke gjennomføre intention to treat analyser
data~~POS=TRUNC knyttet til generelle. overlevelse ble presentert i 16 (41%) publikasjoner, som stammer fra 13 (56%) individuelle studier. Median oppfølgingstid blant disse studiene varierte fra 12-95 måneder. En studie rapporterte ikke en median oppfølgingstid perioden for enten intervensjonsgruppen [32]. Syv studier presentert tilstrekkelige data for å få hazard ratio. Forutsatt en minimal klinisk signifikant margin på 10% (HR 1.1), laparoskopisk kirurgi for kolorektal kreft ble funnet å være non-inferior til åpen kirurgi i form av total overlevelse etter pooling de mest modne forsøksdata tilgjengelig (HR = 0,94, 95% KI 0,80, 1,09) (figur 3a). Det var ingen tegn på statistisk heterogenitet (Q = 8,996, p = 0,255, jeg
2 = 22%). En kumulativ meta-analyse ved hjelp av data for total overlevelse som de ble tilgjengelig i tid for hver studie ga en sammenlignbar hasardratio på 0,93 (95% KI 0,81, 1,06) (figur 3b). Stabilitet av den samlede HR og konfidensintervall ble oppnådd etter offentliggjøring av COST rettssaken i 2004 [31]
a) Standard teknikk.; b) Akkumulert teknikk.
Pooling studier inkludert bare tykktarmskreftpasienter (n = 5) ga en HR på 1,01 (95% KI 0,86, 1,19), med ingen signifikant statistisk heterogenitet (Q = 4,762, p = 0,313, jeg
2 = 16%). Tillegg av en sjette rettssaken, som omfattet både sigmoid tykktarm og høye endetarms kreft, endret ikke disse dataene betydelig (ikke vist). Pooling studier inkludert bare endetarmskreftpasienter (n = 2) ga en HR på 0,70 (95% KI 0,49, 1,00), med ingen statistisk heterogenitet (Q = 0,174, p = 0,676, jeg
2 = 0%). Tillegg av en tredje studie med bare rektosigmoid kreftpasienter til endetarmskreft gruppen ga en HR på 0,75 (95% KI 0,57, 0,99, jeg
2 = 0%). Sammenslåing av de to forsøkene med lavest risiko for skjevhet ikke signifikant påvirker resultater (HR = 1,06, 95% KI 0,89, 1,25, jeg
2 = 0%). Tilsvarende pooling alle studier unntatt én med størst risiko for skjevhet endret ikke resultatene, men det gjorde øke graden av statistisk heterogenitet (HR = 0,93, 95% 0,79, 1,09, jeg
2 = 28%). Pre-spesifisert sensitivitetsanalyser basert på risiko for skjevhet påvirket ikke overlevelse resultater eller graden av heterogenitet (data ikke vist).
Data om antall lymfeknuter høstet med de kirurgiske prøven ble rapportert av 19/23 studier (83%). Ni forsøk presentert tilstrekkelig data til å tillate meta-analyse. Utvalget av rapporterte lymfeknuter høstet var 5,5 til 23,0 for laparoskopi, og 7,8 til 26,0 for åpen kirurgi. Den sammenslåtte vektet gjennomsnittlig forskjell mellom laparoskopisk og åpen reseksjon var -0.17 lymfeknuter (95% KI -0,35, 0,011). Dette resultatet var svært statistisk heterogen (Q = 22,64, p = 0,004, jeg
2 = 65%). En sensitivitetsanalyse begrenset til kolon resections gitt en liknende gjennomsnittlig forskjell (-0,241, 95% KI -0,632, 0,150), men med økt heterogenitet (Q = 22.44, p 0,001; jeg
2 = 82%), noe som indikerer at mye av den statistiske variasjonen kommer med studier adressering tykktarmskreft i stedet for kolorektal eller endetarmskreft. Analyse av endetarmskreft studier (n = 2) elimineres denne statistiske heterogenitet (gjennomsnittlig forskjell -0,129, 95% KI -0,461, 0,203, jeg
2 = 0%). Tillegg av studiene adressering tykktarmskreft til de begrenset til endetarmskreft ga en statistisk signifikant gjennomsnittlig forskjell på -0,142 (95% CI -0,271, -0,014), med ingen statistisk heterogenitet (Q = 0,185, p = 0,980, jeg
2 = 0%). Til slutt, med unntak av høy risiko for skjevhet forsøk fra pooling ga en gjennomsnittlig forskjell på -0,106 (95% CI -0,211, 0,000, p = 0,05), uten tegn til statistisk heterogenitet (Q = 0,974, p = 0,914, I
2 = 0%).
Klare tendenser i ekspertuttalelser ble identifisert for tykktarm og endetarmskreft. For tykktarmskreft (figur 4), ble laparoskopi i utgangspunktet anses dårligere enn åpen kirurgi, med 100% og 75% av ekspertuttalelser scoring «mindreverdig» i 1991 og 1992, henholdsvis. Som i 1993, ekspertråd kurver ble funnet å skifte mot Equipoise med godt over 75% av anmeldelser opinionating at laparoskopisk kirurgi kan anses for tykktarmskreft i sammenheng med prospektive studier. Denne trenden ble opprettholdt frem til 2003. fra og med 2003, kan en andre stort skifte i meninger identifiseres, som eksperter ble funnet å vurdere laparoskopisk kirurgi tilsvar til åpen kirurgi i økende omfang. i 2005 ble menings kurver funnet å ha krysset over, med et flertall av kirurger som favoriserer likeverdighet mellom de to teknologiene. Etter 1993, nesten ingen kirurger anses laparoskopi dårligere enn laparotomi. tilsvar~~POS=TRUNC bare fire lesere anses laparoskopi overlegen til åpen kirurgi på et gitt tidspunkt.
for endetarmskreft (figur 5), eksperter i utgangspunktet anses laparoskopi dårligere enn åpen kirurgi i 1991-1992. En dreining mot equipoise ble igjen nevnt – om enn ikke like sterkt – Fra 1993-2006 med 50 til 78,6% av ekspert vurderer laparoskopi hensiktsmessig innenfor kliniske studier. I motsetning til tykktarmskreft, fortsatte eksperter for å vurdere laparoskopi dårligere enn åpen kirurgi i variable proporsjoner (20,7 til 50%) 1993-2004. En mye mindre andel av eksperter begynte å betrakte laparoskopi som tilsvarer laparotomi for endetarmskreft i 2003 og fremover, selv om økningen var mye mer gradvis enn for tykktarmskreft.
Diskusjoner
har gjennomført en systematisk oversikt og meta-analyse av studier som sammenlignet laparoskopisk og åpen kirurgi for kolorektal kreft, adressering den primære utfallet av total overlevelse. I tillegg har vi syntetisert ekspert mening om dette emnet ved å utnytte hele kroppen av relevant gjennomgang litteratur som et surrogat for aksept av denne teknologien blant kirurger.
I sammendraget, dette arbeidet identifisert 23 randomiserte kontrollerte studier presentert i 39 distinkte publiserte rapporter sammenligne laparoskopisk og åpen kirurgi for pasienter som lider av kolorektal kreft. En meta-analyse av tid-til-event data på total overlevelse viste non-inferiority av laparoskopi. Selv om andre grupper har også tidligere gjennomført meta-analyser knyttet til onkologiske resultater [53], har de valgt å samle overlevelsesdata med andelen pasienter døde eller levende ved maksimal oppfølging. Denne tilnærmingen har potensial til å introdusere skjevhet i en meta-analyse, som pooling av en slik dikotom utfall innebærer en kombinasjon av studier på ulike stadier av modenhet og helt utelater informasjon knyttet til tidspunktet for død etter kreft kirurgi. For å omgå disse problemene, har vi samlet hazard ratio, som er mer hensiktsmessige tiltak tid-til-event data. Dessverre er disse dataene ikke alltid rapportert i kliniske studier. Som sådan, har vi benyttet en kombinasjon av publiserte data på hazard ratio der det er mulig, sammen med de beste beregninger av HR hentet fra publiserte overlevelseskurver. Dette statistisk tilnærming tillot oss å generere mest omfattende og grundig meta-analyse av overlevelsesdata knyttet til laparoskopisk og åpen kirurgi for kolorektal kreft tilgjengelig til dags dato, samt å bekrefte non-inferiority av laparoskopi. Resultatene tåler sammenligning med eksisterende meta-analyser [53], også de som benyttet lignende statistiske metoder [54], [55]. Den nåværende anmeldelsen er også unik i sin utnyttelse av kumulative meta-analytiske teknikker og dens forhold til ekspertuttalelser.
I tillegg til ovennevnte funn, har vi også vist at ekspertuttalelser knyttet til laparoskopisk kirurgi for tykktarmskreft forskjøvet dramatisk i 2003-2004. For endetarmskreft, en lignende – om enn svakere – ble trend bemerket i 2006. I begge tilfeller er de fleste mening anses som laparoskopisk kirurgi var ekvivalent til åpen kirurgi etter en lang periode i løpet av hvilken denne teknikken hadde nådd klinisk equipoise og ble betraktet som bare akseptabelt i kliniske studier. Vi argumenterer for at den brå skift i oppfatning i 2003 var en direkte følge av utgivelsen av den første moderat størrelse RCT av Lacy og kolleger som presenterte mellomlang sikt overlevelsesdata [25]. Denne single-center studie fra Barcelona randomiserte 219 pasienter til laparoskopisk og åpen kirurgi for tykktarmskreft og hevdet at laparoskopi var overlegen til åpen kirurgi i form av postoperativ morbiditet, liggetid, tumor tilbakefall, og kreftrelatert overlevelse. Total overlevelse ble også funnet å være overlegen i en justert Cox-modell, men bare trend mot betydning i ujusterte data. Til tross for mer beskjedne langsiktige resultater [48], dette papiret var utvilsomt banebrytende i skiftende ekspertuttalelser om laparoskopi tykktarmskreft kirurgi. Til slutt, vi også hevde at denne overgangen ble videre fremmet av utgivelsen i 2004 av kostnadene rettssaken, der innflytelsen var trolig størst i Nord-Amerika hvor denne rettssaken ble finansiert og gjennomført [31].
Listen argumentet er videre støttet av resultatene av den kumulative meta-analyse for total overlevelse. Faktisk, akkumulering av overlevelsesdata som presenteres i figur 3b viser at både omfanget av og presisjonen til overlevelse HR har stabilisert seg og holdt seg stort sett uforandret siden utgivelse av kostnadene prøve 3-års data [31]. Med andre ord, vil begge deler av denne studien tyder på at laparoskopisk kirurgi for tykktarmskreft har vært non-inferior til åpen kirurgi siden 2004, og at den kirurgiske litteraturen har vært støttende av dette funnet siden 2003. Samlet utgjør disse dataene gir en første eksempel på pragmatisk kunnskap oversettelse i kirurgi basert på klinisk utprøving bevis.
Når det gjelder endetarmskreft kirurgi, er det ikke overraskende at en særlig svakere overgang i sakkyndig uttalelse ikke skje før 2006, som verken Lacy [25] heller COST [31] studiene inkluderte noen endetarmskreftpasienter. Selv om noen kirurger kan ha ekstrapolert fra data på tykktarmskreft, er dette neppe ha påvirket den rådende ekspertuttalelser i litteraturen. I 2005, derimot, den Clasicc rettssaken fra Storbritannia inkludert 381 (48%) pasienter med endetarmskreft [34], og det er sannsynlig at dette papiret hadde en oppmuntrende innflytelse på ekspertuttalelser. Selv om overlevelsesdata fra denne rettssaken ikke ble publisert før 2007 [44], argumenterer vi for at denne publikasjonen sammen med montering bevis for non-inferiority for laparoskopisk tykktarmskreft kirurgi begynte overgangen for endetarmskreft. Som blir sagt, siden 2005, bare en brøkdel av pasienter inkludert i studier av laparoskopisk og åpen kirurgi har gjort det for endetarmskreft, og det er sannsynlig at mange eksperter på området har fortsatt å vente for offentliggjøring av ytterligere store prøvelser adressering dette emne. Mange kirurger hevder at endetarmskreftpasienter inkludert i studiene så langt har blitt nøye utvalgte og har ikke vært representant for utfordrende middels til lav-rektal lesjoner [50]. Av denne grunn er det sannsynlig at en full dreining fra equipoise til ekvivalens vil avvente resultatene fra den pågående COLOR II [56], ACOSOG Z6051 [57] rektale kreft forsøk.
Det er flere begrensninger for denne studien. Først blir vår meta-analyse av overlevelses utfall begrenset på grunnlag av ufullstendig rapportering av data innen primær publikasjoner. Selv om vi har brukt statistiske metoder for å generere estimater av hazard ratio for å fullføre publiserte data, gjenstår det at det var relativt få studier med tilstrekkelig langtidsdata. En annen begrensning gjelder sammenligninger mellom kolon og endetarms kreft. Selv om vi har samlet overlevelsesdata for kolorektal kreft som en helhet, har vi også gitt sensitivitetsanalyser for å redegjøre for de viktige kliniske forskjeller mellom de to krefttypene. Vår analyse var begrenset av den forholdsvis lite antall pasienter med rektal kreft inkludert i studiene til dags dato.
