PLoS ONE: Integreret Ratio af metastatisk til Undersøgt lymfeknuder og antal metastatiske lymfeknuder ind i AJCC Staging System for Colon Cancer

Abstrakt

Målsætning

På nuværende tidspunkt kun antallet af metastatisk lymfeknuder (LN +) anvendes til PN kategori af AJCC TNM system til tyktarmskræft. For nylig er forholdet mellem metastatiske til undersøgte lymfeknuder (LNR) blevet rapporteret at repræsentere kraftig uafhængig prædiktiv kapacitet i tyktarmskræft. Vi forsøgte at foreslå en ny kategori (NLN), som mellemformer LNR og LN + i AJCC iscenesættelse system til tyktarmskræft.

Design

34476 patienter fra National Cancer Institute Surveillance, Epidemiology, og Slut Resultater (SEER) datasæt med stadium III tyktarmskræft blev gennemgået. Harrell s C statistik blev anvendt til at evaluere den prædiktive kapacitet. Den Cox proportionel risiko model blev brugt til at konstruere en ny kategori

Resultater

LNR kategori havde mere forudsigelig kapacitet end PN kategori i hele grupper af patienter (Harrell s C-indeks:. 0,6194 vs 0.6113 , p = 0,003). Undergruppe analyse viste, at LNR kategori var ikke bedre end pN kategori i prædiktiv kapacitet, hvis antallet af lymfeknuder undersøgte var mere end 13. Vi fandt også, at der var betydelig overlevelse heterogenitet blandt forskellige PN kategorier på samme LNR kategori (P 0,001 ). Den Harrell s C-indeks for vores NLN kategori som mellemformer LNR og LN + var 0,6228, hvilket var betydeligt højere end PN kategori (Harrell s C-indeks: 0,6113, P 0,001) eller LNR kategori (Harrell s C-indeks: 0,6194, P = 0,005 ), henholdsvis.

Konklusion

for at vurdere prognosen for tyktarmskræft, vores nLN kategori som mellemformer LNR med LN + er mere præcis end PN kategori eller LNR kategori hhv.

Henvisning: Gao P, Song Yx, Wang Zn, Xu Yy, Tong Ll, Zhu Jl, et al. (2012) Integreret Ratio af metastatisk til Undersøgt lymfeknuder og antal metastatiske lymfeknuder i AJCC Staging System for tyktarmskræft. PLoS ONE 7 (4): e35021. doi: 10,1371 /journal.pone.0035021

Redaktør: Ajay Goel, Baylor University Medical Center, USA

Modtaget: November 14, 2011; Accepteret: 8 Marts 2012; Udgivet: 18 april, 2012 |

Copyright: © 2012 Gao et al. Dette er en åben adgang artiklen distribueres under betingelserne i Creative Commons Attribution License, som tillader ubegrænset brug, distribution og reproduktion i ethvert medie, forudsat den oprindelige forfatter og kilde krediteres

Finansiering:. Dette arbejde blev støttet af National Science Foundation of China (nr. 30.972.879 og nr. 81.172.370), Specialized Fond for ph.d.-programmet for videregående uddannelse (nr. 200.801.590.006) Forskning, Natural Science Foundation i Liaoning-provinsen (nr. 20.092.129), programmet for videnskabelig og teknologisk Institut i Liaoning-provinsen (nr. 2010225032) og Program for Education Department i Liaoning-provinsen (L2011137). De finansieringskilder havde ingen rolle i studie design, indsamling og analyse af data, beslutning om at offentliggøre, eller forberedelse af manuskriptet

Konkurrerende interesser:.. Forfatterne har erklæret, at der ikke findes konkurrerende interesser

Introduktion

Tyktarmskræft er en af ​​de mest almindelige maligne sygdomme [1]. Den internationale amerikanske fælles udvalg om kræft (AJCC) TNM er i øjeblikket betragtes som den stærkeste prognostiske parameter for patienter med tyktarmskræft [2]. Lymfeknudemetastase er et af de vigtigste prognostiske faktorer. Bestemmelse af den optimale tilgang til kvantificering lymfeknude status i tyktarmskræft vil sikre nøjagtig patient iscenesættelse, så passende adjuverende behandling planlægning og beregning af langsigtede prognose.

På nuværende tidspunkt kun antallet af metastatiske lymfeknuder (LNS + ) anvendes til PN kategori af AJCC TNM system til tyktarmskræft. Dette er blevet kritiseret som en overforenkling, fordi antallet af metastatiske lymfeknuder er påvirket af det totale antal undersøgte lymfeknuder (eLNs) og kan øge sandsynligheden for scenen migration [3], [4]. Som vi ved, at de eLNs patologisk er påvist påvirker både iscenesættelse nøjagtighed og onkologiske udfald i node-positive patienter [5]. De optimale eLNs for pålidelig prognostisk lagdeling er mindre klar indtil nu. I henhold til retningslinjerne fra AJCC, skal mindst 10-14 lymfeknuder undersøges og histopatologisk vurderet i tumor prøven i tilstrækkelig grad vurdere lymfeknude status [6]. College of American Pathologists anbefaler mindst 12 lymfeknuder, der skal undersøges for tyktarmskræft [7]. Nogle forskere foreslog også, at resektion af mindst 13, 14 eller 15 knuder var forbundet med forlænget overlevelse i tyktarmskræft for de undersøgte kategorier [8] – [10]. Desværre, kirurger og patologer generelt ikke lykkes at opfylde minimal nodal iscenesættelse. For de tilfælde uden et passende antal hentede lymfeknuder, kan PN kategori ikke være præcis nok.

I løbet af de sidste par år, er forholdet af metastatisk til undersøgte lymfeknuder (LNR) er blevet undersøgt bredt. Næsten alle forskere vist, at LNR er en uafhængig prognostisk faktor, er stærkt relateret til overlevelse af patienter med tyktarmskræft, og det har været anbefale at LNR bør anvendes i prognostisk vurdering [11] – [18]. Det er dog stadig uklart, om LNR har mere prognostiske gyldighed end AJCC pN kategori [18], [19].

Denne undersøgelse er baseret på et datasæt støttet af Surveillance, Epidemiology, og End Results ( SEER) kræft register med 34476 sager, der har lidt tyktarmskræft. Vi fandt, at LNR kategori havde mere prædiktiv kapacitet end PN kategori i hele grupper af patienter. Hvis eLNs var mere end 13, det LNR kategori var dog ikke bedre end pN kategori i prædiktiv kapacitet. Derudover var signifikant længere overlevelse heterogenitet blandt forskellige PN kategorier på samme LNR kategori. Endelig foreslog vi en ny kategori tilgang, der intergraded LNR og LN + i AJCC iscenesættelse system til tyktarmskræft.

Materialer og metoder

data

datasæt vi brugte er den National Cancer Institute Surveillance, Epidemiologi, og End Results (SEER) datasæt, 1973-2007. SEER indsamler data om kræfttilfælde fra forskellige steder og kilder i hele USA. Dataindsamling begyndte i 1973 med en begrænset mængde af registre og fortsætter med at udvide til at omfatte endnu flere områder og demografi i dag. Antallet af poster i SEER forskning datasættet er op til 6127828 herunder 5564451 maligne tilfælde. Blandt disse patienter, lidt mere end 500000 patienter fra kolorektal cancer. Patienter med stadium III tyktarmskræft diagnosticeret fra 1992 gennem 2003 blev udvalgt til analyse. Det primære endepunkt var kræft-specifikke overlevelse

Patienter blev udelukket fra denne undersøgelse, hvis de havde:. 1) en forudgående ikke-tyktarmskræft eller tyktarmskræft end adenocarcinom eller mucinøse adenokarcinomer 2) undergik præoperativ stråling, fordi det blev rapporteret, at det samlede antal hentede lymfeknuder kan falde efter præoperativ chemoradiation [20]; 3) ufuldstændige patologiske dataposter; eller 4) døde under den umiddelbare postoperative periode (inden for en måned)

Efter at have brugt disse udelukkelse strategier, blev et datasæt bestående af 34476 poster konstrueret og blev registreret følgende data:. alder, køn, race, dybde invasion (bestemt ved SEER s “sygdommens omfang”), histologiske, antal lymfeknuder udtaget, og antallet af metastatiske lymfeknuder. Derefter blev LNR defineret som forholdet mellem LN + divideret med eLNs. For at undgå nogle skævheder som det komplekse kategori kan i løbet optimeres i sammenligningen af ​​prædiktiv kapacitet mellem forskellige kategorier, modeller, bygget af de kategorier, blev fundet i en uddannelse datasæt, og derefter deres prædiktiv kapacitet bestemmes i en test datasæt, uafhængig af træningssættet [21]. Derfor de 34476 tilfælde blev halvdelen tilfældigt udvalgt til træning og de resterende 17238 blev brugt til test.

Etik erklæring

Vi har fået tilladelse til at få adgang til forskning datafil i SEER program.

Statistisk Analyse

Kontinuerlig data blev præsenteret som gennemsnit ± standardafvigelse (SD). Kræftspecifikke overlevelse blev analyseret ved Kaplan-Meier-overlevelseskurver, og sammenligninger blev foretaget ved log-rank test. Multivariat analyse blev udført ved hjælp af Cox proportional hazard model.

Vi evaluerede den prædiktive evne kategorier ved at overveje foranstaltninger for diskrimination. Diskrimination refererer til evnen til at skelne mellem højrisikopatienter og lav risiko, og blev kvantificeret ved hjælp af Harrell s C statistik, Nagelkerke R

2, Bayesian Information Criterion (BIC), og tidsafhængig kumulativ område under kurven (AUC ) [22] – [26]. En model med perfekt prædiktiv kapacitet (sensitivitet og specificitet på 100%) ville have en Harrell s C-indeks på 1,00; en kategori med højere Harrell s C-indeks blev anset for mere præcise i prædiktiv kapacitet. Den Nagelkerke R

2-indekset blev også brugt til at score de forskellige kategorier. R

2 repræsenterer den del af variationen skyldes kovarianter i regressionsmodeller. R

2 er tæt på 1 for en perfekt prædiktiv model, og tæt på 0 for en kategori, der ikke diskriminerer mellem korte og lange overlevelsestid. BIC blev brugt til at vurdere den samlede prognostiske ydeevne forskellige klassifikationssystemer via bootstrap-resampling analyse. En mindre BIC værdi indikerer en mere ønskelig model til forudsigelse resultat. AUC var et fælles værktøj med henblik på at vurdere den prædiktive effekt af en kontinuerlig variabel for et binært udfald og kumulative AUC som var en forlængelse af den til censurerede overlevelsesdata blev anvendt til at evaluere nøjagtigheden af ​​kategorierne i overlevelse forudsigelse på forskellige tidspunkter.

cut-off værdier for undergrupper af LNR blev bestemt ved hjælp af Harrell s C statistik beregnet ud fra uddannelsen datasættet [8], [22]. For at undersøge, om den prædiktive kapacitet LNR kategori er bedre end pN kategori med faste standarder for den minimale eLNs, blev en række test udført. Der var 20 tests køre ved hjælp af en standard for de minimale eLNs fra 2 til 21. I hver test blev en Harrell s C statistik bestemt til at teste den prædiktive kapacitet LNR kategorier og Pn kategorier.

Sammenligning af overlevelsesraten blandt forskellige PN kategorier stratificeret af LNR kategorier blev kørt til at analysere heterogenitet. En log-rank test blev kørt til sammenligning overlevelsesraten blandt forskellige PN kategorier i hver LNR kategori.

Den nye kategori (NLN), som kombinerer PN kategori med LNR kategori er baseret på hazard ratio beregnet ved Cox proportional hazard model. Formlen for Cox proportionel risiko model er:, hvor … er en samling af prediktorvariabler, LN + og LNR i denne undersøgelse, … er regressionskoefficienter bestemt af en mindste kvadraters metode, og kaldes hazard ratio. Desuden har vi grupperet de beregnede hazard ratio fire risikoniveauer og dannede vores NLN kategori og de optimale afskæringsværdier for NLN kategori blev også bestemt under anvendelse af Harrell s C statistik beregnet ud fra uddannelse datasæt. Og så, vi sammenlignede prædiktive kapacitet denne NLN kategori med enkelt LNR kategori og enkelt pN kategori. Desuden at teste, om NLN kategori vil have mere prædiktive værdier uanset eLNs, sammenligning af overlevelsen mellem patienter med. 12 eLNs og ≥12 eLNs niveauer af alle tre kategorier blev kørt

Alle statistiske analyser og grafik blev udført med PASW Statistics 18.0 software (SPSS, Inc., Somers, NY, USA), SigmaPlot 12,0 (Systat software Inc), R-version 2.14.0 (R Foundation for Statistisk Computing), Splus 8,0 ( indsigtsfuld Corporation, Seattle, WA, USA) og STATA MP ver.10 (StataCorp LP, College Station, TX) statistisk software. For alle analyser, P blev 0,05 betragtet som signifikant

Resultater

Ifølge den 7. udgave af UICC /AJCC TNM, baseret på antallet af positive lymfeknuder, patienter med forskellige. PN kategorier blev opdelt i: N1A, 34,3% (11826/34476); N1b, 33,8% (11665/34476); N2A, 19,6% (6747/34476); og N2b, 12,3% (4238/34476). Overlevelse forskelle blandt grupperne var statistisk signifikant (

P

0,001; tabel 1).

Baseret på optimale afskæringsværdier afgøres ved brug af Harrell s C statistik henholdsvis patienter blev inddelt i følgende LNR undergrupper: LNR1 = an LNR 0,13; LNR2 = en LNR mellem 0,13 og 0,24; LNR3 = en LNR mellem 0,24 og 0,51; og LNR4 = en LNR 0,51. Den 5-årige overlevelsesrate faldt betydeligt med stigende LNR kategorier (P 0,001; tabel 1).

Desuden er der i univariat analyse, alder, race, histologiske kvalitet og pT kategorier blev også identificeret som signifikant korreleret med prognose (tabel 1). I den multivariate analyse blev alle klinisk-patologiske faktorer, der var signifikant korreleret med prognosen hos univariate analyse overvejes. Alder, race, histologiske kvalitet, Pt kategorier, PN kategorier, og LNR kategorier blev bekræftet at være uafhængige prognostiske faktorer (tabel 2). Brug Harrell s C statistik til at teste den prædiktive kapacitet af kategorien i alle patienter, de LNR kategorier var signifikant bedre end PN kategorier (Harrell s C-værdi: 0,6194 vs 0,6113 henholdsvis p = 0,003).

som det ses i figur 1, efter højde af standarden for antallet af minimale eLNs op fra 2 til 13, den Harrell s C indeks for LNR kategori var altid højere end for pN kategori. Forskellen mellem de prædiktive kapaciteten i LNR kategorier og PN kategorier var betydeligt, når antallet af minimal eLNs er fra 2 til 6 (P 0,05) og forskellen mistede statistisk signifikans, når antallet af minimal eLNs var 7-13 (P 0,05).

p værdi afspejler betydningen af ​​sammenligningen mellem Pn kategorier og LNR kategorier ved forskellige standarder for det minimale antal lymfeknuder undersøgt.

Brug log-rank test, sammenligning af overlevelsesrater blandt forskellige LNR kategorier i forskellige Pn kategorier afslørede, at der var væsentlige prognostiske forskelle blandt patienter i forskellige PN kategorier for enhver LNR kategori (P 0,001;. figur 2A, 2B, 2C, 2D). Som det ses i figur 2E som afspejler den prognostiske hazard ratio baseret på en Cox proportional hazards model med LNR og LN + som kovariater, på samme LNR niveau, efter højden af ​​LN +, den prognostiske hazard ratio steg. Det betyder også, at der var betydelig overlevelse heterogenitet blandt forskellige PN kategorier på samme LNR kategori

(a) Overlevelseskurver for patienter af LNR1.; (B) Overlevelseskurver for patienter i LNR2; (C) Overlevelseskurver for patienter i LNR3; (D) Overlevelseskurver for patienter i LNR4; (E) Mesh plots afspejler den prædiktive hazard ratio baseret på en Cox proportionel risiko model med LNR og LN + som kovariater. (F) Mesh parceller med de grønne, gule og røde planer, der undergruppe var hazard ratio i fire risikoniveauer (hazard ratio: 1,21, 1,21-1,62, 1,62-1,72 og 1,72)

.

En Cox proportionel risiko regressions med både LNR og LN + som kovariater blev kørt til at beregne den prognostiske hazard ratio (HR). Efter bestemmelse af de parametre, formlen var:. Så vi grupperet patienterne i fire risikoniveauer i henhold til HR og dannede NLN kategori: nLN1 = en HR 1,21; nLN2 = en HR mellem 1,21 og 1,62; nLN3 = en HR mellem 1,62 og 2,72; og nLN4 = en HR 2,72 (. figur 2F). Patienter med forskellige NLN kategorier blev opdelt i: nLN1, 34,3% (7747/34476); nLN2, 36,0% (12395/34476); nLN3, 26,6% (9157/34476); og nLN4, 15,0% (5177/34476). Overlevelse forskelle blandt grupper var statistisk signifikant (P 0,001; tabel 1). I den multivariate analyse blev NLN kategori signifikant korreleret med prognose

3A, 3B og 3C display overlevelseskurverne baseret på tre forskellige kategori tilgange:. PN kategorier LNR kategorier og vores NLN kategorier. Vi sammenlignede Nagelkerke R

2 og Harrell s C blandt de tre kategorier. Som et resultat heraf NLN kategori havde den højeste Nagelkerke R

2 (PN kategorier: 0,063; LNR kategorier: 0,065; NLN kategorier: 0,072; tabel 3). Desuden sammenligning af Harrell s C statistikker og BIC afslørede også, at vores NLN kategorier havde et bedre prædiktiv kapacitet end både PN kategorier og LNR kategorier (p 0,05; tabel 3). Desuden resultaterne af en sammenligning af kumulative AUC viste, at de NLN kategorier havde en højere nøjagtighed i overlevelse forudsigelse end både PN kategorier og LNR kategorier på alle post-operation tidspunkter (Fig. 4).

(a) Overlevelse kurver for patienter klassificeret af AJCC PN kategorier; (B) Overlevelseskurver for patienter klassificeret af LNR kategorier (C) Overlevelseskurver for patienter klassificeret af de nye kategorier (NLN) Vejviser

Sammenligning af overlevelsen mellem patienter med ≥ 12 eLNs og. 12 eLNs stratificeret efter alle tre kategorier viste, at heterogene af prognosen mellem patienter med 12 eLNs og ≥12 eLNs på nLN kategorier var den laveste blandt tre kategorier. I fire PN kategorier var der signifikante overlevelse forskelle mellem patienter med 12 eLNs og ≥ 12 eLNs (5-årige akkumulerende overlevelsesrater: 69,0% vs. 76,4% på N1A, s 0,001; 59,9% vs. 67,9% ved N1b, p 0,001; 44,3% vs. 57,4% ved N2A, s 0,001; 29,2% vs. 36,8% i N2b, s 0,001;. figur 5A). Selv om heterogene i prognosen mellem patienter med 12 eLNs og ≥12 eLNs på LNR kategorier var lavere end for Pn kategorier, der var betydelige overlevelse heterogeniteter i fire LNR kategorier (5-årige akkumulerende overlevelsesrater: 72,5% vs. 74,7% på LNR1, p = 0,017; 69,0% vs. 64,0% ved LNR2, s 0,001; 59,1% vs. 52,3% ved LNR3, s 0,001; 41,8% vs. 28,7% ved LNR4, s 0,001;. fig 5B) . Omvendt var der ingen væsentlige overlevelse heterogene mellem patienter med 12 eLNs og ≥ 12 eLNs på nLN2 og nLN3 (5-års akkumulerende overlevelsesrater: 67,4% vs. 66,6% ved nLN2, p = 0,422; 54,3% vs. 52,7% ved nLN3, p = 0,268). Der var overlevelse forskelle i nLN1 og nLN4 (5-års akkumulerende overlevelsesrater:. 72,9% vs. 76,3% på nLN1, p = 0,001; 39,2% vs. 29,3% ved nLN4, s 0,001, Fig 5C).

(a) Overlevelseskurver stratificeret efter AJCC PN kategorier (b) Overlevelseskurver stratificeret af LNR kategorier; (C) Overlevelseskurver stratificeret efter de nye kategorier (NLN). De blå linier repræsenterer overlevelseskurverne af patienter med 12 eLNs og de gule linjer repræsenterer overlevelseskurverne af patienter med ≥ 12 eLNs. De 5-årige akkumulerende overlevelsesrater (5YSR) for patienter blev også præsenteret.

Diskussion

I løbet af de sidste par år, LNR er blevet undersøgt meget i den prognostiske analyse for tyktarmskræft . Næsten alle forskere vist, at LNR er en uafhængig prognostisk faktor. Det er dog stadig uklart, om LNR kategori har mere prognostiske gyldighed end AJCC pN kategori [18], [19]. I vores undersøgelse sammenlignede vi den prædiktive kapacitet LNR kategori med den for pN baseret på SEER datasæt. Vi fandt, at LNR kategori var signifikant bedre end PN kategori prædiktiv værdi i hele grupper af patienter (Harrell s C-indeks: 0,6194 vs 0,6113 henholdsvis p = 0,003). Dette resultat var magen til tidligere undersøgelser [14], [15], [17], [26], [27].

Dog er der stadig debat om, hvorvidt LNR har mere prognostiske gyldighed end AJCC pN kategori hvis eLNs er nok. Priolli et al. analyserede prognostiske værdi af LNR i patienter med ikke mindre end 12 eLNs og multivariat analyse viste, at både LNR og lymfeknuder var uafhængige prognostiske faktorer. Endvidere lymfekirtelinvolvering opnået en højere “score” end LNR [16]. For nylig, baseret på SEER datasæt, Chen et al. sammenlignede prognostiske værdier af LNR kategorier med den af ​​PN kategorier i patienter med ikke mindre end 12 eLNs. Multivariate analyse viste, at både LNR og lymfeknuder var uafhængige prognostiske faktorer. De foreslog, at de LNR kategorier havde bedre prognostisk værdi end PN kategorierne for den grund, at de LNR kategorier havde en højere hazard ratio end PN kategorier [28]. I denne undersøgelse fandt vi, at når den minimale eLNs var ikke mindre end 14, den prædiktive kapacitet af PN kategorier var endnu højere end LnR kategorier, selvom forskellen ikke signifikant statistisk. Det betød, at LNR kategori ikke var bedre pN kategori i den intelligente fangenskab hele tiden. Måske dette resultat kunne blive påvirket af cut-off værdien af ​​de LnR kategorier, mens den optimale cut-off værdi for LNRs ikke har modtaget konsensus [29] og de afskæringsværdier, der anvendes i denne undersøgelse blev ransaget af statistik metode til at sikre effektiviteten.

Desuden blev bekræftet, at der var betydelig overlevelse heterogenitet blandt forskellige PN kategorier på samme LNR kategori. Brug log-rank test, sammenligning af overlevelsesrater blandt forskellige LNR kategorier i forskellige PN kategorier afslørede, at der var væsentlige prognostiske forskelle blandt patienter i forskellige PN kategorier for enhver LNR kategori (P 0,001;. Figur 2A, 2B, 2C, 2D ). Derfor er det ikke videnskabelig nok, hvis PN kategori simpelthen erstattes af LNR kategori. Resultatet af Cox proportional hazard model med LNR og LN + som kovariater støttede også denne udtalelse (fig. 2E). Ikke desto mindre kunne den prognostiske værdi af LNR ikke ignoreres. Måske en kategori, der er integreret i LNR med LN + er betydelig.

I lyset af disse overvejelser, en Cox proportionel risiko regressions med både LNR og LN + som kovariater blev kørt til at beregne den prognostiske hazard ratio (HR). Efter beregning af parametrene, formlen: blev opnået. Både LNR og LN + blev henvist af denne formel og den store datasæt anvendt i denne undersøgelse sørge for, at de parametre, 1,1875 og 0.0484 var korrekte. Og så har vi delt beregnede HR i fire risikoniveauer og dannede vores nye kategori (NLN): nLN1 = en HR 1,21; nLN2 = en HR mellem 1,21 og 1,62; nLN3 = en HR mellem 1,62 og 2,72; og nLN4 = en HR . 2,72

Survival forskelle blandt grupperne var statistisk signifikant (P 0,001). Endvidere ved anvendelse af tre statistiske metoder; dvs. Nagelkerke R

2, Harrell s C og BIC, vi kontrolleret effektiviteten af ​​NLN kategori og sammenlignet det med LNR kategorier og PN kategorier hhv. Vi fandt, at NLN kategori havde højere prædiktiv kapacitet end de to andre kategorier (tabel 3). Desuden er baseret på sammenligning af kumulativ AUC, fandt vi, at de NLN kategorier havde en højere nøjagtighed i overlevelse forudsigelse end både PN kategorier og LNR kategorier på alle efter operationen tidspunkter (fig. 4). Desuden sammenlignes med PN og LnR kategorier, den NLN kategori havde mere værdi i reduktion af heterogenitet prognose forårsaget af utilstrækkelig eLNs. I nærværende undersøgelse fandt vi signifikante heterogeniteter af prognosen mellem patienter med 12 eLNs og ≥12 eLNs på alle fire pn og LNR kategorier (figur 5A, 5B.). Omvendt var der ingen heterogene af prognosen mellem patienter med 12 eLNs og ≥12 eLNs på nLN2 og nLN3 af NLN kategori (figur 5C.). Til en vis grad, kan den NLN kategori bruges til at opveje ufuldstændige nodal vurdering af patologisk evaluering og øge nøjagtigheden af ​​prognostisk predication uanset eLNs. Disse resultater viste, at NLN kategorier var egnede til forudsigelse af prognose af patienter med coloncancer. Og så, baseret på NLN kategori, patienterne kan få nogle kliniske fordele fra præcis forudsigelse af langsigtet prognose og passende adjuvans behandling planlægning.

Vores undersøgelse har nogle begrænsninger. Det er en retrospektiv sonderende undersøgelse baseret på SEER data. Klinisk og patologisk patientoplysninger kan være heterogene, da SEER indsamler oplysninger fra 12 populationsbaserede kræftregistre. På den anden side er data om adjuverende behandling begrænset til information om kun strålebehandling og det blev rapporteret, at det samlede antal hentede lymfeknuder kan falde efter præoperativ kemoterapi [20]. Også, der er en mangel på information om andre faktorer, der er relateret til det samlede antal hentede lymfeknuder, såsom BMI-indeks [28]. Dette gør det umuligt nogle undergruppe analyse. Endvidere er der behov for ekstern validering ved hjælp af andre kilder til data med tilstrækkelig patologiske oplysninger.

Vi konkluderer, at vurdere prognosen for tyktarmskræft, vores NLN kategori som mellemformer LNR med LN + er mere præcis end PN kategori eller LNR kategori hhv.