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Antecedentes
El cáncer de próstata es el segundo (después del cáncer de pulmón) cáncer más frecuente en el mundo en hombres, con una incidencia (nuevos casos) de todos los canceres (excluido el cáncer de piel no melanoma) de 1 414 259 (15.1%) en el año 2020. En Ecuador, es el primer cáncer más frecuente con una incidencia de 3249 (25.6%). En México la incidencia es de 26 742 (31.4%), en Estados Unidos de Norteamérica es de 209 512 (23.5%) y en España 34 613 (23.2%).1 La prostatectomía radical actualmente es el tratamiento de elección para el cáncer localizado de la próstata ya que ha demostrado disminuir su progresión a metástasis y tasa de mortalidad.2,3
A pesar de que la linfadenectomía pélvica, no es superada por la tomografía, aporta datos importantes para completar la estatificación y evaluar el pronóstico, se realiza solo en casos seleccionados debido a su alta tasa de complicaciones y de un beneficio oncológico no demostrado.4,5 Las tablas de Partin realizadas a partir de una cohorte del año 2007 en población norteamericana para predecir la extensión del cáncer de próstata después de prostatectomía radical ha sido validada en varias poblaciones en el mundo.6-8 Fueron las primeras en lograr un uso generalizado para asesorar a hombres con cáncer de próstata clínicamente localizado.
En Ecuador hasta este momento no se ha realizado una publicación con este tipo de estudio que a opinión de los autores contribuiría para determinar la utilidad de las tablas de Partin en la predicción de la extensión del cáncer de próstata posterior a la prostatectomía radical en pacientes ecuatorianos.
Metodología
Se revisaron 243 historias clínicas de todos los pacientes a quienes se les realizo prostatectomía radical y linfadenectomía en el periodo de 2010-2020 en un hospital oncológico de Guayaquil, Ecuador. De los cuales 119 contaban con registro completo digitalizado de historias clínicas. La muestra fue no probabilística. Se condujo un estudio cuantitativo, el análisis estadístico se ejecutó calculando las frecuencias absolutas (conteo), relativas (porcentaje), sensibilidad, especificidad y se graficó una curva ROC. Diseño: No experimental, de tipo transversal, retrospectivo.
Resultados
De un total de 119 pacientes, la edad promedio fue de 64.9 años con un rango mínimo 48 y máximo de 79 años. Caracterizando la población, la procedencia correspondió al 50.4% (n=60) residía en al área urbana, el 22.7% (n=27) en zona marginal y el 26.9% (n=32) en área rural. De los pacientes incorporados al estudio el 6.7% (n=8) no tenía ningún tipo de educación, el 44.5% (n=53) educación primaria, el 21.8% (n=26) educación secundaria, y el 26.9% (n=32) educación superior.
Al comparar las propiedades patológicas de la muestra con la cohorte de Partin se encontró que el 14.3% de tenían un puntaje de Gleason de la biopsia preoperatoria 7=4+3, Grado ISUP 3 (International Society of Urological Pathology (ISUP) grading of prostate cáncer) en comparación con el 6.1% en las cohortes de Partin; sin embargo, el 14.5% en el grupo de Partin tuvieron un puntaje Gleason 7=3+4 Grado ISUP 2, mientras que en este grupo representó el 7.6%. Estas diferencias preoperatorias se reflejaron también en el estadio patológico, con la infiltración de vesículas seminales (ISV) y la infiltración de ganglios linfáticos (INL) presentes en el 12.6% y el 10.1%, en pacientes ecuatorianos; y con solo el 2.9% y el 1.2% del grupo de comparación, respectivamente (Tabla 1).
Tabla 1 Comparación de la muestra con la cohorte de la tabla de Partin 2007.
| Número de pacientes | n=119 | n=5730 | |
|---|---|---|---|
| Edad | Media (años) | 64.9 | 57.4 |
| Rango | 48-79 | 34-75 | |
| Estadio clínico | T1c | 61 (51.3) | 4419 (77.1) |
| T2a | 45 (37.8) | 998 (17.4) | |
| T2b/c | 13 (10.9) | 313 (5.5) | |
| PSA (ng/ml) | Media | 14.6 | - |
| Rango | 1.1-54 | - | |
| 0-4 | 4 (5.2) | 1398 (24.4) | |
| 4-10 | 27 (35.1) | 3665 (64) | |
| >10 | 46 (59.7) | 667 (11.6) | |
| Puntaje de Gleason de la biopsia preoperatoria/ISUP | 5-6/1 | 81 (68.1) | 4402 (76.8) |
| 7=3+4/2 | 9 (7.6) | 816 (14.2) | |
| 7=4+3/3 | 17 (14.3) | 348 (6.1) | |
| >7/4,5 | 12 (10.1) | 164 (3) | |
| Estadio patológico* | EEP | 50 (42.0) | 1276 (22) |
| ISV | 15 (12.6) | 180 (2.9) | |
| INL | 12 (10.1) | 70 (1.2) |
EEP: extensión extraprostática; ISV: infiltración a vesículas seminales; INL: infiltración a nódulos linfáticos
El ABC para extensión extraprostática (EEP) fue muy bajo, 0.54, con un límite inferior de 0.43 y un límite superior de 0.65 con una baja sensibilidad y especificidad. El ABC para IVS fue bajo también, 0.60, con límite inferior de 0.44 y superior de 0.76. El ABC para INL fue mayor, con relación a los otros estadios patológicos, 0.73 pero con una sensibilidad regular (66.7%) y una baja especificidad (Figuras 1, 2 y 3).
Discusión
En la actualidad, la tabla de Partin continua siendo una de las herramientas predictivas más usadas para pronosticar la consecuencia de la pieza quirúrgica de la prostatectomía radical y dilucidar si el paciente se beneficiará de dicho procedimiento, se validaron por primera vez en los pacientes en la Universidad John Hopkins Estados Unidos,9,10 y se revisaron en el año 2007.6
Las tablas de Partin han sido validadas en varias poblaciones como son Francia, Italia, Irlanda Austria, India, China, Reino Unido, Corea del Sur en las que el rendimiento fue limitado.11
Bhojani et al., ejecutaron dos estudios retrospectivos para validar en la población europea (Francia, Italia y Alemania) para validar las tablas de Partin. Un estudio lo realizó en dos centros: uno en Francia (n=839) y el otro el Italia (n=225). En la población francesa presentaron un ABC para EEP 0.61, para ISV 0.71 y para INL 0.82. En la cohorte italiana presentaron un ABC para EEP de 0.66, para ISV 0.92 y para INL 0.75; con estos hallazgos, llegaron a la conclusión de que las tablas de Partin cohorte 2007 demostraron un peor rendimiento en los hombres europeos que en los hombres de América del Norte y que los modelos predictivos deben validarse externamente antes de su implementación en la práctica clínica.12
Fanning et al., delinearon un estudio retrospectivo ejecutado en Irlanda (n=175) donde encontraron una población con una mediana con un ABC de la curva ROC de 0.58, 0.70, 0.65 para EEP, ISV e INL respectivamente; tuvieron como conclusión que las tablas de Partin mostraron una capacidad de discriminación deficiente para la predicción de resultados patológicos posteriores a la prostatectomía radical en hombres irlandeses, por lo que recomendaron tener la precaución en su utilización clínica.13
Augustin et al., en un estudio retrospectivo aplicado en una población austríaca (n=687) describieron una población en la que calcularon un ABC de la curva ROC 0.65, 0.78 y 0.75 para EEP, ISV e INL respectivamente. Concluyeron que la precisión general de las tablas de Partin con la cohorte 2007 para predecir el estadio patológico final fue inferior en pacientes con cánceres de próstata detectados por re-biopsia; por lo tanto, las precisiones podrían verse socavadas por niveles medios más altos de PSA en presencia de estadios patológicos similares.14
Regnier-Coudert et al., plantearon un estudio multicéntrico a través del Reino Unido (n=1700) donde calcularon un ABC de 0.62, 0.71 y 0.82 para EEP, ISV e INL, llegando a la conclusión de que la calidad predictiva de las tablas de Partin es como baja a moderada en los datos ese país. Esto significa que siguiendo las predicciones generadas por las tablas de Partin, muchos pacientes recibirían un tratamiento inadecuado, generalmente asociado a un deterioro de su calidad de vida.15
Shen et al., planificaron un estudio retrospectivo en una población China (n=203) donde identificaron un ABC para EEP de 0.61, para IVS 0,82 y para INL 0.74. Concluyeron que la tabla de Partin 2007 no mostró ninguna ventaja.16
Jeong et al., diseñaron un estudio retrospectivo en una población de Corea del Sur [n=2000 (cohorte interna)] siendo el primer estudio desarrollado y validado para predecir la etapa patológica del cáncer de próstata en una población asiática. En aquel estudio determinaron una ABC de 0.61, 0.82 y 0.74 para los estadios patológicos EEP, ISV e INL, respectivamente. Llegaron a la conclusión de que estos nomogramas podrían ser más precisos y útiles para los hombres coreanos que otros modelos predictivos desarrollados con poblaciones occidentales.17
Turo et al., plantearon un estudio retrospectivo en n=591 pacientes de un centro médico del Reino Unido donde estimaron el ABC para EEP fue de 0.62, para ISV fue de 0.71, y para la INL fue de 0.81. Su conclusión fue que se debe tener precaución al aconsejar el uso de nomogramas. Aunque los nomogramas se pueden utilizar como guía, se debe advertir a los pacientes que a menudo no han sido validados en diferentes poblaciones europeas y pueden dar información engañosa sobre los riesgos específicos de un paciente.18
Yadav et al., seleccionaron 253 pacientes en su estudio retrospectivo realizado en la India, detectando una ABC 0.62, 77 0.71 y 0.81 para los estadios patológicos de EEP ISV e NL respectivamente. Finalmente concluyeron que las tablas de Partin, a pesar de tener propiedades de discriminación justas, no predicen con precisión LNI, SVI y ECE en todo el rango de valores pronosticados en una cohorte de la India contemporánea. La validación externa de un modelo predictivo es importante antes de su aplicación clínica en determinada población, porque no se puede esperar que las predicciones basadas en un modelo funcionen bien si la cohorte de desarrollo es drásticamente diferente de la cohorte de validación.19
En el caso de la validación de las tablas de Partin a través del ABC con la curva ROC, el resultado fue variable en todos los estudios con conclusiones diversas, que van desde comentario a negativos que no recomiendan su uso, pasando por el criterio ser usadas con precaución; hasta recomendar su uso solo en estadios avanzados.
El resultado de los n=119 participantes seleccionados objeto de este trabajo de investigación, reveló una edad promedio de 64.9 años siendo similar en la mayoría de los estudios precedentes que superan los 60 años.
Con respecto al estadio clínico, se encontró un TNM (%): T1c (51.9), siendo el estadio T1c menor con relación a los demás estudios analizados. Posiblemente se deba a los datos del nivel sociocultural de nuestra población, en la que ampliamente se conoce es una cultura machista, en la que se cree que el hombre no se puede enfermar de la próstata afectando su virilidad, negándose a sí mismo una atención oportuna, afectando los resultados de este estudio. Con relación al PSA, se encontró un porcentaje mayor en el grupo de >10 (59.7), siendo este último valor superior al resto de las investigaciones realizadas. En lo concerniente al GS, en el presente estudio se identificó porcentajes similares (13%) en los grupos 7 (4+3) y >8 en cada uno de ellos, mientras que en los demás trabajos de investigación fue variable.
En la presente investigación, el ABC para EEP fue muy bajo, 0.54, con un límite inferior de 0.43 y un límite superior de 0.65 con una baja sensibilidad y especificidad (ver gráfico 2); el ABC para IVS fue bajo también, 0.60, con límite inferior de 0.44 y superior de 0.76 (ver gráfico 3); mientras que el ABC para INL fue mayor, en relación con los otros estadios patológicos, 0.73 pero con una sensibilidad regular (66.7%) y una baja especificidad.
Podría esperarse en un futuro, en caso de que mejore la educación de diagnóstico oportuno del cáncer de próstata en la sociedad ecuatoriana, en una cohorte posterior de este mismo estudio encontrar mejores valores que se acerquen a estadios patológicos más bajos como se logró en las series norteamericanas.20
El estudio al ser retrospectivo presenta limitaciones como la eliminación de casos por historias clínicas incompletas. Las cirugías fueron realizadas por tres urólogos de experiencia, uno de ellos realizo la cirugía con técnica laparoscópica en las cuales se extendió más la disección ganglionar. El estudio no compara las técnicas abiertas y laparoscópicas. Cuatro médicos diferentes aproximadamente estudiaron anatomopatológicamente los primeros 8 años de las muestras, en los últimos dos años fue aleatorio y múltiple el número de los médicos patólogos.
Conclusiones
Las características clínicas de la muestra de la investigación realizada en una población de un hospital oncológico de Guayaquil, Ecuador, comparada con la cohorte de Partin fueron similares en orden proporcional a los estadios clínicos. Los parámetros de grupos de alto riesgo: PSA> 10 ng/ml y estadio Clínico T1c fue proporcionalmente (51.9% y 59.7%) más alto en esta investigación que el grupo a comparar, por lo cual no se puede comparar cohortes de Partin. No se pudo predecir los estadios histopatológicos EPP e ISV, cuya área bajo la curva fue baja. Se sugiere compararlo con nomogramas de esta etapa de la enfermedad.
La predicción de las tablas de Partin en una población ecuatoriana para INL tuvo una sensibilidad aceptable (el área bajo la curva fue mayor), pero con una baja especificidad. Sería necesario realizar nuevos estudios con nomogramas que incluyan otros parámetros como el porcentaje de núcleos positivos de los núcleos tomados en la biopsia prostática, considerado como principal predictor de invasión de ganglios linfáticos, entre otros nomogramas.21
