Email this article Charlson comorbidity index in predicting postoperative complications and long-term outcomes after esophagectomy: A multicenter retrospective study
- Authors: Toneev E.A.1,2, Kiselev N.M.3,4, Rudenko M.S.5,6, Postolov M.P.7, Torgomyan G.G.3,4, Gamayunov S.V.3,4, Ziganshina S.R.2
-
Affiliations:
- Regional Clinical Oncology Dispensary
- Ulyanovsk State University
- Research Institute of Clinical Oncology “Nizhny Novgorod Regional Clinical Oncology Dispensary”
- Privolzhsky Research Medical University
- Sverdlovsk Regional Oncology Dispensary
- Ural State Medical University
- Volgograd Regional Clinical Oncology Dispensary
- Issue: Vol 54, No 3 (2026)
- Pages: 149-159
- Section: ARTICLES
- Published: 20.09.2026
- URL: https://almclinmed.ru/jour/article/view/17654
- DOI: https://doi.org/10.18786/2072-0505-2026-54-014
- ID: 17654
Cite item
Full Text
Abstract
Background: Esophagectomy remains a high-risk surgical procedure associated with substantial postoperative complications and mortality. Preoperative risk stratification requires simple, reproducible tools to account for the cumulative comorbidity burden.
Aim: To evaluate the association of comorbidity burden, assessed via the Charlson comorbidity index, with postoperative complications and long-term outcomes after esophagectomy in patients with esophageal cancer.
Methods: This multicenter retrospective cohort study included a consecutive sample of 411 patients who underwent an Ivor Lewis or McKeown esophagectomy at four oncological centers in Russia between January 1, 2014 and May 1, 2026. Patients were stratified into two groups: Charlson < 5 (n = 277) and Charlson ≥ 5 (n = 134). The primary endpoint was postoperative complications, defined as the occurrence of at least one of the following: anastomotic leakage, reoperation, in-hospital mortality, or 90-day mortality. Overall and progression-free survival were analyzed in 392 patients with confirmed follow-up data.
Results: Postoperative complications occurred in 104/411 (25.3%) patients and were significantly more frequent in the Charlson ≥ 5 group compared to the Charlson < 5 group: 35.8% vs 20.2%; odds ratio (OR) 2.20 (95% confidence interval (CI) 1.39–3.49; p < 0.001). After adjusting for clinical-oncological and surgical factors, Charlson ≥ 5 maintained an independent association with the outcome: adjusted OR 2.03 (95% CI 1.22–3.39; p = 0.007). In the individual comorbidities model, coronary artery disease and chronic obstructive pulmonary disease were identified as significant predictors. Patients with Charlson ≥ 5 exhibited higher rates of anastomotic leakage (29/134 (21.6%) vs 33/277 (11.9%), p = 0.01), in-hospital mortality (22/134 (16.4%) vs 17/277 (6.1%), p < 0.001) and 90-day mortality (29/134 (21.6%) vs 23/277 (8.3%), p < 0.001). Median overall survival was 22 vs 40 months (p = 0.029), and median progression-free survival was 14 vs 30 months (p = 0.007). In the multivariable model, Charlson ≥ 5 was associated with worse progression-free survival: hazard ratio 1.38 (95% CI 1.01–1.89; p = 0.042).
Conclusion: A Charlson comorbidity index score ≥ 5 was independently associated with postoperative complications and worse progression-free survival after esophagectomy. It can serve as an accessible tool for preoperative risk stratification.
Full Text
Рак пищевода относится к наиболее агрессивным злокачественным новообразованиям желудочно-кишечного тракта. По данным GLOBOCAN 2022, ежегодно в мире регистрируют более 500 тыс. новых случаев и более 440 тыс. смертей от этого заболевания [1]. При резектабельном процессе хирургический этап остается ключевым компонентом потенциально радикального лечения и нередко выполняется после неоадъювантной лекарственной или химиолучевой терапии [2–4].
Резекция пищевода – одно из наиболее травматичных вмешательств в торакальной хирургии [5]. Несмотря на стандартизацию определения осложнений и развитие минимально инвазивных технологий, сохраняется значительный риск несостоятельности анастомоза, респираторных осложнений, повторных вмешательств и послеоперационной летальности [6–8]. Тяжелые послеоперационные осложнения могут неблагоприятно влиять не только на ранние исходы, но и на отдаленную выживаемость [9].
При расширении показаний к хирургическому лечению у пациентов старших возрастных групп возрастает значение исходного функционального резерва и сопутствующих заболеваний. Индекс Charlson объединяет сведения о коморбидности и возрасте и применяется для оценки прогноза [10]. Его значение в хирургии рака пищевода остается неоднозначным: одни исследования подтверждают связь высокой коморбидной нагрузки с послеоперационными и отдаленными исходами, тогда как в других не выявлено независимого влияния индекса после учета клинико-онкологических факторов [11, 12].
Цель исследования – оценить связь коморбидной нагрузки по индексу Charlson с осложненным послеоперационным течением и отдаленными результатами после резекции пищевода у пациентов с раком пищевода.
Материал и методы
Проведено многоцентровое наблюдательное ретроспективное когортное исследование. В анализ включена последовательная выборка пациентов, перенесших хирургическое лечение по поводу злокачественной опухоли пищевода. Рукопись подготовлена с учетом принципов представления результатов наблюдательных исследований STROBE.
Исследование выполнено в четырех специализированных онкологических учреждениях Российской Федерации: ГУЗ «Областной клинический онкологический диспансер» г. Ульяновска, ГБУЗ «Волгоградский областной клинический онкологический диспансер», ГАУЗ НО «НИИКО «Нижегородский областной клинический онкологический диспансер» и ГАУЗ СО «Свердловский областной онкологический диспансер».
В когорту включали пациентов, прооперированных с 01.01.2014 по 01.05.2026. Датой завершения сбора данных и актуализации отдаленных исходов считали 01.05.2026.
Исследование проведено в соответствии с Хельсинкской декларацией Всемирной медицинской ассоциации и одобрено этическим комитетом ГУЗ «Областной клинический онкологический диспансер» г. Ульяновска и ФГБОУ ВО «Ульяновский государственный университет» (протокол № 7 от 11.05.2026). Для ретроспективного анализа обезличенной информации получение дополнительного информированного согласия не требовалось.
Критериями включения были морфологически подтвержденная злокачественная опухоль пищевода; выполнение резекции пищевода по Ivor Lewis или McKeown; наличие данных, позволяющих определить основной послеоперационный исход. Критериями невключения были операции по поводу доброкачественного заболевания, иные варианты резекции или пластики пищевода и отсутствие достоверных сведений о типе вмешательства или основном исходе. Все 411 последовательно оцененных пациентов соответствовали критериям и были включены в анализ послеоперационных исходов.
Данные извлекали из локальных клинических баз участвующих учреждений. При формировании сводной базы использовали зарегистрированные демографические, клинико-онкологические и хирургические показатели, сведения о сопутствующих заболеваниях, послеоперационных осложнениях и последующем наблюдении. Оценивали возраст, пол, индекс массы тела, курение, локализацию и протяженность опухоли, гистологический тип, клинические категории cT и cN, проведение и вариант неоадъювантного лечения, тип и доступ операции, ее продолжительность, кровопотерю, радикальность резекции, показатели коморбидности, госпитальные исходы, рецидив или прогрессирование и жизненный статус.
Тип операции классифицировали как Ivor Lewis или McKeown. Неоадъювантным считали лекарственное, лучевое или химиолучевое лечение, проведенное до хирургического этапа. Послеоперационные осложнения стратифицировали по классификации Clavien – Dindo.
Индекс Charlson рассчитывали для каждого пациента по зарегистрированным сопутствующим заболеваниям и возрасту. Для заранее запланированного сравнительного анализа пациентов разделили на группы Charlson < 5 (низкая и умеренная коморбидная нагрузка) и Charlson ≥ 5 (высокая коморбидная нагрузка).
Основной конечной точкой было осложненное послеоперационное течение – комбинированный исход, считавшийся наступившим при наличии хотя бы одного из следующих событий: несостоятельности анастомоза, повторного оперативного вмешательства, госпитальной или 90-дневной летальности. Независимо от числа компонентов каждый пациент учитывался в комбинированной конечной точке один раз.
Дополнительными исходами были отдельные компоненты основной конечной точки, длительность госпитализации, гемотрансфузия, общая и безрецидивная выживаемость. Общую выживаемость определяли как время от операции до смерти от любой причины или последнего известного наблюдения. Безрецидивную выживаемость определяли как время от операции до рецидива или прогрессирования, смерти от любой причины либо последнего наблюдения. Послеоперационные летальные исходы учитывали как события общей и безрецидивной выживаемости.
Все 411 пациентов вошли в анализ послеоперационных исходов. В анализ общей и безрецидивной выживаемости включили 392 пациента, для которых удалось установить жизненный статус и продолжительность наблюдения. Девятнадцать пациентов не включили в анализ выживаемости из-за отсутствия достоверных сведений об отдаленном наблюдении (рис. 1).
Рис. 1. Поток формирования исследуемой выборки
Доля пропущенных значений по отдельным исходным ковариатам не превышала 5–8%. Для их обработки применяли множественную импутацию по цепным уравнениям с формированием 10 наборов данных; результаты регрессионного анализа объединяли по правилам Рубина. Модель импутации включала демографические, клинико-онкологические, хирургические и коморбидные переменные, использованные в последующем анализе. Значения послеоперационных конечных точек, жизненный статус и сроки наблюдения статистически не замещали.
Предварительный расчет размера выборки не проводили. В исследование включили всю доступную последовательную когорту пациентов, соответствовавших критериям включения в установленный период.
Статистический анализ. Распределение количественных переменных оценивали с использованием критерия Шапиро – Уилка. Количественные данные представлены как медиана и первый и третий квартили: Me [Q1; Q3], качественные – как абсолютное число и доля: n/N (%). Для сравнения количественных показателей применяли критерий Манна – Уитни, качественных – критерий χ2 Пирсона или точный критерий Фишера.
Связь факторов с осложненным послеоперационным течением оценивали с помощью однофакторной и многофакторной логистической регрессии с расчетом отношений шансов и 95% доверительных интервалов (ДИ). В основной многофакторной модели анализировали Charlson ≥ 5 с поправкой на возраст, пол, категории cT и cN, тип операции, неоадъювантное лечение и интраоперационную кровопотерю. В дополнительной модели вместо суммарного индекса включали отдельные компоненты коморбидности; остальные клинико-онкологические и хирургические ковариаты сохраняли. Дискриминационную способность дополнительной модели оценивали по площади под ROC-кривой.
Общую и безрецидивную выживаемость оценивали методом Каплана – Мейера, группы сравнивали с помощью лог-рангового критерия. Для многофакторного анализа использовали регрессию Кокса с расчетом отношений рисков и 95% ДИ. В модель включали Charlson ≥ 5, пол, тип операции, гистологический тип, категории cT и cN, неоадъювантное лечение и радикальность резекции. Все проверки были двусторонними; статистически значимыми считали различия при p < 0,05. Поправку на множественные сравнения не применяли в связи с исследовательским характером анализа. Расчеты выполняли в StatTech v.4.8.11 (ООО «Статтех», Россия) и R 4.4.1 (R Foundation for Statistical Computing, Австрия).
Результаты
Характеристика исследуемой когорты
В исследование вошли 411 пациентов: 277 с Charlson < 5 и 134 с Charlson ≥ 5. Группа высокой коморбидной нагрузки характеризовалась более старшим возрастом, большей частотой аденокарциномы и сопутствующих сердечно-сосудистых и респираторных заболеваний, а также более частым выполнением операции McKeown и неоадъювантного лечения. Подробные исходные характеристики приведены в табл. 1 и 2.
Таблица 1. Основные демографические и клинико-онкологические характеристики пациентов в зависимости от коморбидной нагрузки
Показатель | Вся когорта (N = 411) | Charlson < 5 (n = 277) | Charlson ≥ 5 (n = 134) | Значение p |
Демографические характеристики | ||||
Возраст, лет | 61 [54–66] | 58 [52–64] | 65 [61–68] | < 0,001 |
Индекс массы тела, кг/м2 | 0,673 | |||
Пол, абс. (%): | 0,432 | |||
женский | 86 (20,9) | 61 (22,0) | 25 (18,7) | |
мужской | 325 (79,1) | 216 (78,0) | 109 (81,3) | |
Курение, абс. (%): | 0,928 | |||
нет | 170 (41,4) | 115 (41,5) | 55 (41,0) | |
да | 241 (58,6) | 162 (58,5) | 79 (59,0) | |
Клинико-онкологические характеристики | ||||
Локализация опухоли, абс. (%): | 0,282 | |||
средняя треть пищевода | 175 (42,6) | 123 (44,4) | 52 (38,8) | |
нижняя треть пищевода | 236 (57,4) | 154 (55,6) | 82 (61,2) | |
Протяженность опухоли, мм | 48 [33–60] | 45 [31–60] | 50 [40–66] | 0,004 |
Гистологический тип, абс. (%): | < 0,001 | |||
плоскоклеточный рак | 217 (52,8) | 175 (63,2) | 42 (31,3) | |
аденокарцинома | 194 (47,2) | 102 (36,8) | 92 (68,7) | |
Клиническая категория cT, абс. (%): | 0,984 | |||
cT1 | 40 (9,7) | 28 (10,1) | 12 (9,0) | |
cT2 | 117 (28,5) | 78 (28,2) | 39 (29,1) | |
cT3 | 229 (55,7) | 154 (55,6) | 75 (56,0) | |
cT4 | 25 (6,1) | 17 (6,1) | 8 (6,0) | |
Клиническая категория cN, абс. (%): | 0,537 | |||
cN0 | 220 (53,5) | 142 (51,3) | 78 (58,2) | |
cN1 | 116 (28,2) | 84 (30,3) | 32 (23,9) | |
cN2 | 65 (15,8) | 44 (15,9) | 21 (15,7) | |
cN3 | 10 (2,4) | 7 (2,5) | 3 (2,2) | |
Неоадъювантное лечение, абс. (%): | 0,034 | |||
не проводилось | 163 (39,7) | 123 (44,4) | 40 (29,9) | |
химиолучевая терапия | 173 (42,1) | 109 (39,4) | 64 (47,8) | |
химиотерапия | 71 (17,3) | 42 (15,2) | 29 (21,6) | |
лучевая терапия / другое | 4 (1,0) | 3 (1,1) | 1 (0,7) | |
Хирургическое лечение | ||||
Тип операции, абс. (%): | < 0,001 | |||
Ivor Lewis | 284 (69,1) | 207 (74,7) | 77 (57,5) | |
McKeown | 127 (30,9) | 70 (25,3) | 57 (42,5) | |
Хирургический доступ, абс. (%): | 0,294 | |||
открытый | 243 (59,1) | 163 (58,8) | 80 (59,7) | |
минимально инвазивный / гибридный | 163 (39,7) | 109 (39,4) | 54 (40,3) | |
полностью минимально инвазивный | 5 (1,2) | 5 (1,8) | 0 | |
Время операции, минуты | 310 [258–370] | 310 [250–375] | 310 [271–360] | 0,287 |
Кровопотеря, мл | 200 [150–300] | 200 [100–250] | 250 [150–350] | < 0,001 |
Количественные данные представлены как Me [Q1; Q3], качественные – как n/N (%). Для сравнения количественных показателей применяли критерий Манна – Уитни, качественных – критерий χ2 Пирсона или точный критерий Фишера; приведены двусторонние значения p. Исходные ковариаты с пропусками обрабатывали методом множественной импутации
Таблица 2. Коморбидный фон пациентов
Показатель | Вся когорта (N = 411) | Charlson < 5 (n = 277) | Charlson ≥ 5 (n = 134) | Значение p |
Индекс Charlson | 4 [3–5] | 3 [3–4] | 5 [5–6] | < 0,001 |
Два и более сопутствующих заболевания, абс. (%): | < 0,001 | |||
нет | 236 (57,4) | 210 (75,8) | 26 (19,4) | |
да | 175 (42,6) | 67 (24,2) | 108 (80,6) | |
Артериальная гипертензия, абс. (%): | < 0,001 | |||
нет | 183 (44,5) | 145 (52,3) | 38 (28,4) | |
да | 228 (55,5) | 132 (47,7) | 96 (71,6) | |
Атеросклероз, абс. (%): | < 0,001 | |||
нет | 262 (63,7) | 222 (80,1) | 40 (29,9) | |
да | 149 (36,3) | 55 (19,9) | 94 (70,1) | |
Ишемическая болезнь сердца, абс. (%): | < 0,001 | |||
нет | 306 (74,5) | 231 (83,4) | 75 (56,0) | |
да | 105 (25,5) | 46 (16,6) | 59 (44,0) | |
Постинфарктный кардиосклероз, абс. (%): | < 0,001 | |||
нет | 393 (95,6) | 275 (99,3) | 118 (88,1) | |
да | 18 (4,4) | 2 (0,7) | 16 (11,9) | |
Хроническая обструктивная болезнь легких, абс. (%): | < 0,001 | |||
нет | 364 (88,6) | 262 (94,6) | 102 (76,1) | |
да | 47 (11,4) | 15 (5,4) | 32 (23,9) | |
Сахарный диабет, абс. (%): | < 0,001 | |||
нет | 380 (92,5) | 267 (96,4) | 113 (84,3) | |
да | 31 (7,5) | 10 (3,6) | 21 (15,7) | |
ОНМК в анамнезе, абс. (%): | 0,016 | |||
нет | 401 (97,6) | 274 (98,9) | 127 (94,8) | |
да | 10 (2,4) | 3 (1,1) | 7 (5,2) | |
Гемоглобин до операции, г/л | 125 [113–136] | 125 [113–135] | 126 [114–136] | 0,586 |
Исходная анемия, абс. (%): | 0,076 | |||
нет | 219 (53,3) | 156 (56,3) | 63 (47,0) | |
да | 192 (46,7) | 121 (43,7) | 71 (53,0) | |
ФВ ЛЖ, % | 62 [59–66] | 63 [59–67] | 62 [58–65] | 0,035 |
Давление в легочной артерии, мм рт. ст. | 0,434 |
ОНМК – острое нарушение мозгового кровообращения, ФВ ЛЖ – фракция выброса левого желудочка
Количественные данные представлены как Me [Q1; Q3], качественные – как n/N (%). Для сравнения количественных показателей применяли критерий Манна – Уитни, качественных – критерий χ2 Пирсона или точный критерий Фишера; приведены двусторонние значения p. Исходные ковариаты с пропусками обрабатывали методом множественной импутации
Послеоперационные исходы
Комбинированный исход осложненного послеоперационного течения зарегистрирован у четверти пациентов. В группе Charlson ≥ 5 чаще наблюдались несостоятельность анастомоза, госпитальная и 90-дневная летальность; различия по частоте повторных операций не достигли статистической значимости. Длительность госпитализации между группами существенно не различалась (табл. 3).
Таблица 3. Послеоперационные исходы в зависимости от коморбидной нагрузки
Показатель | Вся когорта (N = 411) | Charlson < 5 (n = 277) | Charlson ≥ 5 (n = 134) | Значение p |
Несостоятельность анастомоза, абс. (%): | 0,010 | |||
нет | 349 (84,9) | 244 (88,1) | 105 (78,4) | |
да | 62 (15,1) | 33 (11,9) | 29 (21,6) | |
Повторное оперативное вмешательство, абс. (%): | 0,099 | |||
нет | 354 (86,1) | 244 (88,1) | 110 (82,1) | |
да | 57 (13,9) | 33 (11,9) | 24 (17,9) | |
Госпитальная летальность, абс. (%): | < 0,001 | |||
нет | 372 (90,5) | 260 (93,9) | 112 (83,6) | |
да | 39 (9,5) | 17 (6,1) | 22 (16,4) | |
90-дневная летальность, абс. (%): | < 0,001 | |||
нет | 359 (87,3) | 254 (91,7) | 105 (78,4) | |
да | 52 (12,7) | 23 (8,3) | 29 (21,6) | |
Осложненное послеоперационное течение, абс. (%): | < 0,001 | |||
нет | 307 (74,7) | 221 (79,8) | 86 (64,2) | |
да | 104 (25,3) | 56 (20,2) | 48 (35,8) | |
Длительность госпитализации, дни | 17 [14–22] | 17 [14–22] | 17 [14–23] | 0,491 |
Гемотрансфузия, абс. (%): | < 0,001 | |||
нет | 367 (89,3) | 259 (93,5) | 108 (80,6) | |
да | 44 (10,7) | 18 (6,5) | 26 (19,4) |
Данные представлены как Me [Q1; Q3] или n/N (%). Осложненное послеоперационное течение – наличие хотя бы одного из следующих событий: несостоятельности анастомоза, повторной операции, госпитальной или 90-дневной летальности. Для количественного показателя применяли критерий Манна – Уитни, для категориальных показателей – критерий χ2 Пирсона или точный критерий Фишера
Факторы осложненного послеоперационного течения
В однофакторном анализе высокая коморбидная нагрузка, ишемическая болезнь сердца, хроническая обструктивная болезнь легких и операция McKeown были ассоциированы с большей вероятностью основного исхода (табл. 4). В основной многофакторной модели Charlson ≥ 5 сохранял независимую связь с осложненным послеоперационным течением: скорректированное отношение шансов 2,03 (95% ДИ 1,22–3,39; p = 0,007). В дополнительной модели отдельных заболеваний независимыми факторами были ишемическая болезнь сердца, хроническая обструктивная болезнь легких, операция McKeown и неоадъювантное лечение (табл. 5).
Таблица 4. Однофакторный логистический анализ факторов осложненного послеоперационного течения
Фактор | Нескорректированное ОШ | 95% ДИ | Значение p |
Charlson ≥ 5 | 2,20 | 1,39–3,49 | < 0,001 |
Ишемическая болезнь сердца | 1,72 | 1,06–2,79 | 0,029 |
Исходная анемия | 1,13 | 0,73–1,77 | 0,583 |
Возраст, каждые 10 лет | 1,29 | 0,97–1,70 | 0,077 |
Сахарный диабет | 0,85 | 0,36–2,04 | 0,717 |
Хроническая обструктивная болезнь легких | 2,01 | 1,06–3,79 | 0,032 |
Операция McKeown | 2,42 | 1,50–3,92 | < 0,001 |
Неоадъювантное лечение | 1,33 | 0,82–2,18 | 0,302 |
ДИ – доверительный интервал, ОШ – отношение шансов
Референтные категории: Charlson < 5, отсутствие соответствующего заболевания, операция Ivor Lewis и отсутствие неоадъювантного лечения. Для возраста ОШ приведено на увеличение на 10 лет
Таблица 5. Многофакторный логистический анализ осложненного послеоперационного течения
Предиктор | Скорректированное ОШ | 95% ДИ | Значение p |
Модель 1. Суммарный индекс Charlson | |||
Charlson ≥ 5 | 2,03 | 1,22–3,39 | 0,007 |
Модель 2. Отдельные клинические факторы | |||
Ишемическая болезнь сердца | 1,89 | 1,05–3,40 | 0,033 |
Хроническая обструктивная болезнь легких | 2,34 | 1,18–4,65 | 0,015 |
Операция McKeown | 2,85 | 1,61–5,07 | < 0,001 |
Неоадъювантное лечение | 1,81 | 1,02–3,22 | 0,044 |
ДИ – доверительный интервал, ОШ – отношение шансов
Модель 1 включала Charlson ≥ 5, возраст, пол, cT, cN, тип операции, неоадъювантное лечение и кровопотерю. В модели 2 суммарный индекс заменяли отдельными компонентами коморбидности при сохранении клинико-онкологических и хирургических ковариат
В таблице приведены факторы, сохранявшие статистическую значимость. Площадь под ROC-кривой модели 2 составила 0,690 (95% ДИ 0,625–0,748)
Отдаленные результаты
Анализ выживаемости включал 392 пациента: 266 с Charlson < 5 и 126 с Charlson ≥ 5. Медиана общей выживаемости была ниже при Charlson ≥ 5: 22 против 40 месяцев; лог-ранговый критерий, p = 0,029 (рис. 2). Однолетняя, трехлетняя и пятилетняя общая выживаемость в группах Charlson < 5 и Charlson ≥ 5 составила соответственно 76,4 и 62,1%, 50,9 и 43,7%, 41,9 и 33,9%.
Рис. 2. Общая выживаемость, оцененная методом Каплана – Мейера, в зависимости от индекса Charlson (лог-ранговый критерий, р = 0,029)
Медиана безрецидивной выживаемости также была ниже при Charlson ≥ 5: 14 против 30 месяцев; лог-ранговый критерий, p = 0,007 (рис. 3). Однолетняя, трехлетняя и пятилетняя безрецидивная выживаемость в группах Charlson < 5 и Charlson ≥ 5 составила соответственно 67,1 и 52,4%, 47,7 и 38,0%, 38,2 и 28,7%.
Рис. 3. Безрецидивная выживаемость, оцененная методом Каплана – Мейера, в зависимости от индекса Charlson (лог-ранговый критерий, р = 0,007)
После многофакторной поправки Charlson ≥ 5 не был статистически значимо связан с общей выживаемостью, но сохранял независимую ассоциацию с худшей безрецидивной выживаемостью. Для общей выживаемости значимыми факторами также были операция McKeown и cN+, для безрецидивной – операция McKeown и R1/R2-резекция (табл. 6, рис. 4).
Таблица 6. Многофакторный анализ общей и безрецидивной выживаемости методом регрессии Кокса
Фактор | Общая выживаемость | Безрецидивная выживаемость | ||||
ОР | 95% ДИ | Значение р | ОР | 95% ДИ | Значение р | |
Charlson ≥ 5 | 1,31 | 0,94–1,82 | 0,111 | 1,38 | 1,01–1,89 | 0,042 |
Мужской пол | 1,32 | 0,90–1,94 | 0,155 | 1,25 | 0,88–1,78 | 0,215 |
Операция McKeown | 1,47 | 1,04–2,08 | 0,028 | 1,67 | 1,21–2,31 | 0,002 |
Аденокарцинома | 1,01 | 0,71–1,44 | 0,963 | 0,85 | 0,61–1,19 | 0,358 |
cT3–cT4 | 0,97 | 0,69–1,36 | 0,846 | 1,15 | 0,83–1,59 | 0,390 |
cN+ | 1,47 | 1,04–2,07 | 0,029 | 1,25 | 0,91–1,71 | 0,174 |
Неоадъювантное лечение | 1,01 | 0,72–1,43 | 0,942 | 1,07 | 0,78–1,48 | 0,672 |
R1/R2-резекция | 1,39 | 0,72–2,68 | 0,323 | 2,11 | 1,19–3,75 | 0,011 |
ДИ – доверительный интервал, ОР – отношение рисков
Референтные категории: Charlson < 5, женский пол, операция Ivor Lewis, плоскоклеточный рак, cT1–cT2, cN0, отсутствие неоадъювантного лечения и R0-резекция
Рис. 4. Скорректированные отношения рисков общей (ОВ) и безрецидивной выживаемости (БРВ)
Обсуждение
Основной результат исследования состоит в том, что высокая коморбидная нагрузка, определенная как Charlson ≥ 5, была связана с осложненным послеоперационным течением после резекции пищевода у пациентов с раком пищевода. Ассоциация сохранялась после учета клинико-онкологических и хирургических факторов. В дополнительной модели независимое значение имели ишемическая болезнь сердца и хроническая обструктивная болезнь легких, что указывает на существенную роль кардиореспираторного резерва пациента. Кроме того, Charlson ≥ 5 был связан с худшей безрецидивной выживаемостью после многофакторной поправки.
Полученные данные согласуются с исследованиями, в которых индекс Charlson рассматривался как интегральный маркер риска после резекции пищевода. K. Yamashita и соавт. показали связь высокой коморбидной нагрузки с послеоперационными осложнениями и общей выживаемостью [13], а Y. Kubo и соавт. – с неблагоприятным нутритивным статусом и прогнозом [14]. Вместе с тем в популяционной когорте DUCA возраст и индекс Charlson не сохраняли независимого значения для тяжелых осложнений и летальности после многофакторной поправки [15]. Различия между исследованиями могут быть обусловлены составом когорт, способом расчета индекса, порогами стратификации и структурой хирургического лечения.
В нашей когорте высокая коморбидная нагрузка сопровождалась большей частотой несостоятельности анастомоза, госпитальной и 90-дневной летальности. Этот профиль позволяет предположить, что коморбидность влияет не только на вероятность развития осложнения, но и на способность пациента компенсировать его последствия. Отсутствие статистически значимого различия по повторным операциям при выраженном различии летальности дополнительно поддерживает такую интерпретацию, хотя причинные выводы при ретроспективном дизайне невозможны.
Ишемическая болезнь сердца и хроническая обструктивная болезнь легких сохраняли независимую связь с осложненным течением. В европейском многоцентровом исследовании F. Klevebro и соавт. кардиореспираторная коморбидность была связана с сердечно-сосудистыми и легочными осложнениями после резекции пищевода [16]. Ишемическая болезнь сердца может отражать не только ограниченный коронарный резерв, но и генерализованное атеросклеротическое поражение, потенциально влияющее на микроциркуляцию и перфузию желудочного трансплантата [17]. Хроническая обструктивная болезнь легких, в свою очередь, снижает респираторный резерв и повышает уязвимость к послеоперационной дыхательной недостаточности.
Операция McKeown сохраняла ассоциацию с осложненным послеоперационным течением. Этот результат не следует трактовать как прямое доказательство неблагоприятности метода: выбор операции зависит от локализации опухоли, анатомических условий и клинической ситуации. Вместе с тем более высокий уровень анастомоза, бо`льшая длина трансплантата и особенности его кровоснабжения могут влиять на риск несостоятельности [18, 19]. По данным метаанализа H. Xing и соавт., после операции Ivor Lewis несостоятельность анастомоза наблюдалась реже, чем после операции McKeown, при сопоставимой краткосрочной летальности [20].
Связь неоадъювантного лечения с осложненным течением требует осторожной интерпретации. В ретроспективной когорте предоперационная терапия может быть маркером более распространенного заболевания, большей сложности хирургического этапа и исходно отличающегося нутритивного профиля. Именно поэтому результат не доказывает, что причиной повышения риска служит именно терапия, но подчеркивает необходимость тщательной оценки нутритивного, воспалительного и функционального статуса перед операцией [21].
Связь Charlson ≥ 5 с худшей безрецидивной выживаемостью согласуется с представлением о влиянии соматического статуса на переносимость комплексного лечения, восстановление и возможность проведения последующей терапии. H. Ichikawa и соавт. выявили снижение общей выживаемости у пациентов с коморбидностью [22], а J. Song и соавт. подтвердили независимое прогностическое значение возраст-скорректированного индекса Charlson у больных плоскоклеточным раком пищевода [23]. Дополнительным посредником между исходным состоянием и отдаленным прогнозом могут быть послеоперационные осложнения, неблагоприятное влияние которых на общую и опухоль-специфическую выживаемость подтверждено метаанализами [24, 25].
Клиническое значение результатов состоит в возможности выделить до операции группу повышенного риска. Значение Charlson ≥ 5 не заменяет кардиопульмональную и нутритивную оценку, но может использоваться как простой инструмент первого уровня стратификации. У таких пациентов целесообразны углубленная оценка сердечно-сосудистой и дыхательной функции, коррекция анемии и нутритивной недостаточности, преабилитация при наличии времени и усиленное послеоперационное наблюдение.
Исследование имеет ограничения, обусловленные ретроспективным дизайном. Возможны ошибки и неоднородность кодирования коморбидности и осложнений между центрами, остаточное смешение и влияние неучтенных факторов. Продолжительный период включения охватывал изменения в неоадъювантном лечении, хирургической технике и послеоперационном ведении. Комбинированная конечная точка объединяла клинически неоднородные и частично перекрывающиеся события. Для 19 пациентов не удалось установить достоверный срок отдаленного наблюдения. Порог Charlson ≥ 5 не является универсальным, а полученные оценки не прошли внешнюю валидацию. Эти обстоятельства ограничивают причинную интерпретацию и переносимость результатов на другие популяции.
Заключение
У пациентов с раком пищевода высокая коморбидная нагрузка по индексу Charlson была связана с повышенным риском осложненного послеоперационного течения после резекции пищевода. Значение Charlson ≥ 5 сохраняло независимую ассоциацию с комбинированным послеоперационным исходом после многофакторной поправки; среди отдельных заболеваний значимыми факторами были ишемическая болезнь сердца и хроническая обструктивная болезнь легких. Charlson ≥ 5 также был связан с худшей безрецидивной выживаемостью. Индекс Charlson может использоваться как доступный компонент предоперационной стратификации риска, однако его клиническое применение требует подтверждения во внешних проспективных когортах.
Дополнительная информация
Финансирование
Работа проведена без привлечения дополнительного финансирования со стороны третьих лиц.
Конфликт интересов
Авторы заявляют об отсутствии явных и потенциальных конфликтов интересов, связанных с публикацией настоящей статьи.
Участие авторов
Е.А. Тонеев – концепция и дизайн исследования, разработка проекта, анализ и интерпретация результатов, статистическая обработка данных, написание и редактирование рукописи; Н.М. Киселев – сбор клинического материала, анализ и интерпретация результатов, научное редактирование рукописи; М.С. Руденко – сбор клинического материала, анализ результатов, подготовка и редактирование рукописи; М.П. Постолов – сбор клинического материала, участие в анализе данных, научное редактирование рукописи; Г.Г. Торгомян – формирование групп пациентов, сбор клинического материала, участие в анализе данных; С.В. Гамаюнов – концепция и дизайн исследования, анализ и интерпретация результатов, научное редактирование, утверждение итогового варианта рукописи; С.Р. Зиганшина – обработка материалов, статистическая обработка данных, подготовка таблиц и иллюстраций, участие в написании рукописи. Все авторы прочли и одобрили финальную версию статьи перед публикацией, согласны нести ответственность за все аспекты работы и гарантируют, что ими надлежащим образом были рассмотрены и решены вопросы, связанные с точностью и добросовестностью всех частей работы.
About the authors
Evgeny A. Toneev
Regional Clinical Oncology Dispensary; Ulyanovsk State University
Author for correspondence.
Email: e.toneev@bk.ru
ORCID iD: 0000-0001-8590-2350
MD, PhD, Thoracic Surgeon, Surgical Department of Thoracic Oncology; Associate Professor, Department of Hospital Surgery, Anesthesiology, Intensive Care, Urology, Traumatology and Orthopedics, T.Z. Biktimirov Faculty of Medicine, Institute of Medicine, Ecology and Physical Culture
Russian Federation, 90 12 Sentyabrya ul., Ulyanovsk, 432017; 42 Lva Tolstogo ul., Ulyanovsk, 432017Nikolai M. Kiselev
Research Institute of Clinical Oncology “Nizhny Novgorod Regional Clinical Oncology Dispensary”; Privolzhsky Research Medical University
Email: mdkiselevnm@gmail.com
ORCID iD: 0000-0002-9202-1321
MD, PhD, Head of the 2nd Oncology Department of Abdominal Oncology and Interventional Radiology; Associate Professor, Department of Faculty Surgery and Transplantology
Russian Federation, 11/1 Delovaya ul., Nizhny Novgorod, 603163; 10/1 Minina i Pozharskogo ploshchad, Nizhny Novgorod, 603005Maksim S. Rudenko
Sverdlovsk Regional Oncology Dispensary; Ural State Medical University
Email: r_ms@list.ru
ORCID iD: 0000-0003-0355-807X
MD, Thoracic Surgeon, Oncologist, Head of the Department of Thoracic Oncology; Assistant, Department of Oncology and Radiation Diagnostics
Russian Federation, 29 Soboleva ul., Yekaterinburg, 620036; 3 Repina ul., Yekaterinburg, 620028Mikhail P. Postolov
Volgograd Regional Clinical Oncology Dispensary
Email: 1postolov1@mail.ru
ORCID iD: 0000-0001-9953-7286
MD, PhD, Oncologist, Head of Surgical Oncology Department No. 37
Russian Federation, 78 imeni Zemlyachki ul., Volgograd, 400117Gaik G. Torgomyan
Research Institute of Clinical Oncology “Nizhny Novgorod Regional Clinical Oncology Dispensary”; Privolzhsky Research Medical University
Email: t995aik@mail.ru
ORCID iD: 0000-0002-8927-239X
MD, Oncologist; Assistant, Department of Faculty Surgery and Transplantology
Russian Federation, 11/1 Delovaya ul., Nizhny Novgorod, 603163; 10/1 Minina i Pozharskogo ploshchad, Nizhny Novgorod, 603005Sergey V. Gamayunov
Research Institute of Clinical Oncology “Nizhny Novgorod Regional Clinical Oncology Dispensary”; Privolzhsky Research Medical University
Email: gamajnovs@mail.ru
ORCID iD: 0000-0002-0223-0753
MD, PhD, Chief Physician; Professor, Department of Oncology, Radiation Therapy and Radiology named after Professor N.E. Yakhontov
Russian Federation, 11/1 Delovaya ul., Nizhny Novgorod, 603163; 10/1 Minina i Pozharskogo ploshchad, Nizhny Novgorod, 603005Syumbel R. Ziganshina
Ulyanovsk State University
Email: sumbel.zig@yandex.ru
ORCID iD: 0009-0007-7780-6386
5th-year student, T.Z. Biktimirov Faculty of Medicine, Institute of Medicine, Ecology and Physical Culture
Russian Federation, 42 Lva Tolstogo ul., Ulyanovsk, 432017References
- Bray F, Laversanne M, Sung H, Ferlay J, Siegel RL, Soerjomataram I, Jemal A. Global cancer statistics 2022: GLOBOCAN estimates of incidence and mortality worldwide for 36 cancers in 185 countries. CA Cancer J Clin. 2024;74(3):229–263. doi: 10.3322/caac.21834.
- Obermannová R, Alsina M, Cervantes A, Leong T, Lordick F, Nilsson M, van Grieken NCT, Vogel A, Smyth EC; ESMO Guidelines Committee. Electronic address: clinicalguidelines@esmo.org. Oesophageal cancer: ESMO Clinical Practice Guideline for diagnosis, treatment and follow-up. Ann Oncol. 2022;33(10):992–1004. doi: 10.1016/j.annonc.2022.07.003.
- Toneev EA, Dengina NV, Anokhina EP, Martynov AA, Kulikov VD, Galchin AV, Starokon PM, Blagovestnov DA, Shabaev RM, Choshiev A, Prokhorov DD, Makarov PM. [Results of chemoradiotherapy with CROSS regimen for middle third esophageal cancer]. Siberian journal of oncology. 2025;24(3):103–113. Russian. doi: 10.21294/1814-4861-2025-24-3-103-113.
- Toneev EA, Pikin ОV, Dengina NV, Ryabov AB, Мartynov AA, Galchin АV, Isaev DN, Firstov AA, Prohorov DD. [Results of combined and chemoradiation treatment of patients with thoracic esophageal cancer according to the data of the regional cancer center]. Siberian journal of oncology. 2023;22(5):84–95. Russian. doi: 10.21294/1814-4861-2023-22-5-84-95.
- Toneev EA, Pikin OV, Martynov AA, Firstov AA. [Surgical and multimodality treatment of patients with cancer of the thoracic esophagus in the regional oncology center]. Grudnaya i Serdechno-Sosudistaya Khirurgiya. 2023;65(5):579–588. Russian. doi: 10.24022/0236-2791-2023-65-5-579-588.
- Low DE, Alderson D, Cecconello I, Chang AC, Darling GE, D'Journo XB, Griffin SM, Hölscher AH, Hofstetter WL, Jobe BA, Kitagawa Y, Kucharczuk JC, Law SY, Lerut TE, Maynard N, Pera M, Peters JH, Pramesh CS, Reynolds JV, Smithers BM, van Lanschot JJ. International consensus on standardization of data collection for complications associated with esophagectomy: Esophagectomy Complications Consensus Group (ECCG). Ann Surg. 2015;262(2):286–294. doi: 10.1097/SLA.0000000000001098.
- Stuart SK, Lemmens JMG, Nieuwenhuijzen GAP, Evans RPT, Kamarajah SK, Wong IYH, Wijnhoven BPL, Griffiths EA, Klarenbeek BR, Ubels S, Rosman C; ISDE Guideline AL Collaborative Group. International Society for Diseases of the Esophagus consensus on the diagnosis and treatment of anastomotic leak after esophagectomy. Dis Esophagus. 2026;39(1):doag006. doi: 10.1093/dote/doag006.
- Patton A, Davey MG, Quinn E, Reinhardt C, Robb WB, Donlon NE. Minimally invasive vs open vs hybrid esophagectomy for esophageal cancer: A systematic review and network meta-analysis. Dis Esophagus. 2024;37(12):doae086. doi: 10.1093/dote/doae086.
- Bona D, Manara M, Bonitta G, Guerrazzi G, Guraj J, Lombardo F, Biondi A, Cavalli M, Bruni PG, Campanelli G, Bonavina L, Aiolfi A. Long-term impact of severe postoperative complications after esophagectomy for cancer: Individual patient data meta-analysis. Cancers (Basel). 2024;16(8):1468. doi: 10.3390/cancers16081468.
- Charlson ME, Pompei P, Ales KL, MacKenzie CR. A new method of classifying prognostic comorbidity in longitudinal studies: Development and validation. J Chronic Dis. 1987;40(5):373–383. doi: 10.1016/0021-9681(87)90171-8.
- Aoyama T, Atsumi Y, Kawahara S, Tamagawa H, Tamagawa A, Ozawa Y, Maezawa Y, Kano K, Murakawa M, Kazama K, Segami K, Hara K, Numata M, Oshima T, Yukawa N, Masuda M, Rino Y. The clinical impact of the age-adjusted Charlson comorbidity index on esophageal cancer patients who receive curative treatment. In Vivo. 2020;34(5):2783–2790. doi: 10.21873/invivo.12103.
- Chmelo J, Khaw RA, Sinclair RCF, Navidi M, Phillips AW. Does cardiopulmonary testing help predict long-term survival after esophagectomy? Ann Surg Oncol. 2021;28(12):7291–7297. doi: 10.1245/s10434-021-10136-5.
- Yamashita K, Watanabe M, Mine S, Fukudome I, Okamura A, Yuda M, Hayami M, Imamura Y. The impact of the Charlson comorbidity index on the prognosis of esophageal cancer patients who underwent esophagectomy with curative intent. Surg Today. 2018;48(6):632–639. doi: 10.1007/s00595-018-1630-2.
- Kubo Y, Tanaka K, Yamasaki M, Yamashita K, Makino T, Saito T, Yamamoto K, Takahashi T, Kurokawa Y, Motoori M, Kimura Y, Nakajima K, Eguchi H, Doki Y. Influences of the Charlson comorbidity index and nutrition status on prognosis after esophageal cancer surgery. Ann Surg Oncol. 2021;28(12):7173–7182. doi: 10.1245/s10434-021-09779-1.
- Baranov N, Claassen L, van Workum F, Rosman C. Age and Charlson comorbidity index score are not independent risk factors for severe complications after curative esophagectomy for esophageal cancer: A Dutch population-based cohort study. Surg Oncol. 2022;43:101789. doi: 10.1016/j.suronc.2022.101789.
- Klevebro F, Elliott JA, Slaman A, Vermeulen BD, Kamiya S, Rosman C, Gisbertz SS, Boshier PR, Reynolds JV, Rouvelas I, Hanna GB, van Berge Henegouwen MI, Markar SR. Cardiorespiratory comorbidity and postoperative complications following esophagectomy: A European multicenter cohort study. Ann Surg Oncol. 2019;26(9):2864–2873. doi: 10.1245/s10434-019-07478-6.
- Pather K, Alabbas H, Gonzalez-Baerga C, Menendez M, Virarkar MK, de Oliveira IS, Mobley EM, Awad ZT. Major coronary artery calcifications as predictors of postoperative complications in Ivor Lewis esophagectomies: A five-year retrospective analysis. Surg Endosc. 2024;38(11):6865–6872. doi: 10.1007/s00464-024-11181-3.
- Toneev EA, Pikin OV, Aleksandrov OA. [Risk factors for anastomotic leakage following McKeown esophagectomy: А single-center retrospective analysis]. Grekov's Bulletin of Surgery. 2024;183(1):15–22. Russian. doi: 10.24884/0042-4625-2024-183-1-15-22.
- Ryabov AB, Pikin OV, Khomyakov VM, Kolobaev IV, Toneev EA, Abdulkhakimov NM, Gamayunov SV, Kiselev NM, Alexandrov OA, Sobolev DD, Afonin GV, Smolenov EI, Torgomyan GG, Martynov AA. [Short-term outcomes of the McKeown esophagectomy for thoracic esophageal cancer: А multiple-center study]. Pirogov Russian Journal of Surgery. 2025;(8):6–14. Russian. doi: 10.17116/hirurgia20250816.
- Xing H, Hu M, Wang Z, Jiang Y. Short-term outcomes of Ivor Lewis vs. McKeown esophagectomy: A meta-analysis. Front Surg. 2022;9:950108. doi: 10.3389/fsurg.2022.950108.
- Wang H, Tang H, Fang Y, Tan L, Yin J, Shen Y, Zeng Z, Zhu J, Hou Y, Du M, Jiao J, Jiang H, Gong L, Li Z, Liu J, Xie D, Li W, Lian C, Zhao Q, Chen C, Zheng B, Liao Y, Li K, Li H, Wu H, Dai L, Chen KN. Morbidity and mortality of patients who underwent minimally invasive esophagectomy after neoadjuvant chemoradiotherapy vs neoadjuvant chemotherapy for locally advanced esophageal squamous cell carcinoma: A randomized clinical trial. JAMA Surg. 2021;156(5):444–451. doi: 10.1001/jamasurg.2021.0133.
- Ichikawa H, Kosugi SI, Kanda T, Yajima K, Ishikawa T, Hanyu T, Muneoka Y, Otani T, Nagahashi M, Sakata J, Kobayashi T, Kameyama H, Wakai T. Surgical and long-term outcomes following oesophagectomy in oesophageal cancer patients with comorbidity. Int J Surg. 2016;36(Pt A):212–218. doi: 10.1016/ j.ijsu.2016.10.041.
- Song J, Lin Y, Zhang J, Liu S, Zhou J, Zeng Q, Lin Z, Fu R, Qiu M, Hu Z. Effect of the age-adjusted Charlson comorbidity index on the survival of esophageal squamous cell carcinoma patients after radical esophagectomy. J Clin Med. 2022;11(22):6737. doi: 10.3390/jcm11226737.
- Booka E, Takeuchi H, Suda K, Fukuda K, Nakamura R, Wada N, Kawakubo H, Kitagawa Y. Meta-analysis of the impact of postoperative complications on survival after oesophagectomy for cancer. BJS Open. 2018;2(5):276–284. doi: 10.1002/bjs5.64.
- Manara M, Bona D, Bonavina L, Aiolfi A; OGSA Group for Esophagogastric Surgery. Impact of pulmonary complications following esophagectomy on long-term survival: Multivariate meta-analysis and restricted mean survival time assessment. Updates Surg. 2024;76(3):757–767. doi: 10.1007/s13304-024-01761-2.
Supplementary files
