Vi brukte en ikke-homogen multi-state modell for å estimere hyppigheten av overdiagnose fra forventet antall Ikke-progressive BCs blant de skjermoppdagede krefttilfellene i det befolkningsbaserte organiserte screeningprogrammet med mammografi hos kvinner 50-69 I Stockholm Fylke, Sverige. Vi fant at bare 0.43% av de skjermoppdagede invasive tilfellene var overdiagnostisert. Frekvensen av overdiagnose i den utbredte runden var tre ganger høyere enn i de påfølgende rundene. Vi viste at den ikke-homogene modellen passet dataene bedre enn den homogene modellen.Publiserte estimater av hyppigheten av overdiagnostikk har variert på grunn av type screeningprogram, studiedesign, valg av kontrollgruppe, estimeringsmetode og justering for ledetid (tiden da screening fremmer diagnosen sammenlignet med fravær av screening) . Overdiagnostikk basert på svenske data er estimert i fire Rcter og to observasjonsstudier.
Estimering av overdiagnostikk basert på den svenske Rcten
I Stockholm-studien ble det utført to screeningrunder for 40 318 kvinner i alderen 40 til 64 år, og 20 000 kontroller ble også invitert til en screeningrunde ved slutten av studien. To estimater av overdiagnose ble gjort på grunnlag Av Stockholmforsøket. Gotzsche fant 49% overdiagnose ved å sammenligne den relative risikoen for Alle BCs i screeningsperioden . Men unnlatelse av å skille den økende forekomsten på grunn av tidligere påvisning av kreft (det såkalte ledetidsproblemet) resulterer i overestimering av overdiagnose. Moss fant at de invasive (0,81 versus 0,85 per 1000 personår i screenet og i kontrollgruppene) og alle bc kumulative insidensrater (0,88 versus 0,91 per 1000 personår i screenet og kontrollgruppene) var lik mellom to armer over 15 års oppfølging . Det skal bemerkes at fordi kontrollgruppen også ble invitert til en enkelt skjerm, noe som kan føre til overdiagnose i kontrollgruppen, var overdiagnose sannsynligvis undervurdert i denne tilnærmingen. Våre funn av hyppigheten av overdiagnose i de påfølgende screeningrundene i det organiserte screeningsprogrammet var i samsvar Med Moss ‘ funn i Stockholm-studien som ikke viste tegn på overdiagnose som følge av hendelsesskjermer .
Lignende resultater ble funnet i To-Fylkes-studien og Gøteborg-studien; -0,02 og -0,03 per 1000 absolutt overskytende kumulativ forekomst av alle BCs ble funnet i henholdsvis den screenede gruppen i de to studiene . Duffy et al. anvendt en homogen firestatsmodell for å kvantifisere overdiagnosen . Frekvensen av overdiagnose i prevalent og de to påfølgende rundene var henholdsvis 3,1%/4,2% og 0,3%/0,3% i Two-County/Gøteborg-studiene. Disse estimatene er i tråd med våre estimater og bekrefter et lavt nivå av overdiagnose. Ved hjelp av 29-års oppfølgingsdata fra ett fylke I To-Fylkesforsøket, Yen et al. videre bekreftet at screening ikke førte til økt FOREKOMST AV BC i den screenede gruppen (risikoforhold 1,00) hvor 100 000 ekstra skjermer ble utført sammenlignet med kontrollgruppen. Ingen tegn på overdiagnose for invasiv ELLER IN situ BC ble funnet .
estimatet for overdiagnostikk basert På malmö i-studien er vurdert som pålitelig på grunn av stoppskjermdesign (kvinner i kontrollgruppen ble aldri invitert til screening) og en tilstrekkelig oppfølgingstid . Zackrisson et al. estimert hyppigheten av overdiagnostikk til 10% for alle BCs og 7% for invasiv BCs hos kvinner 55 til 69 ved tilfeldig tildeling ved å sammenligne insidensraten mellom de inviterte og kontrollgruppene ved 15 års oppfølging, etter avsluttet studie . DET BRITISKE BC-panelet rekalkulerte estimert overdiagnostikk ved å sammenligne overskytende tall med forskjellige denominatorer, for eksempel antall kreft diagnostisert over hele oppfølgingsperioden i kontrollgruppen/inviterte gruppen eller antall kreft / skjermdetekterte kreft diagnostisert i screeningsperioden i den inviterte gruppen . Estimatene varierte fra 11% til 29%. Selv Om Rcter kan gi en god mulighet til å kvantifisere overdiagnose, er generaliserbarheten for det nåværende organiserte screeningsprogrammet fortsatt tvilsomt.
Estimering av overdiagnostikk basert på organiserte screeningsprogrammer
Zahl et al. brukt den aldersspesifikke forekomsten av invasiv BC i 1971-2000 for å kvantifisere den økende forekomsten etter innføring av mammografisk screening i Sverige . De estimerte at frekvensen av overdiagnose hos kvinner 50-69 år var 45%; ledetiden var imidlertid ikke riktig justert for, og økningen i forekomsten over tid ble ikke vurdert. Jonsson et al. også brukt insidensraten tilnærming for å kvantifisere overdiagnose i 11 av 20 land etter å ha implementert organisert screening . Pre-screening insidensen (15 år før oppstart av screening) ble brukt til å beregne forventet insidens i fravær av screening i screeningperioden frem til år 2000. I den stabile fasen ble overdiagnostiseringsraten estimert til henholdsvis 54% og 21% for aldersgruppene 50-59 og 60-69 etter justering av ledetid. Det bør bemerkes at den økte forekomsten kan skyldes en utbredt screening effekt blant nykommere, potensielle endringer i risikofaktorer som fører til endrede trender, og så videre; derfor bør det ikke tilskrives helt til overdiagnose . Dataene fra det organiserte screeningprogrammet I Stockholm Fylke ble imidlertid ikke inkludert i denne studien, og valget av pre-screeningperiode kan ha påvirket estimeringen av overdiagnose . Derfor var det vanskelig å sammenligne med våre funn.
Estimering av gjennomsnittlig oppholdstid
våre estimater av MSTs for kvinner i alderen 40-49, 50-59 og 60-69 (2,60, 2,16 og 3,52 år) var lavere enn tidligere rapportert MSTs i To-Fylkes studien (2,44, 3,70 og 4,17 år) . Det er flere grunner til de kortere MSTs i vår studie. For det første representerer oppholdstiden i vår modell oppholdstiden i de progressive BCs. De ikke-progressive BCs som hadde uendelig oppholdstid ble separert. For det andre har det vist seg at det er en sammenheng mellom hormonbehandling (HRT), BC-risiko og oppholdstid . I Sverige økte BRUKEN AV HRT fra 1990 og gikk ned etter 2002, og flertallet av HRT-bruken var i aldersgruppen 50-59 år . BRUK AV HRT øker risikoen for invasivt lobulært karsinom, som har kortere oppholdstid enn duktalt karsinom . Dette kan forklare hvorfor vi fikk lavere estimater av MST hos kvinner 50-59 år. En annen forklaring kan være At Duffy et al. brukt alder ved tilfeldig tildeling for å klassifisere befolkningen i aldersgrupper uavhengig av hvor gammel de var på slutten av studien, og MST ble estimert separat for disse gruppene. For eksempel var kvinner 50-59 ved tilfeldig oppdrag 57-66 år ved slutten av forsøket og var dermed i gjennomsnitt 3-4 år eldre i studieperioden. Estimatet av lengre MST i 50-59 aldersgruppe funnet Av Duffy et al. kan delvis tilskrives den lengre MST observert i alderen 60-69. I motsetning til dette kan en kvinne i vår modell bidra til sannsynligheten for estimering AV MST i ulike aldersintervaller når de beveger seg gjennom aldersgruppene.
Bekymringer om in situ kreft
forekomsten av ductal carcinoma in situ kreft har økt betydelig siden innføringen av organisert screening program . Denne økningen har vært ansett som en markør for overdiagnose . En sensitivitetsanalyse ble utført ved å kombinere in situ og invasiv BCs i samme tilstand for å estimere overdiagnose (Tilleggsfiler 1 og 2). Det ble funnet 51,6 ikke-progressive BC-tilfeller blant 9631 in situ og invasive BC-tilfeller, tilsvarende 0,54% overdiagnose (Tilleggsfil 3). Selv om det ble funnet noe høyere overdiagnose, var frekvensen av overdiagnose fortsatt lav. Lignende funn ble demonstrert av seksstatsmodellen hos kvinner 40-49, noe som tyder på at flertallet av skjermoppdaget in situ kreft ville ha presentert klinisk i fravær av screening .
Styrker og begrensninger
vårt estimat av overdiagnose basert på en ikke-homogen modell og storskala screeningdata har flere styrker. For det første er dette den første studien som bruker individuelle screeninghistorier for å kvantifisere hyppigheten av overdiagnose i Stockholm-organisert screeningprogram. Aggregerte data brukt i de fleste studier kan ikke gjenspeile den faktiske eksponeringen av screening. I Stockholms screeningprogram ble individuelle screeninghistorier samlet inn fra starten, kvalitetssikret og regelmessig lagret i registeret. Dato for og status for deltakelse, mammografiske resultater, oppfølgingsvurderinger og kreftutfall ble prospektivt registrert . Sekund, unscreened befolkningen (forventet antall BCs i fravær Av screening) ble hentet fra naturhistorisk modellering som gir de samme egenskapene (risiko) mellom unscreened befolkningen og screenet befolkningen. Bias, som skyldes valg av kontrollgrupper, kan dermed forhindres. For det tredje ble aldersspesifikk forekomst og oppholdstid tatt i betraktning i vår modell. Stykkevis konstante overgangshastigheter ble brukt i den ikke-homogene modellen og monterte dataene bedre enn den tradisjonelle homogene modellen med konstante priser.
det er noen begrensninger som kan ha påvirket våre estimater av overdiagnose. For det første kan deteksjonsmodus AV BC-tilfeller bli feilklassifisert. For eksempel kan kvinner født i 1920-1941 ha blitt invitert til minst en screeningrunde i Stockholm-rettssaken. Ssdene kan bli feilklassifisert som Psder. Lidbrink et al. fant at i den organiserte screeningen I Stockholm var tumorstørrelsen i screeningsenhetene som utførte utbredt screening lik den i enheten der forsøket ble utført . Mammografi utført utenfor det organiserte screeningsprogrammet kan også forstyrre resultatene våre. Deltakelsen i De tettest befolkede fylkene I Sverige, Inkludert Stockholm, har vært lavere enn i Andre fylker I Sverige, noe som kan skyldes høyere tilgang til privat mammografi, spesielt i løpet av programmets første år . Krefttilfellene diagnostisert i privat sektor kan bli feilklassifisert Som NPs i det organiserte screeningsprogrammet. Risikoen for å utvikle SEG TIL CP kan overvurderes, noe som fører til undervurdering av overdiagnose.For Det Andre ble overdiagnostikk som følge av påvisning av progressiv kreft hos kvinner som døde før kreften ble symptomatisk, ikke regnet med i vår studie. En mulig utvidelse av modellen er å vurdere døden som en egen stat . I Stockholm var dødeligheten blant Kvinner 50-59 og 60-69 fra 1989 til 2014 3,2 og 7,98 per 1000 kvinneår . Således, i løpet av en 2, 16-årig oppholdstid, kan 6, 91 dødsfall per tusen kvinner forventes i de progressive skjermoppdagede brysttilfellene i alderen 50-59 år. Med andre ord vil et rimelig estimat av overdiagnose på grunn av død være ca 0,69% for kvinner 50-59. Tilsvarende estimat for kvinnene 60-69 ville være 2.8% gitt en 3.52-års oppholdstid. Den sanne verdien vil bli lavere etter å ha vurdert forskjellen mellom ledetid og oppholdstid.
for Det Tredje bør forutsetningene i modellering av naturhistorien vurderes. Vi antok test følsomhet for å være konstant over TID, alder, OG TYPE BC. På grunn av mangel på data var effekten av forbedring av screeningverktøy, som digital mammografi, ikke mulig å ta hensyn til. I tillegg ble det antatt at falske negative tilfeller ble påvist i neste screeningsrunde for forenkling av sannsynlighetsfunksjonen. Det kan litt overvurdere testfølsomheten. Videre krever vår ikke-homogene modell en viss initieringstid hvor den sanne tilstanden enten er kjent eller kan modelleres . Vi begrenset modellen slik at RISIKOEN FOR BC var null før fylte 40 år. En sensitivitetsanalyse ble utført for å sjekke denne modellforutsetningen. Resultatene var like da initieringstiden ble antatt å være 35 eller 45 år (ikke vist). Gjennomsnittlig insidensrate fra Stockholms kreftregister for årene 1989-2004 ble brukt for å tilnærme overgangsraten fra BC til progressiv PCDP i aldersgruppen 40-49 år. Den underliggende prekliniske insidensraten kan være høyere enn den kliniske insidensraten siden insidensen øker med alderen. Dette kan påvirke andre estimater av parametere, spesielt MST hos kvinner 40-49, hvis frekvensen ikke representerer bakgrunnsforekomsten.
For Det Fjerde kunne en mer robust CI av estimatet av overdiagnose beregnes ved hjelp av bootstrapping-metoden. Men siden den individuelle screeningshistorikken for over 400 000 kvinner ble brukt til estimering, var estimeringsprosedyren svært tidkrevende.
Et annet viktig problem er at sannsynlighetsfunksjonen kan være flat og føre til et identifikasjonsproblem. Selv om vår modell tilpasset dataene godt, kan vi ikke utelukke en feilspesifikasjon av modellen. Den ekte utviklingen AV BC kunne ha blitt forenklet i vår firestatsmodell. På grunn av utilstrekkelige eller ufullstendige (sensurerte) data kan det være vanskelig å få de riktige estimatene. For å kunne estimere andre parametere og ytterligere kvantifisere overdiagnosen, er vår modell avhengig av informasjonen fra klinisk oppdagede kreftformer, inkludert ICs og NPs (som var de mest informative tilfellene i datasettet fordi den nøyaktige overgangstiden til CP er kjent). Tidligere viste vi at en viss andel (5-10%) av en unscreened gruppe, som aldri-attenders, kan stabilisere modellen . Derfor synes inspeksjon av sannsynlighetsfunksjonen å være nødvendig. Vi har sjekket Karush-Kuhn-Tucker forholdene for å sikre at optimaliseringsalgoritmen faktisk konvergerte.
våre funn gir følgende innsikt for fremtidig forskning. For det første vil det være verdifullt å vurdere periodeeffekter på BC-risiko, oppholdstid og følsomhet for å undersøke hvordan eksponering FOR HRT og digital mammografi har påvirket hyppigheten av overdiagnose. For det andre må videre sammenligning av overdiagnostiseringsestimatene basert på andre evalueringsmetoder, som den kumulative forekomstmetoden, i samme datasett utføres for å gi mer solid bevis for beslutningstakere for å bekrefte funnene ytterligere .frekvensen av overdiagnostikk i det organiserte screeningprogrammet avhenger av latent andel AV IKKE-progressive BC-tilfeller, men også av screeningprogrammet, hvor høyere deltakelse eller økt følsomhet på grunn av bedre screeninginstrumenter vil føre til høyere frekvens av overdiagnose. Balansen mellom nytte og skade av screening bør vurderes og dermed regelmessig overvåking av dødelighet reduksjon og overdiagnose vil være nødvendig .
