použili Jsme non-homogenní, multi-state modelu k odhadu frekvence overdiagnosis z očekávaného počtu non-progresivní BCs mezi obrazovkou zjištěných případů rakoviny v populaci založené na organizovaný screeningový program s mamografie u žen ve věku 50-69 Stockholm County, Švédsko. Zjistili jsme, že pouze 0,43% invazivních případů detekovaných na obrazovce bylo nadměrně diagnostikováno. Frekvence nadměrné diagnózy v převládajícím kole byla třikrát vyšší než v následujících kolech. Ukázali jsme, že nehomogenní model přizpůsobil data lépe než homogenní model.
Zveřejněné odhady frekvence overdiagnosis liší, protože typ screeningového programu, obor design, výběr z kontrolní skupiny, metoda odhadu, a úprava pro dodací lhůta (lhůta, ve které screening zálohy diagnózu ve srovnání s absencí screening) . Nadměrná diagnóza založená na švédských datech byla odhadnuta ve čtyřech RCT a dvou observačních studiích.
Odhad overdiagnosis na základě švédské RCTs
soudu Ve Stockholmu, dva screening kolech byly provedeny pro 40,318 ženy 40 až 64 let, 20 000 a kontroly byly také vyzvány, aby jeden screening kolo na konci procesu. Na základě Stockholmského soudu byly provedeny dva odhady nadměrné diagnózy. Gotzsche zjistil 49% overdiagnosis porovnáním relativního rizika všech BCs ve screeningovém období . Neschopnost oddělit rostoucí incidenci v důsledku dřívější detekce rakoviny (tzv. Moss zjistili, že invazivní (0.81 oproti 0,85 za 1000 na osobu a rok v detekční a kontrolní skupiny) a všechny BC kumulativní incidence (0.88 versus 0.91 na 1000 osoboroků v detekční a kontrolní skupiny) byly podobné mezi dvěma rameny nad 15 let follow-up . Je třeba poznamenat, že, protože kontrolní skupina byla také pozvána na jedné obrazovce, což by mohlo vést k overdiagnosis v kontrolní skupině, overdiagnosis pravděpodobně byl podceňován v tomto přístupu. Naše zjištění četnosti overdiagnosis v následné promítání kola organizovaný screeningový program byl v souladu s Mechem zjištění soudu ve Stockholmu, který ukázal, žádný důkaz overdiagnosis v důsledku incidentu obrazovky .
Podobné výsledky byly nalezeny ve Dvou-Okresní soud a Göteborgu trial; -0.02 a -0.03 za 1000 absolutní přebytek kumulativní incidenci všech BCs byly nalezeny v promítán skupiny ve dvou studiích, v tomto pořadí . Duffy et al. aplikoval homogenní čtyřstavový model pro kvantifikaci overdiagnostiky . Frekvence overdiagnosis v převládající a dvou následných kolech byly o 3,1%/4,2% a 0.3%/0.3%, respektive, ve Dvou-Kraj/Göteborg studiích. Tyto odhady jsou v souladu s našimi odhady a potvrdit nízkou úroveň overdiagnosis. Použití 29letých následných údajů z jednoho kraje dvou okresů, Yen et al. dále potvrdilo, že screening nevedl k nadměrnému výskytu BC ve screenované skupině (poměr rizika 1,00), kde bylo provedeno 100 000 dalších obrazovek ve srovnání s kontrolní skupinou. Nebyl nalezen žádný důkaz nadměrné diagnózy pro invazivní nebo in situ BC .
odhad pro overdiagnosis na základě Malmö jsem proces byl považován za spolehlivé, protože stop-design obrazovky (ženy v kontrolní skupině nikdy nebyli pozváni na projekci) a odpovídající follow-up čas . Zackrisson et al. odhadované frekvence overdiagnosis na 10% pro všechny BCs a 7% pro invazivní BCs u žen 55 až 69 náhodně přiřazení na základě porovnání incidence mezi pozvanými a kontrolní skupiny v 15 letech sledování, po skončení soudu . Spojené Království BC panel přepočtu odhaduje overdiagnosis porovnáním přebytek čísla s různými jmenovateli, například počet rakoviny diagnostikována v průběhu celého období sledování v kontrolní skupině/pozval skupinu nebo počet rakoviny/screen-zjištěna rakovina diagnostikována v období prověřování v pozvala skupinu . Odhady se pohybovaly od 11% do 29%. Ačkoli RCT mohou poskytnout dobrou příležitost kvantifikovat nadměrnou diagnózu, zobecnitelnost současného organizovaného screeningového programu zůstává pochybná.
odhad nadměrné diagnózy na základě organizovaných screeningových programů
Zahl et al. použil věkově specifický výskyt invazivního BC během let 1971-2000 ke kvantifikaci rostoucího výskytu po zavedení mamografického screeningu ve Švédsku . Odhaduje se, že četnost overdiagnosis u žen věku 50-69 let, bylo 45%; nicméně, dodací lhůta není řádně upravena a zvýšení výskytu v průběhu času nebyl považován. Jonsson a kol. také použita incidence přístup ke kvantifikaci overdiagnosis v 11 z 20 zemí po zavedení organizovaného screeningu . Incidence před screeningem (15 let před zahájením screeningu) byla použita k výpočtu očekávané incidence bez screeningu během screeningového období do roku 2000. Ve stabilní fázi, overdiagnosis sazby byly odhadnuty na 54% a 21%, 50-59 a 60-69 věkových skupin, v tomto pořadí, po lead-time úprava. Je třeba poznamenat, že zvýšený výskyt může vyplývat z převládající efekt screeningu mezi nováčky, potenciální změny v rizikové faktory, které vedou k měnící se trendy, a tak dále; proto, to by nemělo být připsána zcela k overdiagnosis . Nicméně, údaje z organizovaného screeningového programu v Stockholm County, nebyly zahrnuty do této studie a výběr pre-screening období může mít vliv na odhad overdiagnosis . Proto bylo obtížné porovnat s našimi zjištěními.
Odhad střední pobytová čas
Naše odhady MSTs pro ženy věkové kategorie 40-49, 50-59, 60-69 (2.60, 2.16, a 3.52 let) byly nižší, než bylo oznámeno dříve MSTs ve Dvou-Okresní soud (2.44, 3.70, a 4.17 let) . Existuje několik důvodů pro kratší MST v naší studii. Za prvé, čas pobytu v našem modelu představuje čas pobytu v progresivních BCs. Neprogresivní BC s nekonečným časem pobytu byly odděleny. Za druhé, bylo prokázáno, že existuje souvislost mezi hormonální substituční terapií (HRT), rizikem BC a dobou pobytu . Ve Švédsku se užívání HRT zvýšilo od roku 1990 a po roce 2002 se snížilo a většina užívání HRT byla ve věkové skupině 50-59 let . Použití HRT zvyšuje riziko invazivního lobulárního karcinomu, který má kratší dobu pobytu než duktální karcinom . To by mohlo vysvětlit, proč jsme dostali nižší odhady MST u žen ve věku 50-59 let. Dalším vysvětlením může být, že Duffy et al. použitý věk při náhodném přiřazení ke klasifikaci populace do věkových skupin bez ohledu na to, jak starý byl na konci studie a MST byl odhadnut samostatně pro tyto skupiny. Například ženy 50-59 při náhodném přiřazení byly na konci studie ve věku 57-66 let, a proto byly během studijního období v průměru o 3-4 roky starší. Odhad delší MST ve věkové skupině 50-59 našel Duffy et al. může být částečně přičítán delšímu MST pozorovanému ve věku 60-69 let. V porovnání, v našem modelu, žena by mohla přispět k pravděpodobnosti odhadu MST v různých věkových intervalech, když se pohybují věkovými skupinami.
obavy z rakoviny in situ
výskyt duktálního karcinomu in situ se od zavedení organizovaného screeningového programu významně zvýšil . Toto zvýšení bylo považováno za marker nadměrné diagnózy . Citlivostní analýza byla provedena pomocí kombinace in situ a invazivní Pps ve stejném státě odhadnout overdiagnosis (Další soubory 1 a 2). Tam byly 51.6 non-progresivní zjištěna BC případech nalézt mezi 9631 in situ a invazivní BC případech, což odpovídá 0.54% overdiagnosis (Další soubor 3). Ačkoli byla zjištěna mírně vyšší overdiagnostika, frekvence overdiagnostiky byla stále nízká. Podobná zjištění byla prokázána u šesti-státní model, u žen 40-49, což naznačuje, že většina obrazovky-zjištěny in situ karcinomů by předložili klinicky v nepřítomnosti screeningu .
Silné stránky a omezení
Náš odhad overdiagnosis na základě non-homogenní model a ve velkém měřítku screening dat má několik silných stránek. První, na našeho nejlepšího vědomí, že toto je první studie použití jednotlivých promítání historie kvantifikovat četnost overdiagnosis v Stockholmského organizovaného screeningového programu. Agregované údaje použité ve většině studií nemohou odrážet skutečnou expozici screeningu. Ve Stockholmském screeningovém programu byly od začátku shromažďovány jednotlivé screeningové historie, kontrolována kvalita a pravidelně ukládána do registru. Datum a stav účasti, mamografické výsledky, následná hodnocení, a výsledky rakoviny byly prospektivně zaznamenány . Za druhé, nestíněný obyvatel (předpokládaný počet BCs v nepřítomnosti screeningu) byl získán z přirozené historie modelování, které poskytuje stejné vlastnosti (rizika) mezi nestíněné populace a promítán populace. Předpojatost, která vyplývá z výběru kontrolních skupin, by tak mohla být zabráněna. Za třetí, v našem modelu byla zohledněna věkově specifická incidence a doba pobytu. Po částech konstantní přechod sazby byly použity v non-homogenní model a vybaveny údajů lepší než tradiční homogenní model s konstantní sazby.
existují určitá omezení, která mohla ovlivnit naše odhady nadměrné diagnózy. Za prvé, režim detekce případů BC může být nesprávně klasifikován. Například ženy narozené v letech 1920-1941 mohly být pozvány alespoň na jedno screeningové kolo ve Stockholmském procesu. SSD mohou být nesprávně klasifikovány jako PSDs. Lidbrink a kol. bylo zjištěno, že při organizovaném screeningu ve Stockholmu byla velikost nádoru v screeningových jednotkách provádějících převládající screening podobná velikosti v jednotce, kde byla studie provedena . Mamografie prováděná mimo organizovaný screeningový program může také zkreslit naše výsledky. Míra účasti v hustěji osídlených krajů ve Švédsku, včetně Stockholm County, byl nižší než v jiných okresech, ve Švédsku, což by mohlo být způsobeno vyšší přístup k soukromé mamografie, zejména během prvních let programu . Případy rakoviny diagnostikované v soukromém sektoru mohou být nesprávně klasifikovány jako NPs v organizovaném screeningovém programu. Riziko postupující do ČP mohou být nadhodnoceny, což vede k podcenění overdiagnosis.
za Druhé, overdiagnosis vyplývající z detekce progresivní rakoviny u žen, které zemřely před rakovinou se stal symptomatická nebyl započítán v naší studii. Možným rozšířením modelu je považovat smrt za samostatný stát . Kromě toho ve Stockholmu byla úmrtnost všech příčin u žen 50-59 a 60-69 od roku 1989 do roku 2014 3,2 A 7,98 na 1000 žen-let . Během 2, 16letého pobytu lze tedy očekávat 6.91 úmrtí na tisíc žen v těchto progresivních případech prsu detekovaných na obrazovce ve věku 50-59 let. Jinými slovy, přiměřený odhad overdiagnosis kvůli smrti by být přibližně 0.69% pro ženy 50-59. Odpovídající odhad pro ženy 60-69 by byl 2,8% vzhledem k době pobytu 3,52 roku. Skutečná hodnota bude nižší po zvážení rozdílu mezi dodací lhůtou a dobou pobytu.
Zatřetí je třeba vzít v úvahu předpoklady učiněné při modelování přírodní historie. Předpokládali jsme, že citlivost testu bude v průběhu času konstantní, stáří, a typ BC. Vzhledem k nedostatku údajů nebylo možné vzít v úvahu účinek zlepšení screeningových nástrojů, jako je digitální mamografie. Kromě toho se předpokládalo, že falešně negativní případy budou detekovány v dalším screeningovém kole pro zjednodušení funkce pravděpodobnosti. Mohlo by to mírně přeceňovat citlivost testu. Navíc náš nehomogenní model vyžaduje určitý čas zahájení, kdy je skutečný stav buď znám, nebo může být modelován . Omezili jsme model tak, aby riziko BC bylo nulové před dosažením věku 40 let. Pro kontrolu tohoto předpokladu modelu byla provedena analýza citlivosti. Výsledky byly podobné, pokud se předpokládala doba zahájení 35 nebo 45 let(není uvedeno). Průměrná incidence z Stockholm rakoviny zaregistrovat letech 1989-2004 byla použita pro přibližné rychlost přechodu z free BC progresivní PCDP v 40-49 věková skupina. Základní předklinická incidence může být vyšší než klinická incidence, protože incidence se zvyšuje s věkem. To by mohlo ovlivnit další odhady parametrů, zejména MST u žen 40-49, pokud míra nepředstavuje výskyt pozadí.
Začtvrté, robustnější CI odhadu nadměrné diagnózy lze vypočítat metodou bootstrapping. Vzhledem k tomu, že pro odhad byla použita individuální screeningová historie u více než 400 000 žen, byl postup odhadu velmi časově náročný.
dalším důležitým problémem je, že funkce pravděpodobnosti může být plochá a může vést k problému identifikovatelnosti. I když náš model dobře zapadl do dat, nemůžeme vyloučit chybnou specifikaci modelu. Skutečný vývoj BC mohl být v našem čtyřstavovém modelu příliš zjednodušen. Vzhledem k nedostatečným nebo neúplným (cenzurovaným) údajům může být obtížné získat správné odhady. Úspěšně odhad dalších parametrů a dále kvantifikovat overdiagnosis, náš model se opírá o informace z klinicky zjištěných druhů rakoviny, včetně ICs a NPs (kteří byli nejvíce informativní případů v datovém souboru, protože přesný čas přechodu do CP je známo). Dříve jsme ukázali, že určitý podíl (5-10%) nezpracované skupiny, jako nikdy neúčastníci, může model stabilizovat. Kontrola pravděpodobnostní funkce se proto jeví jako nezbytná. Zkontrolovali jsme Podmínky Karush-Kuhn-Tucker, abychom se ujistili, že optimalizační algoritmus skutečně konvergoval.
naše zjištění poskytují následující poznatky pro budoucí výzkum. První, to by bylo cenné pro posouzení období účinky na BC riziko, pobytová čas a citlivost, aby prošetřila, jak vystavení na HRT a digitální mamografie ovlivnily četnost overdiagnosis. Za druhé, další srovnání overdiagnosis odhady na základě jiných metod hodnocení, stejně jako kumulativní incidence metoda, ve stejné datové sady musí být provedena, aby poskytla více spolehlivé důkazy pro tvůrce politik, aby dále potvrzují závěry .
frekvence overdiagnosis v organizovaný screeningový program závisí na latentní podíl non-progresivní BC případech, ale také na screeningového programu, kde je vyšší míra účasti nebo zlepšení citlivosti vzhledem k lepší screeningových nástrojů povede k vyšší frekvenci overdiagnosis. Měla by být zvážena rovnováha mezi přínosem a poškozením screeningu, a proto bude nutné pravidelně sledovat snížení úmrtnosti a nadměrnou diagnózu .
