CC BY
7
УДК 616.441-006.6-07-08:615.849.2
DOI: http://doi.org/10.30978/CEES-2019-4-14
ОбГрунтування можливост застосування
стимульованого тиреоглобулшу як додаткового критер1ю для визначення доцшьност радюйодтерапп диференцшованого раку щитопод1бноТ залози
В. О. Паламарчук 1, О. А. Товкай 1, В. В. Куц 2, М. Р. Боднар 3, О. В. Мазур 1, Д. М. Кв1тка 1
' УкраУнський науково-практичний центр ендокринноi xipypei'i, трансплантацп ендокринних оpганiв i тканин МОЗ УкраУни, КиУв
2 ДУ «На^ональний iнститут фтизiатpi'íi пульмонологи ím. Ф. Г. Яновського НАМН Укра/ни», Кив
3 КНП ЛОР «Ль&вський державний онкологiчний pегiональний лкувально-д'югностичний центр»
Традицшно л^ування диференцшованого раку щитопод^ноТ залози (ДРЩЗ) включае не ттьки тиреощектом1ю, але й радюйодтератю (РЙТ) для абляцГТ залишково'Т тканини ЩЗ та ад'ювантноТ терапГТ виявлених або можливих вогнищ раку. Важливо пам'ятати, що осктьки ад'ювантну тера-п1ю проводять для зниження ризику рецидиву основного захворювання, то ¡снуе певна ймовф-нкть досягнення стГйко'Т ремкп тГльки пГсля хГрур-гГчного втручання. Отже, вГдбГр для ад'ювантного лГкування включае як оцГнку ризику рецидиву/ персистування ¡ ризику смерт вГд ДРЩЗ, так ¡ прогноз ймовГрностГ того, що РЙТ може ¡стотно впли-вати на перебГг хвороби у конкретного пацГента. РозрГзняють двГ основы мети РЙТ: зниження ймо-вГрностГ рецидиву раку у пацГентГв групи ризику ¡ оптимГзацГя серолог¡чного контролю рТвня тирео-глобул¡ну (ТГ). Однак, як ¡ за будь-яко'Т форми ¡ош-зувального випром¡нювання, РЙТ характеризуем-
ся короткочасними ускладненнями ¡ потенцшно п¡зн¡ми несприятливими ефектами, ¡ найкращим способом 'Тм запоб¡гти е посилення показань до проведення РЙТ [1]. Попри те що в бтьшосп поаб-никт наведено рекомендацп щодо пкляоперацш-ного використання 131I, заснованого головним чином на стадшних системах, як прогнозують ризик рецидиву або смертносп в¡д конкретного захворювання, фактична мета терапп 131I може (¡ повинна) бути визначена т¡льки пкля оц¡нки стану основного захворювання в пкляоперацшний пер¡од.
Незалежно в¡д початково''' стратиф¡кацГ'' ризику паци енти ¡з серолог¡чними, структурними або функцюналь-ними ознаками персистуючого захворювання можуть бути ттьки кандидатами на «^кування вщомого захворювання». Пац¡енти без ознак персистенцП' захворювання п¡сля адекватного х^уричного втручання можуть бути кандидатами на спостереження [2].
Паламарчук Володимир Александрович, д. мед. н., зав. вщдшу ендокринно!" xipyprií. 01021, м. Ки'Гв, Кловський узвв, 13-А. E-mail: paldoc@i.ua. ORCID: http://orcid.org/0000-0001-9554-4817; Товкай Олександр Андp¡йович, к. мед. н., директор. 01021, м. Ки'"'в, Кловський узвв, 13-А. ORCID: http://orcid.org/0000-0002-1329-279X. Куц Володимир Васильович, ст. наук. ствр. вщдшу ¡нформацмно-комп'ютерних теxнолог¡й. 03680, м. Ки'"'в, вул. М. Амосова, 10. E-mail: lanadmin@ifp.kiev.ua. ORCID: http://orcid.org/0000-0002-4434-7298; Боднар Микола Романович, лтар вищо'"' категорГ! з променево''' терапп. зав¡дyвач в¡дд¡ленням радюнуклщно'[ дтошки та терапГ''. 79000, м. Львш вул. Гашека, 2а. E-mail: bodnarmr@gmail.com. ORCID: http://orcid.org/0000-0003-4263-6755; Квгтка Дмитро Миколайович, мол. наук. сп¡вp. вщдшу патологн. E-mail: dnkvitka@gmail.com. ORCID: http://orcid.org/0000-0002-7606-8365; Мазур Олег Васильович, л^ар-хфург. 01021, м. Ки'в, Кловський yзв¡з, 13-А. ORCID: http://orcid.org/0000-0002-8540-9192
На даний час вщсутнш консенсус щодо того, у яких пацкнтк знижений ризик рецидивк пкля РЙТ. Також ¡снуе певна невизначенкть вщносно ступеня п¡сляоперац¡йного стимульованого (або нестимульованого) ТГ як маркера доцтьносп про-ведення РЙТ. Беручи до уваги той факт, що яккть бшарних класиф¡катор¡в, побудованих на основ¡ використання безперервних зм¡нних, значною м^ою залежить в¡д якост¡ в¡дпов¡дних лаборатор-них досл¡джень, ми визнали за необхщне переви рити можлив¡сть застосування стимульованого ТГ в раннш пкляоперацшний пер¡од при формуванн¡ груп пацкнтт для подальшо''' РЙТ у в^чизнянш практиц¡ л¡кування ДРЩЗ.
Мета роботи — визначити можлив¡сть застосування стимульованого ТГ в раннш пкляоперацш-ний пер¡од при формуванн¡ груп пацкнтт для подальшо' РЙТ.
МАТЕР1АЛИ ТА МЕТОДИ
Проведено ретроспективний анал¡з результат¡в РЙТ 738 пацкнтт (168 (22,8 %) чолов¡к¡в та 570 (77,2 %) ж¡нок) в¡ком в¡д 8 до 80 рокт ¡з РПЩЗ. Ртень стимульованого ТГ ¡ АТТГ дослщжували через 4—5 тиж пкля операцп в¡дпов¡дно до стандарту CRM457. Для ¡ндикацГ'' залишково''' тканини ЩЗ та метастазт виконували сцинтиграф^ всього т¡ла з 131I ± ОФЕКТ/КТ, для ¡ндикацп рад¡ойоднегативних метастазТв — ОФЕКТ/КТ Symbia T6, УЗД Philips HD11XE. Статистичн¡ методи: описова статистика, ROC-аналв. Накопичення та обробку даних здшсню-вали у програмТ MS Excel 2013 ¡з застосуванням вбу-дованих статистичних та математичних функцш [3]. Показники точност¡, ¡нформативносп та спряженос-т¡, що характеризують яккть тесту, розраховували за загальноприйнятими формулами [4, 5].
РЕЗУЛЬТАТИ ТА ОБГОВОРЕННЯ
З метою покращання оптимвацп в¡дбору пацкн-т¡в для РЙТ в раннш пооперацшний пер¡од нами була розглянута можливкть та доцтьнкть застосування д¡агностичного тесту, в якому як маркер ймо-в^но''' наявност¡ метастаз¡в використано показник стимульованого ТГ. Для цього проаналвовано результати комбшованого (тиреощектомт, дисекц¡я ши''', РЙТ) лкування 738 пац¡ент¡в (168 (22,8 %) чоло-в¡к¡в та 570 (77,2 %) ж¡нок) в¡ком вщ 8 до 80 рок¡в ¡з ДРЩЗ (середн¡й в¡к становив (46,38 ± 14,27) року). При виршены такого роду завдань необх¡дно, зокрема, визначити значення оцшюваного параме-
тра, при досягненн якого буде прийнято ршення про наявн¡сть патологи — так звану точку, або порк, вщакання (cut-off value). Для цього застосовують спец^льний метод статистичного аналву — ROC-анал¡з (receiver operator characteristic), який е осо-бливим рвновидом логктично''' регресП'. Метод дае змогу проаналвувати чутлив¡сть ¡ специфтнкть, визначити пор¡г в¡дс¡кання та обрати оптимальний вар^нт модел¡ [6].
Як вщомо, чутлив¡сть (д¡агностична чутлив¡сть) тесту — це частка правильно виявлених (¡стинно позитивних) результат^ серед тих, у кого е ознака, що перев^яють, у той час як специфтнкть (фагнос-тична специф¡чн¡сть) — частка правильно виявле-них (¡стинно негативних) результат^ серед тих, у кого немае цкТ ознаки. Для побудови характеристично''' криво''' (так звано''' ROC-curve, receiver operator characteristic curve) необхщно розбити весь дта-зон значень ознаки, що розглядають, на ¡нтервали ¡ обчислити показники чутливост¡ ¡ специф¡чност¡ тесту для кожного ¡нтервалу. У п¡дсумку отримують наб¡р значень порогу вщакання ¡ в¡дпов¡дн¡ йому значення чутливосп та специф¡чност¡, за яким ¡ буду-ють власне ROC-криву.
Завданя ускладнювалось тим, що показник ТГ у нашому дослщжены мав дуже широю меж¡ — вщ 0,04 до 21168 нг/мл. У тих випадках, коли значення ознаки вар^ють нертном^но ¡ у значних межах, використовують так зваы нерты ¡нтервали, побудо-ван¡ на основ¡ прогрес¡й. Для побудови ¡нтервально-го ряду ми обрали зростаючу геометричну посли довн¡сть, яка визначаеться за формулою: hi + 1 = hi х q (1),
де h — величина ¡нтервалу, q — постшний кое-фщкнт. На розм¡р подальших ¡нтервал¡в впливае також величина першого ¡нтервалу В ¡нтервал включають значення, яю е б¡льшими або дор¡вню-ють нижнш меж¡ ¡нтервалу ¡ е меншими вщ верх-ньо''' межи
Керуючись результатами розрахунк¡в та влас-ним кл¡н¡чним досв¡дом, ми пщ^рали емп¡ричним шляхом значення q = 1,5 при розм^ першого ¡нтервалу h1= 0,05 нг/мл. Побудований таким чином ¡нтервальний ряд нал¡чував 33 нертш ¡нтервали, як¡ охоплювали весь дтпазон значень ТГ, що вивчали. Але, зважаючи на те, що серед ¡нтервалт значень ТГ, що дортнювали або пере-вищували 73,9 нг/мл, були порожш ¡нтервали, в яких зовам не спостеркали хибнопозитивних випадкк (тобто без метастаз¡в), верхш ¡нтервали
90 80 70 3 60
и
* 50 и ю я
г
& 30
Л]
т
20 10 0
1-
... -н-- ||||.
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21
1нтервали
Рис. 1. РозпоЫл частот спостережень за ¡нтервалами значень ТГ
ми об'еднали в один вщкритий ¡нтервал з1 значениями ТГ > 110,84 нг/мл.
Д¡аграма на рис. 1 дае наочне уявлення про роз-под¡л частоти спостережень за розрахованими ¡нтервалами.
При створенн¡ модел¡ були опрацьован¡ дан¡ 738 оаб, з них у 141 хворого наявнкть метастаз¡в було вериф¡ковано за допомогою патоморфоло-г¡чного ¡ додаткових методк (¡ндикац¡я ОФЕКТ/КТ з 1311, УЗД).
Для кожного ¡нтервалу визначали частоту ¡стинно-позитивних, ¡стиннонегативних, хибнопозитивних ¡ хибнонегативних результат¡в. Нормована д¡аграма на рис. 2 дае уявлення про змшу результата тесту в мр зм¡ни значення порогу в¡дс¡кання.
У процес обробки отриманих даних на основ¡ заповнених таблиць 2 х 2 для кожного ¡нтервалу роз-раховували показники чутливост¡ (Бе), специфтносп (Бр), а також визначали прогностичну цшнкть (зна-
чущ¡сть) позитивного результату (+ РУ), прогностичну цшнкть негативного результату (- РУ), вщношен-ня правдопод¡бност¡ позитивного (+ ЬР) ¡ негативного (- ЬР) результат¡в, в¡дношення шанс¡в (ОР) та д^-гностичну ефективн¡сть (ДЕ) тесту. Теоретично «¡де-альний» тест мае бути одночасно ¡ високочутливим, ¡ високоспециф¡чним. У реальному житт¡ такий вари ант практично не трапляеться, ¡ компром¡с м¡ж чут-ливктю ¡ специф¡чн¡стю може бути визначений саме за допомогою порогу вщакання.
Порк вщакання потр^ен для того, щоб при застосовуванн тесту на практик вщносити нов¡ випадки до одного з двох клаав. Загалом опти-мальний пор¡г визначаеться завданням, яке ставить перед собою дослщник: забезпечити макси-мальну чутливкть або специф¡чн¡сть модел¡, мак-симальну сумарну чутливкть ¡ специф¡чн¡сть моде-л¡ чи баланс м¡ж чутливктю ¡ специф¡чн¡стю (тобто випадок, коли Бе = Бр).
Таблиця 1
Розрахунки показнимв тесту для р1зних порогових значень ТГ в окремих ¡нтервалах, як межують з точкою вщакання
Номер ¡нтервалу Значення ТГ, нг/мл Бе Бр + ЬЯ - ЬЯ + РУ - РУ ОЯ ДЕ, %
10 1,281 — 1,922 0,915 0,442 1,640 0,192 0,279 0,957 8,523 53,25
11 1,922—2,883 0,887 0,467 1,664 0,243 0,282 0,946 6,854 54,74
12 2,883—4,325 0,865 0,630 2,337 0,214 0,356 0,952 10,925 67,48
13 4,325—6,487 0,809 0,754 3,284 0,254 0,437 0,943 12,925 76,42
14 6,487—9,731 0,752 0,869 5,754 0,286 0,576 0,937 20,152 84,69
15 9,731 — 14,596 0,681 0,940 11,291 0,340 0,727 0,926 33,244 89,02
16 14,596—21,895 0,582 0,972 20,423 0,431 0,828 0,908 47,418 89,70
100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0
□ Ict. позитив. □ Ict. негатив. ■ Хиб. позитив. ■ Хиб. негатив. 4 4 5 6 6 7 8 9 10 12 16 19 27 35 45 59 71 79 91 101
1 2 3 4 5
7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21
Рис. 2. Зшнарезультат'!в тесту в Mipy зшни порогу в1дакання
На рис. 3 представлен! графой чутливосп та спе-цифтносп, з якого видно, що точка вщакання, яка вщповщае ситуаци Se = Sp, потрапляе у д1апазон значень ТГ вщ 6,48 до 9,73 нм/л. 3 формально!' точки зору, це Mir би бути оптимальний виб!р для тесту.
Проте, як зазначалось вище, дослщник залежно вщ поставлених завдань може робити ухил у б!к прюритетносп або чутливосп, або специфтносл. Для отримання бтьш чутливого тесту слщ обирати порогов! значення тесту, як! лежать лторуч вщ зна-йдено''' точки вщакання, для пщвищення специф!ч-носп тесту — навпаки, порогов! значення, як! лежать в ¡нтервалах праворуч.
У табл. 1 наведено розрахунки вказаних вище показник!в тесту для рвних порогових значень ТГ в окремих ¡нтервалах, як! межують з точкою вщакання.
Поширенкть ознаки (prevalence), тобто зустр!-чальнкть метастаз!в, серед даного контингенту хворих за результатами нашого дослщження ста-новила 19,1 %.
На пщстав! розрахунмв було побудовано характе-ристичну криву (ROC-curve), на графку яко''' по ос! ординат вщкладають значення чутливосп для кожного значення ознаки (частота ¡стиннопозитивних результата), а по ос! абсцис — значення 1 м!нус специ-ф!чн!сть, тобто частота хибнопозитивних результат^ (рис. 4). Д!агональна л^я показуе значення абсолютно неЫформативного, повнктю випадкового результату тесту.
Граф!к «¡деально''» ROC-криво''', в яко''' чутливкть дор!внюе 1, а частка хибнопозитивних результа-
— Se
Sp
1,0 0,8 0,6
0,4 0,2 0,0
" - - * "
/" cut off
1 2345678910 1112 13 141516 17 1819 2021
1нтервали
Рис. 3. Гpафiки чyтливостi та специфiчностi тесту
Рис. 4. ROC-крива
Taблuця 2
Peзyльтaти poзpaxyнкiв чyтливocтi Se, чacтoти xибнoпoзитивниx peзyльтaтiв (1 — Sp) тa пoкaзникa L(0,1) для oбpaниx iнтepвaлiв
^в — G, збiгaeтьcя з вepxнiм лiвим кyтoм гpaфiкa. Peaльнi кpивi зaвжди poзтaшoвaнi нижчe, a яккть тecтy мoжнa oцiнити зa cтyпeнeм близькocтi тaкoï кpивoï дo вepxньoгo лiвoгo кyтa, тoбтo тoчки з raop-динaтaми (G;i). Bиxoдячи з цьoгo, знaчeння дaнoï вiдcтaнi, я^ пoзнaчaeтьcя L(G,i) i poзpaxoвyeтьcя зa фopмyлoю (2), мae 6УТИ мiнiмaльним:
¿(0д) = J(l-5p)2+ (1 -se)2 (2)
У тaбл. 2 нaвeдeнo peзyльтaти poзpaxyнкiв ЧУТЛИ-вocтi Se, чacтoти xибнoпoзитивниx peзyльтaтiв (i — Sp) тa пoкaзникa L(G,i) для oбpaниx iнтepвaлiв.
Як виднo з тaбл. 2, нaйбiльшe кpивa нaближaeтьcя дo лiвoгo вepxньoгo кyтa пpи знaчeнняx тoчoк вщ-ciкaння, як лeжaть в iнтepвaлax i3—iS.
Beличинa плoщi пiд xapaктepиcтичнoю кpивoю AUC пoкaзye cпiввiднoшeння чyтливocтi тa cпeци-фiчнocтi. Щo бiльшa плoщa пiд ROC-кpивoю, тo вищa пpoгнocтичнa знaчyщicть тecтy. Ця вeличинa бyлa нaми poзpaxoвaнa з викopиcтaнням мeтoдy тpaпe-цiй i cтaнoвилa G,B6 [7]. Oтжe, згiднo зi шкaлoю o^^ ки якocтi тecтy зaпpoпoнoвaнy мoдeль мoжнa oxa-paктepизyвaти як дoбpy [B].
BИCHOBKИ
Зpoблeнo виcнoвoк пpo пpинципoвy мoжливicть зacтocyвaння piвня cтимyльoвaнoгo TГ як фт^ю для фopмyвaння гpyп пaцieнтiв iз пeвними xapaM"e-pиcтикaми. Paзoм з цим для пpaктичнoгo зacтocyвaн-ня вiдпoвiднoгo дiaгнocтичнoгo тecтy пpи фopмyвaннi гpyп пaцieнтiв для пoдaльшoï PЙT нeoбxiднo пpoвecти дoдaткoвi дocлiджeння з мeтoю yтoчнeння oптимaль-нoгo пopoгy (пopoгiв) вiдciкaння для пpийняття oбГpyнтoвaниx piшeнь, визнaчити pизики пpи пpи-йняттi тoгo чи iншoгo piшeння, a тaкoж пepeвipити
дieвicть i aдeквaтнicть мoдeлi нa дocтaтньo вeликиx вибipкax xвopиx.
Етичнв схвалвння
yci npoвeдeнi npoцeдypu вiдnoвiдaлu emuчнuм cmaн-дapmaм ycmaнoв i3 клнчною npaкmuкoю та вuмoгaм Гeльciнcькoï Дeклapaцîï (1964p.) з nonpae^Mu. Пaцieнmu niдnucaлu iнфopмoвaнy згoдy, в якй noгoдuлucя на л'щ-вання та eci нeoбxiднi дiaгнocmuчнi npoцeдypu. Гонорар: не зaдeклapoвaнo.
Koнфлiкm iнmepeciв: aemopu заявляють npo вiдcym-нcmb кoнфлiкmy iнmepeciв cmocoвнo nyблiкaцiï даноï cmammi.
Участь авторв: кон^п^я та дuзaйн дocлiджeн-ня — В. О. Пaлaмapчyк, В. В. Kyц, M. P. Бoднap; об^е-ження naцieнmiв, npoвeдeння onepamuвнoгo л'щ-вання — В. О. Пaлaмapчyк, О. В. Maзyp, Д. M. ^iтка; збip та o6po6ка мamepiaлy — M. P. Бoднap, В. О. Пала-мapчyк, В. В. Kyц; нanucaння meкcmy i його peдaгy-вання — В. О. Пaлaмapчyк, В. В. Kyц, M. P. Бoднap.
ЛITEPATУPA/REFERENCES
1. Van Nostrand D. Selected controversies of radioiod in eimaging and therapy in differentiated thyroid cancer. Endocrinol. Metab Clin North Am. 2G17;46:7B3-793.
2. Haugen BR, Alexander EK, Bible KC et al. American Thyroid Association management guidelines for adult patients with thyroid nodules and differentiated thyroid cancer: the American Thyroid Association Guidelines Task Force on Thyroid Nodules and Differentiated Thyroid Cancer. Thyroid. 2G16;26:1-133.
3. Лaпaч CH, Чyбeнкo AB, Бaбич ПК Cтaтиcтичecкиe мeтoды в мeдикo-биoлoгичecкиx иccлeдoвaнияx c иcпoльзoвaниeм Excel. K.: Moprno^ 2GGi:4GB.
4. Флeтчep P, Флeтчep C, Ba^ep Э. Kлиничecкaя эпидeмиoлoгия: Ocнoвы дoкaзaтeльнoй мeдицины. M.: Meдиa Cфepa, i99B:3S2.
5. Дж. Флeйc. Cтaтиcтичecкиe мeтoды для изyчeния тaблиц дoлeй и пpoпopций. M.: Финaнcы и cra™c™-i<a, i9B9:3i9c.
6. Гpигopьeв Ci", Лoбзин ЮB, Cкpипчeнкo HB. Poль и мecтo лoгиcтичecкoй peгpeccии и ROC-aнaлизa в peшeнии мeдицинcкиx диaгнocтичecкиx зaдaч. Жypн. инфeктoлoгии. 2G16;B(4):36-4S.
7. Гaйдышeв ИП. Oцeнкa кaчecтвa бинapныx к^^ифи-кaтopoв. Becтн. Oм. y^ïa. 2G16;1:14-17.
B. Fischer JE, Bachmann LM, Jaeschke R. A readers' guide to the interpretation of diagnostic test properties: clinical example of sepsis. Intens Care Med. 2GG3;29(7):iG43-iGSi.
HoMep iнтepвaлy Se 1 - Sp L(0,1)
Ю G,9i5 G,564
ii 0,887 G,533 0,545
i2 0,8б5 0,370 G,394
i3 0,809 G,246 G,3i2
i4 G,752 G,i3i 0,281
is 0,б81 G,325
í6 0,582 0,028 G,4i9
РЕЗЮМЕ
ОбГрунтування можливосл застосування стимульованого тиреоглобулшу як додаткового критер1ю для визначення доцшьносп радюйодтерапм диференцшованого раку щитопод1бно'| залози В. О. Паламарчук1, О. А. Товкай1, В. В. Куц 2, М. Р. Боднар3, О. В. Мазур1, Д. М. Кв '/тка1 ' УкраУнський науково-практичний центр ендокринноУ х'рурги, трансплантацп ендокринних оpганiв i тканин МОЗ Укра)ни, КиУв
2 ДУ «Нацюнальний iнститут фтизiатpп i пульмонологи iM. Ф. Г. Яновського НАМН УкраУни», КиУв
3 КНП ЛОР «Льв'!вський державний онкологiчний регональний л'1кувально-д'1агностичний центр»
Л^ування диференцшованого раку щитопод^ноТ залози (ДРЩ3) включае не ттьки тиреощектом1ю, але й радюйодтератю (РЙТ) для абляцп залишково''' тканини Щ3 та ад'ювантно''' терапп виявлених або можливих вогнищ раку. На даний час вщсутнш консенсус щодо того, у яких пацкнтт знижений ризик рецидивт пкля РЙТ. Також ¡снуе певна невизначе-нкть вщносно можливосл застосування стимульованого тиреоглобулшу (ТГ) в раннш пкляоперацм-ний перюд при формуванн груп пацкнт!в для подальшо''' РЙТ при ДРЩ3.
Мета роботи — визначити можливкть застосування стимульованого ТГ в раннм пкляоперацм-ний перюд при формуванн груп пацкнтт для подальшо''' РЙТ.
Матер1али та методи. Проведено ретроспектив-ний аналв результат РЙТ 738 пацктчв (168 (22,8 %) чоловЫв та 570 (77,2 %) жшок) в!ком вщ 8 до 80 роюв з ДРЩ3. Р!вень стимульованого ТГ i АТТГ визначали через 4—5 тиж пкля операцп вщповщно до стандарту CRM457. Для шдикаци залишково''' тканини Щ3 та метастаз!в робили сцинтиграф!ю всього тта з 131I ± ОФЕКТ/КТ, для шдикаци радюйоднегатив-них метастаз^ — ОФЕКТ/КТ Symbia T6, У3Д Philips HD11XE. Статистичн методи: описова статистика та ROC-аналв.
Результати та обговорення. 3 метою покращан-ня оптимГзацГ'' вщбору пацктчв для РЙТ розглянуто можливкть застосування стимульованого ТГ як маркера ймовГрно''' наявносп метастазт. При створены модел! були опрацьован результати комбшованого (тиреощектомт, дисекцГя ши''', РЙТ) лГкування 738 пацкнтт з ДРЩ3, з них у 141 хворого наявнкть мета-стазГв було верифковано за допомогою патоморфо-лопчного i додаткових методт (шдикащя ОФЕКТ/КТ
з 131I, У3Д) та застосовано рвновид логктично''' регресГ'' ROC-аналГзу. Отримано набГр значень порогу вщакання, для кожного ¡нтервалу розраховано показники чутливосп, специф!чносп, а також визна-чено прогностичну цшнкть (значущкть) позитивного результату, прогностичну цшнкть негативного результату, вщношення правдопод^носп позитивного i негативного результата, вщношення шанав та д!агностичну ефективнкть тесту. 3а результатами розрахунюв побудовано характеристичну ROC-криву. Величина площ! AUC (area under curve) стано-вила 0,86, отже, вщповщно до шкали оцшки якосп тесту запропоновану модель можна характеризува-ти як добру.
Висновки. Для формування груп пацкнтт ¡з певними характеристиками як критерш доцтьно використовувати ртень стимульованого ТГ. Для практичного застосування вщповщного д!агнос-тичного тесту при формуванн груп пацкнт!в для подальшо'' РЙТ необхщно провести додатков! дослщження з метою уточнення оптимального порогу (поропв) вщакання для прийняття обГрун-тованих р!шень щодо достатньо великих вибфок хворих.
Ключов1 слова: тиреоглобулш, радюйодотера-п!я, диференцшований рак щитоподЮно'Г залози, ROC-аналiз.
РЕЗЮМЕ
Обоснование возможности использования стимулированного тиреоглобулина как дополнительного критерия для определения целесообразности радиойодтерапии дифференцированного рака щитовидной железы В. А. Паламарчук1, А. А. Товкай1, В. В. Куц 2, Н. Р. Боднар3, О. В. Мазур1, Д. Н. Квитка1 ' Украинский научно-практический центр эндокринной хирургии, трансплантации эндокринных органов и тканей МЗ Украины, Киев
2 ГУ «Национальный институт фтизиатрии
и пульмонологии им. Ф. Г. Яновского НАМН Украины», Киев
3 КНПЛОС «Львовский государственный онкологический региональный лечебно-диагностический центр»
Лечение дифференцированного рака щитовидной железы (ДРЩЖ) включает не только тиреоидэктомию, но и радиойодтерапию (РЙТ) для абляции остаточной ткани ЩЖ и адъювантной терапии выявленных либо возможных очагов рака. В настоящее время отсутствует консенсус относительно того, у каких пациентов снижен
риск рецидивов после РЙТ. Также существует неопределенность в отношении возможности использования стимулированного тиреоглобули-на (ТГ) в ранний послеоперационный период при формировании групп пациентов для дальнейшей РЙТ при ДРЩЖ.
Цель работы — определить возможность использования стимулированного ТГ в ранний послеоперационный период при формировании групп больных для дальнейшей РЙТ.
Материалы и методы. Проведен ретроспективный анализ результатов РЙТ у 738 пациентов (168 (22,8 %) мужчин и 570 (77,2 %) женщин) в возрасте от 8 до 80 лет с ДРЩЖ. Уровень стимулированного ТГ и АТТГ определяли через 4—5 нед после операции в соответствии со стандартом CRM457. Для индикации остаточной ткани ЩЖ и метастазов проводили сцинтиграфию всего тела с 131I ± ОФЕКТ/КТ, для индикации радиойоднегативных метастазов — ОФЕКТ/КТ Symbia T6, УЗИ Philips HD11XE. Статистические методы: описательная статистика и ROC-анализ.
Результаты и обсуждение. Для повышения оптимизации выбора пациентов для проведения РЙТ рассмотрена возможность использования стимулированного ТГ в качестве маркера вероятности наличия метастазов. При создании модели были обработаны результаты комбинированного (тирео-идэктомия, диссекция шеи, РЙТ) лечения 738 пациентов с ДРЩЖ, из которых у 141 больного наличие метастазов было верифицировано с помощью пато-морфологического и дополнительных методов (индикация ОФЕКТ/КТ с 131I, УЗИ), и использована разновидность логистической регрессии ROC-анализа. Получен набор значений порога отсечения, для каждого интервала рассчитаны показатели чувствительности и специфичности, а также определены прогностическая ценность (значимость) позитивного результата, прогностическая ценность негативного результата, отношение правдоподобности позитивного и негативного результатов, отношение шансов и диагностическая эффективность теста. По результатам расчетов построена ROC-кривая. Величина пространства AUC (area under curve) составила 0,86. Согласно шкале оценки качества теста предложенную модель можно охарактеризовать как хорошую.
Выводы. Для формирования групп пациентов с определенными характеристиками в качестве критерия целесообразно использовать стимулированный ТГ. Для практического применения данного
диагностического теста при формировании групп пациентов для дальнейшей РЙТ необходимо провести дополнительные исследования по определению оптимального порога (порогов) отсечения для принятия обоснованных решений на достаточно больших выборках больных.
Ключевые слова: тиреоглобулин, радиойодтера-пия, дифференцированный рак щитовидной железы, ROC-анализ.
SUMMARY
Rationale of the possibility of using stimulated
thyroglobulin as an additional criterion
for determining the purpose of radiotherapy
differentiated thyroid cancer
V. O. Palamarchuk1, O. A. Tovkai1, V. V. Kutz2,
M. R. Bodnar3, O. V. Mazur1, D. M. Kvitka1
1 Ukrainian Scientific and Practical Center of Endocrine Surgery, Transplantation of Endocrine Organs and Tissues of the Ministry of Health of Ukraine, Kyiv
2 FG «Yanovsky National Academy of Medical Sciences of Ukraine», Kyiv
3 KNP ENT«Lviv State Oncology Regional Medical Diagnostic Center»
Treatment of differentiated thyroid carcinoma (DTC) includes not only thyroidectomy but also radioiodine therapy (RAIT) for ablation of residual thyroid tissue and adjuvant treatment of known or possible foci of cancer. There is currently no consensus as to which specific subgroups of patients have a reduced risk of relapse after RAIT. Also, there is some uncertainty about the possibility to use stimulated thyroglobulin in the early postoperative period in patients'stratification for further radioiodine therapy of thyroid cancer.
Objective — to determine the possibility of the use of stimulated thyroglobulin in the early postoperative period when stratifying of patients for further radioiodine therapy.
Materials and methods. A retrospective analysis of the results of radioiodine therapy included 738 patients with differentiated thyroid carcinoma — 168 men (22.8 %) and 570 (77.2 %) womenaged 8 to 80 years. Testing forstimulated Tg, TgAb was performed 4—5 weeks after surgery according to the standard CRM457. For identification of thyroid residual tissue and metastases whole body scintigraphy with 131I ± SPECT/ CT was performed. Radioiodine metastases were detected using SPECT/CT Symbia T6, ultrasound Philips HD11XE. Descriptive statistics and ROC analysis were uses as statistical methods.
Results and discussion. In order to optimize of patient selection for radioiodine therapy we considered the possibility of using of stimulated Tg as a marker for probablepresence of metastases. When the model was created, the results of combined (thyroidectomy, neck dissection, RAIT) treatment of 738 patients with DTC were processed, where 141 patients had metastases with both pathomorphologic and additional methods (SPECT/CTwith 131I, ultrasound), and a type of logistic regression ROC analysis was applied. The set of cutoff threshold values was obtained, for each interval the indicators of sensitivity, specificity, as well as the predictive value (significance) of positive results, predictive value of negative results, likelihood ratio of positive and negative results, odds ratio and diagnostic
efficiency. According to results of calculations, a characteristic ROC curve was constructed. The AUC (area under curve) was 0.86, so according to the test quality rating scale, the proposed model can be characterized as reliable.
Conclusions. The use of stimulated thyroglobulin as a criterion for the formation of patients'g roups with certain characteristics is possible. For the practical application of an appropriate diagnostic test for formation of patient groups for further radioiodine therapy, future studiesshouldclarifyoptimal cut-off threshold for making informed decisions to base on sufficiently large patient samples.
Key words: thyroglobulin, radioiodine therapy, differentiated thyroid gland, ROC analysis.
flama HadxodxeHHn do pedant24.10.2019 p.
