Stefano CiattoIstituto Scientifico per la Prevenzione OncologicaIstitito Toscano Tumori

L’esperienza della Toscana:L’utilizzo dei dati del Registro Tumori per indagini clinico epidemiologiche

impiego dei RT nella definizione della sensibilità dei test clinici e di screening

casi diagnosticati a un test Sensibilità relativa = -------------------------------- casi diagnosticati totali

assunto- clinica- diagnostica multimodale- nessuna ricerca di ca. FN nel tempo

sensibilità TRUS = 209/268 = 78%

casi diagnosticati al test Sensibilità = ------------------------------------------------ casi diagnosticati al test + casi intervallo

assunto- clinica- diagnostica multimodale- ricerca dei FN nel tempo

sensibilità a 1 anno = 209/277 = 75.5%

1- casi di intervallo (osservati) Sensibilità = ------------------------------------ incidenza baseline (attesi)

assunto- screening- popolazione a rischio normale- unico round- incidenza attesa (baseline) = 5

sensibilità a 1 anno = 4/5 = 80%

Incidenza proporzionale dei carcinomi di intervallo (osservati/attesi) in centri di eccellenza e in programmi correnti di screening di popolazione

primo anno dell’intervallo secondo anno dell’intervallo

Incidenza proporzionale dei carcinomi di intervallo (osservati/attesi) in centri di eccellenza e in programmi correnti di screening di popolazione

primo anno dell’intervallo secondo anno dell’intervallo

impiego dei RT nella definizione della sovradiagnosi in screening

studi autoptici dimostrano nei maschi >59 anni una prevalenza di ca. prostatico del 30%, rispetto a un rischio cumulativo atteso dell’8%

cutoff adottato per il test di screening (PSA = 4 ng/ml) poco specifico

15% dei maschi sani >55 a. = PSA 4>

biopsia random come accertamento di routine

rischio elevato di campionare ca latente

Modello ideale

A

B

sovradiagnosi = A-Binizio screening

fine screening

Bias

l’incidenza di base varia – sovra-sottostima della sovradiagnosi

lo screening continua – tempi molto lunghi di valutazione

incidenza di base

scenario età protocollo intervallo stima sovradiagnosi

Firenze

(pilota)

60-74 ogni 2 a.

Bx mirata

14 anni 44-59%

65-74 85-101%

Rotterdam

(pilota)

55-74 1 round

Bx PSA>4

10 anni 75-100%

Mettlin

(USA)

55-70 ogni anno

Bx PSA>4

10 anni 150-275%

0

10

20

30

40

50

60

55 60 65 70 75

Age (yr)

over

diag

nosi

s (%

)

Draisma et al., JNCI 2003

Scenario Metodo Sensibilità

Senza sovradiagnosi Dx / Dx + CI 30/33 90.9 %

Senza sovradiagnosi O/E 7/10 70.0 %

Con sovradiagnosi in screening Dx / Dx + CI 60/63 95.2 %

Con sovradiagnosi in screening O/E 7/10 70.0 %

conferma sovradiagnosi, anche nella popolazione

rende incerta la definzione della incidenza baseline

mette in discussione la validità del metodo osservati/attesi

Impiego dei RT e dei RM nella definizione dell’efficacia dello screening

Studio ERSPC (European Randomized Study of Screening for Prostate Cancer

Confronto di mortalità specifica tra:- braccio di screening: PSA, Bx ≥ 4 ng/ml- braccio di controllo: nessuna azione

bias di fondo sovradiagnosi di ca. latenti non letali, prevalente nel braccio di screening

effetto finale maggiore prevalenza di ca latenti dell’effetto nel braccio di screening

sovrastima della mortalità nel braccio di screening

sottostima dell’impatto dello screening

effetto attribuzione spuria di decessi al ca. latente o non letale

esempio decesso per cachessia senile senza diagnosi precisa decesso con pregressa diagnosi di ca (latente)

decesso in presenza di metastasi non evolutive, in realtà decesso da altra causa intercorrente

meccanismo attribuzione del decesso al ca latente nei casi borderline (sticky diagnoses)

BIAS: Sticky diagnoses

Effetto delle sticky diagnoses sulla mortalità tra screening e controlli

BIAS: Sticky diagnoses

RT non differenzia ca potenzialmente letali da latenti

ERSPC Firenze 19 diagnosi concordanti (8 ca, 11 altra causa)

1 shift decesso ca > altra causa

0 shift decesso altra causa > ca

1 shift decesso ca > ca probabile

1 shift decesso ca > ca possibile

1 shift decesso ca > improbabile

ERSPC Firenze Revisione ad oggi di 23 casi di CP con decesso

ERSPC Incrocio database RT con RM (qualità RT)

Revisione di tutti decessi in ca. o da ca. a partenza ignotaPanel di esperti locali (ricoveri, MMG, familiari)

Comitato di revisione internazionale

RT e/o RM non applica revisione sistematica delle cause di morte

non identifica “sticky diagnoses” e loro frequenza

BIAS: Sticky diagnoses

Grazie dell’attenzione

Valle delle RegineMausoleo di HatchepsutDea Hathor