Opracowanie i walidacja nomogramu przewidującego prawdopodobieństwo urodzenia się dzieci Hirschsprunga po operacji

Niniejsze badanie retrospektywne przeprowadzono wśród pacjentów, u których zdiagnozowano HSCR, leczonych chirurgicznie na oddziale naszego szpitala w okresie od stycznia 2000 r. do grudnia 2019 r. To badanie zostało sprawdzone i zatwierdzone przez komisję etyczną szpitala, w której zniesiono wymóg uzyskania świadomej zgody zgodnie z Deklaracją Helsińską. Numer zatwierdzenia instytucjonalnej komisji rewizyjnej to S108. Rozpoznanie HSCR ustalono na podstawie badań przedoperacyjnych, które obejmowały wlew barowy, manometrię odbytowo-odbytniczą i biopsję ssącą odbytnicy. Dodatkowo przeprowadzono pooperacyjne badanie patologiczne w celu dalszego potwierdzenia diagnozy. Wszystkie operacje zostały wykonane zgodnie ze standardowymi procedurami przez doświadczone grupy chirurgiczne na naszym oddziale.

2.2. Definicja zabrudzenia Niniejsze badanie odnosi się do kryteriów diagnostycznych zabrudzenia opisanych w opublikowanej literaturze. W oparciu o wcześniej ustalone kryteria i doświadczenie kliniczne ostatecznie włączono do tego badania pacjentów, u których wystąpiły zabrudzenia utrzymujące się przez ponad sześć miesięcy po operacji. Z tego badania wykluczono pacjentów z zespołem Downa i innymi ustalonymi zespołami, które mogły potencjalnie przyczynić się do wad rozwojowych, jak opisano wcześniej. Ponadto z badania wyłączono pacjentów, którzy przeszli pierwszą operację w innej placówce, a także wszystkich uczestników, którym poddano leczenie etapowe lub którym brakowało danych dotyczących zabrudzenia.

W tym badaniu badacze zebrali informacje kliniczne o pacjentach na podstawie dokładnego przeglądu odpowiedniej literatury i oceny klinicznej. Dane te obejmowały wiek, w którym przeprowadzono ostateczną operację, płeć, masę ciała podczas operacji, historię przedwczesnego porodu, wywiad rodzinny, smółkę, czas trwania zaparć, leczenie zachowawcze, historię operacji, techniki chirurgiczne, długość usuniętego jelita, zabieg chirurgiczny i stopień zabrudzenia. Techniki chirurgiczne obejmowały przeciąganie przezodbytnicze wspomagane laparoskopowo [LAPT], przeciąganie endorektalne wspomagane laparotomią [LEPT] i przezodbytowe przeciąganie przezodbytnicze [TEPT]. Długość usuniętego jelita obejmowała lewą kolektomię, subtotalną ektomię i całkowitą kolektomię. Procedury chirurgiczne zostały sklasyfikowane jako Soave, Heart-Shaped, Rebbein, Duhamel i inne. Z analizy wykluczono dane o współczynniku usunięcia >= 20%. Metodę przycinania wprowadzono w celu zajęcia się nieprawidłowymi wartościami i zastosowano metodę wielokrotnej imputacji w celu interpolacji brakujących danych. Wszyscy pacjenci zostali losowo przydzieleni do grupy szkoleniowej i walidacyjnej w stosunku 7:3, jak podano wcześniej. Nie zaobserwowano znaczących różnic w charakterystyce demograficznej i klinicznej pomiędzy zestawem szkoleniowym i walidacyjnym. Aby określić potencjalne czynniki predykcyjne, zbiór uczący poddano analizie regresji LASSO, która skutecznie wyeliminowała kilka nieistotnych lub współliniowych zmiennych niezależnych w celu ograniczenia danych wielowymiarowych. Następnie zastosowano wieloczynnikową analizę regresji logistycznej w celu określenia zmiennych dotyczących zabrudzenia u pacjentów z HSCR po operacji w wieku powyżej 1 roku życia. Na koniec utworzono nomogram na podstawie zbioru treningowego i poddano walidacji w zbiorze walidacyjnym.

Do oceny i testowania dokładności predykcyjnej ustalonego modelu zastosowano dyskryminację i kalibrację. W celu oszacowania dyskryminacji nomogramu wygenerowano wskaźnik zgodności Harrella [indeks C] i krzywą charakterystyki działania odbiornika [ROC] [AUC]. Indeks C bliski 1 wskazuje na wysoki poziom zdolności predykcyjnej modelu. Dodatkowo AUC > 0,80 wskazuje na stosunkowo dobrą dyskryminację. Kalibracji nomogramu towarzyszył test Hosmera-Lemeshowa, którego zadaniem było określenie zgodności pomiędzy przewidywanym i zaobserwowanym występowaniem zanieczyszczeń. Na koniec przeprowadzono DCA w celu oceny praktycznej przydatności klinicznej nomogramów. Zarówno dyskryminację, jak i kalibrację oceniano metodą ładowania początkowego z 1000 ponownych próbek.

Dla parametrów ze zmiennymi ciągłymi rozkład normalny wyrażono jako średnią ± odchylenie standardowe [SD], a rozkład skośny przedstawiono jako medianę [M] i rozstęp kwartylowy [Q25-Q75]. Dane ciągłe pomiędzy dwiema grupami porównano za pomocą niezależnego testu t. Do porównania danych pomiędzy grupami o nierównych wariancjach zastosowano test t nierównej wariancji. W przypadku rozkładu skośnego zastosowano test U Manna-Whitneya. Ponadto dane kategoryczne porównano za pomocą testu 2 lub dokładnego testu Fishera. Analizę statystyczną przeprowadzono przy użyciu oprogramowania R Software v.4.0.2 [The R Project for Statistical Computing, www.r-project.org] z pakietem „rms” wykorzystywanym do analizy regresji logistycznej i konstrukcji nomogramu. Za statystycznie istotną uznano dwustronną wartość P mniejszą niż 0,05.