Анализ выживаемости пациентов с немелкоклеточным раком легкого в Новосибирской области за период 2015–2019 гг.

Полный текст

Рак легкого занимает второе место в мире в общей структуре онкологических заболеваний (до 11,4%) и характеризуется чрезвычайно высокой смертностью, что во многом обусловлено бессимптомным течением болезни и, как следствие, диагностикой на поздних стадиях. В 2020 г. по данным Международного агентства по изучению рака (англ. International Agency for Research on Cancer, IARC) количество заболевших раком легкого достигло 2,206 млн, а умерших от этого заболевания – 1,796 млн человек (https://gco.iarc.fr/today/data/factsheets/cancers/15-Lung-fact-sheet.pdf). Наибольшую распространенность рак легкого имеет в странах Азии (особенно в Восточной Азии – 1,012 млн), в Европе (476 тыс.) и Северной Америке (254 тыс.). Меньшие показатели зафиксированы в странах Африки (46,6 тыс.), что связывают с низким уровнем развития медицинского обеспечения и диагностики [1]. В экономически развитых странах заболеваемость раком легкого снижается благодаря активной политике борьбы с курением, а также широкому использованию низкодозной компьютерной томографии в качестве скрининговой технологии [1–6]. Однако смертность при раке легкого по-прежнему остается высокой. В США, например, пятилетняя выживаемость больных немелкоклеточным раком легкого (НМКРЛ) на III–IV стадиях не превышает 10% [2, 7].

В России по данным за 2015–2019 гг. впервые установленный диагноз злокачественного новообразования бронхолегочной системы зарегистрирован у 48,11 ± 1,03 тыс. мужчин и 12,85 ± 0,58 тыс. женщин. Средний прирост заболеваемости злокачественными новообразованиями бронхов, трахеи и легкого в период с 2009 по 2019 г. составил 6,8% на 100 тыс. человек. С учетом данных разных источников кумулятивный риск возникновения рака легкого за эти же годы для обоих полов равен 6,28 ± 1,47% [8–10]. В последние годы в России рак легкого вышел на первое место в структуре общей смертности от злокачественных новообразований: 41,28 ± 0,91 тыс. случаев в год у мужчин и 9,6 ± 0,33 тыс. у женщин, при этом средний возраст умерших от рака легких – 67,06 ± 2,3 года [9, 10]. В Новосибирской области в период с 2015 по 2019 г. выявляемость злокачественных заболеваний трахеи, бронхов и легкого в среднем была 29,41 ± 1,42 на 100 тыс. в год (у мужчин – в среднем 60,7 на 100 тыс., у женщин – 9,77). Средние стандартизованные показатели смертности также высокие: 126,56 ± 2,0 на 100 тыс. населения, при этом для мужчин выше, чем для женщин, – 185,13 ± 3,28 против 92,24 ± 1,94 на 100 тыс. [9, 10].

Из двух основных гистологических типов рака легкого более распространен НМКРЛ с долей в 80–85%; соответственно, на мелкоклеточный рак легкого приходится около 15% случаев [11, 12]. В свою очередь, среди гистологических типов НМКРЛ наиболее часто выявляют плоскоклеточный рак легкого (ПКРЛ) – от 40 до 50% всех случаев НМКРЛ, при этом ПКРЛ относится к агрессивным формам рака, трудно поддающимся лечению. Еще в 40% случаев НМКРЛ диагностируют аденокарциному легкого (АКЛ) [13]. В последнее время проводятся активные клинико-эпидемиологические и молекулярно-генетические исследования рака легкого, что позволило значительно продвинуться в нашем понимании патогенеза этого заболевания. Исследование эпидемиологических характеристик рака легкого и анализ выживаемости пациентов, в том числе с учетом региональных особенностей, играют важную роль в разработке новых способов диагностики и лечения, а также оптимизации организации онкологической помощи. В данной работе нашей целью было провести анализ выживаемости пациентов с НМКРЛ в зависимости от гистологического типа, а также стадии болезни, возраста и пола на основании данных онкологического диспансера Новосибирской области.

Материал и методы

Проведен ретроспективный анализ данных медицинской документации – историй болезни пациентов, проходивших лечение в онкологическом диспансере Новосибирской области в период с 2015 по 2019 г. с диагнозами ПКРЛ (3007 случаев) и АКЛ (3049 случаев). В исследование вошли 4758 мужчин и 1298 женщин, средний возраст выборок составил 68,02 года (мужчины – 66,87, женщины – 69,17 года).

Исследование проведено в соответствии с этическими принципами Хельсинкской декларации Всемирной медицинской ассоциации. Все пациенты при поступлении в онкологический диспансер Новосибирской области подписали информированное согласие на медицинское вмешательство, а также на использование биометрических и медицинских данных в обезличенной форме в научных целях.

С помощью статистических методов и критериев мы исследовали структуру выживаемости данной категории пациентов, определяли наличие зависимости этого показателя от гистологического типа НМКРЛ, стадии заболевания, возраста заболевшего, половой принадлежности пациента.

Обработка и подготовка данных проводились в электронных таблицах. Статистическую обработку осуществляли с использованием пакета анализа данных StatSoft, Inc. (2007) и STATISTICA (data analysis software system), version 8.0.

Исследование выживаемости осуществлялось методом множительных оценок Каплана – Мейера, где оценка выживаемости основана на произведении вероятностей выживаемости в настоящий момент времени на вероятность выживаемости в следующий момент времени, когда событие (смерть) не наступило. Соответственно, были сделаны следующие допущения: цензурированные случаи не влияют на прогноз выживаемости; оценки выживаемости одинаковы для данных, включенных на всех временных сроках исследования; оцениваемое событие происходит непосредственно в анализируемый момент времени. Основная математическая функция, непосредственно применяемая в анализе выживаемости, выглядит как произведение отношений вероятностей: в числителе отношения – разница между общим числом случаев и числом наступивших событий, в знаменателе – общее число событий в данный момент. Графики функции выживания, представленной на рисунках, показывают в каждой своей точке кумулятивную вероятность наступления события (летальности) для каждого нецензурированного случая [14, 15]. Для изучения влияния определенного фактора на медиану выживаемости в подгруппах мы использовали непараметрические критерии: логарифмический ранговый, обобщенный Геханом критерий Уилкоксона, многовыборочный критерий хи-квадрат с процедурой Ментела для сравнения времен жизни. При использовании логарифмического рангового критерия были сделаны следующие допущения: выживаемость в группах сравнения одинакова и различия случайны; выбывание в обеих выборках одинаково; функции выживаемости выборок определяются отношением S2(t) = [S1(t)]Ψ, где Ψ – отношение смертности. Если Ψ равна нулю, выживаемость сравниваемых выборок одинакова и изучаемый фактор влияния не оказывает. Соответственно, при значениях Ψ больше или меньше нуля выживаемость в исследуемых группах больше или меньше относительно друг друга и, таким образом, фактор оказывает значимое влияние.

Тестовая статистика представляет собой отношение суммы разности наблюдаемого и ожидаемого числа событий в определенный момент времени к сумме дисперсии в каждый определенный момент времени. Данный тест рассчитывался в стандартных процедурах пакета, как описано ранее [15, 16]. Для сравнения выборок по выживаемости, категорированных в соответствии с изучаемым фактором, также применялся обобщенный критерий Уилкоксона – Гехана. Метод не требует равенства отношения S2(t) = [S1(t)]Ψ. Идея метода представляет собой сравнение времени жизни пациентов, принадлежащих к разным подгруппам, распределенных с учетом фактора влияния, и присвоении этим разностям значений: -1, 0, +1 – в зависимости от полученного знака разности. Далее, тестовая статистика (Z) представляет собой отношение суммы всех разностей в числителе и стандартную ошибку в знаменателе. Степень отличия от нуля показывает достоверное или недостоверное влияние фактора.

Поскольку в одной группе признака-фактора выживаемость сравнивалась по нескольким подгруппам, основным методом, применяемым в исследовании, был многовыборочный критерий хи-квадрат с процедурой Ментела для сравнения времен жизни, встроенный в пакет анализа. Данный метод представляет собой обобщение нескольких критериев и процедур: логарифмического рангового, критерия Уилкоксона – Гехана, Уилкоксона – Пето. Прежде всего каждому времени жизни рассчитывался его вес (вклад) в общую выживаемость при помощи процедуры Ментеля. Тестовая статистика основывается на расчете отношения суммы квадратов разностей между наблюдаемым весом времени жизни и ожидаемым к оценке дисперсии в знаменателе.

Результаты и обсуждение

На первом этапе исследования проведен анализ выживаемости больных с НМКРЛ (рис. 1) и отдельно больных с ПКРЛ и АКЛ (рис. 2). Анализ Каплана – Мейера показал, что общая функция выживания больных с НМКРЛ, а также выборок, категорированных по гистологическому типу, имеет экспоненциальный вид кривых выживаемости, отражающих высокую летальность в первые 5 лет от установления диагноза: 78, 80,04 и 81,52% для НМКРЛ, ПКРЛ и АКЛ соответственно. Виден также достаточно длинный период выживания (свыше 15 лет) для пациентов, диагностированных на I–II стадии, в возрастной категории старше 60 лет (1,56% пациентов с ПКРЛ и 1,05% пациентов с АКЛ). В 67% случаев диагноз НМКРЛ был впервые установлен на III/IV стадии. Двухлетняя выживаемость для пациентов с ПКРЛ колебалась на уровне 32,67%, с АКЛ – 30,72%. Следует заметить, что медианное значение для всей выборки пациентов было довольно низким и составило 486 дней (табл. 1). При сравнении медианных значений выживаемости для выборок ПКРЛ и АКЛ тестовая статистика показала наличие значимого влияния гистологического типа НМКРЛ на общую выживаемость пациентов (см. рис. 2). Медиана выживаемости пациентов с диагнозом ПКРЛ составила 443 дня при размахе значений от 138 дней (25-й перцентиль) до 1241 дня (75-й перцентиль). Для больных с АКЛ медиана выживаемости оказалась немного выше – 552 дня с соответствующими значениями по нижнему и верхнему квартилям 107 и 1511 дней.

 

Рис. 1. Общая функция выживания при немелкоклеточном раке легкого. Анализ Каплана – Мейера: переменная – количество дней, переменная с индикатором цензуры – цензура; общее количество наблюдений – 6056, достоверных наблюдений – 6010; без цензурирования – 5703 (94,89%), цензурированные – 307 (5,11%)

 

Рис. 2. Общая функция выживания в зависимости от гистологического типа немелкоклеточного рака легкого: А – графики функции выживания (анализ Каплана – Мейера), Б – коробчатые диаграммы (медиана, 25-й и 75-й перцентили, размах); АКЛ – аденокарцинома легкого, ПКРЛ – плоскоклеточный рак легкого

 

Таблица 1. Перцентили общей функции выживания при немелкоклеточном раке легкого и в зависимости от гистологического типа (по данным за 2015–2019 гг.)

Перцентили кумулятивной выживаемости	Среднее значение выживаемости, дни
	НМКРЛ	ПКРЛ	АКЛ
25-й перцентиль (нижний квартиль)	120,0	138,0	107,4
50-й перцентиль (медиана выживаемости)	486,4	443,0	552,2
75-й перцентиль (верхний квартиль)	1378,1	1240,6	1511,2

АКЛ – аденокарцинома легкого, НМКРЛ – немелкоклеточный рак легкого, ПКРЛ – плоскоклеточный рак легкого

 

Основная доля выживших (от 25 до 75%) в случае как ПКРЛ, так и АКЛ укладывалась в период 3,4–4,1 года, а размах различался в 1,27 раза. Медианные значения данного показателя отличались на 25%. При анализе зависимости выживаемости от гистологического типа НМКРЛ установлено, что смещение временного ряда ПКРЛ относительно АКЛ достоверно определялось при сравнении между собой подгрупп пациентов, категорированных по возрастным подгруппам и полу (табл. 2). В этом случае тестовые статистики показали высокую значимость влияния фактора гистологического типа НМКРЛ на выживаемость. Вместе с тем для мужчин оно оказалось не совсем однозначным и статистически значимым было только в категории старше 75 лет (Z = -3,61254; p = 0,00030). Видимо, на выживаемость мужчин с НМКРЛ в возрасте до 61 года оказывают влияние другие коморбидные факторы, не рассматриваемые в рамках данной работы. Это, в целом, могло изменить общую значимость влияния гистологического типа НМКРЛ на показатели выживаемости мужчин (уровень значимости равен 0,01125), поэтому она была ниже, чем у женщин. У них, в свою очередь, гистологический тип НМКРЛ статистически значимо влиял на выживаемость (p = 0,00009), при этом в выборке женщин с АКЛ существенно больше (около 30%), чем в выборке женщин с НМКРЛ (всего 12%), что важно для прогноза и тактики лечения. Что касается влияния гистологического типа на медиану выживаемости по возрастным подгруппам, можно говорить о статистически значимой роли этого фактора начиная с возраста 61 год и старше (где уровень значимости равен 0,00001), поскольку доля мужчин в выборке НМКРЛ преобладающая, а летальность для них, как уже предполагалось выше, связана с другими этиологическими факторами (см. табл. 2). Исследование общей выборки НМКРЛ, распределенной по подгруппам в соответствии со стадией заболевания, показало невысокую достоверность влияния гистологического типа на функцию выживания в таких подгруппах (тестовая статистика равна 1,096354 при уровне значимости 0,27292). Проверка гипотезы о влиянии гистологического типа НМКРЛ на выживаемость при определенной стадии заболевания (двувыборочный критерий Уилкоксона – Гехана) выявила зависимость выживаемости от гистологического типа только на IV стадии (p = 0,000001); медиана выживаемости при АКЛ IV стадии была 80 дней, при ПКРЛ IV стадии – 104 дня.

 

Таблица 2. Сравнение выборок пациентов с плоскоклеточным раком легкого и аденокарциномой легкого критерием хи-квадрат с процедурой Ментеля (по данным за 2015–2019 гг.)

Группы сравнения	Характеристика данных, абс. (%)		Тестовая статистика и уровень значимости
Группа, категорированная по полу:
мужчины	Общее количество наблюдений	4758	Z = -2,53470 p = 0,01125
	Общее количество достоверных наблюдений, из них:	4723
	без цензурирования	4495 (95,17)
	цензурированных	228 (4,83)
женщины	Общее количество наблюдений	1298	Z = 3,926186 p = 0,00009
	Общее количество достоверных наблюдений, из них:	1287
	без цензурирования	1208 (93,86)
	цензурированных	79 (6,14)
Возрастная группа
до 50 лет	Общее количество наблюдений	262	Z = 3,205829 p = 0,00135
	Общее количество достоверных наблюдений, из них:	261
	без цензурирования	253 (96,93)
	цензурированных	8 (3,07)
от 51 до 60 лет	Общее количество наблюдений	1134	Z = 0,4230396 p = 0,67227
	Общее количество достоверных наблюдений, из них:	1131
	без цензурирования	1090 (96,37)
	цензурированных	41 (3,63)
от 61 до 75 лет	Общее количество наблюдений	1956	Z = -12,0614 p = 0,000001
	Общее количество достоверных наблюдений, из них:	1447
	без цензурирования	1372 (94,82)
	цензурированных	75 (5,18)
старше 75 лет	Общее количество наблюдений	607	Z = -6,66636 p = 0,000001
	Общее количество достоверных наблюдений, из них:	607
	без цензурирования	545 (90,45)
	цензурированных	62 (9,55)

АКЛ – аденокарцинома легкого, ПКРЛ – плоскоклеточный рак легкого

Переменная – количество дней, вычисленное на основе данных (столбец «Характеристика данных»); переменная с индикатором цензуры – подвергнута цензурированию; группирующая переменная – гистологический тип

 

Таким образом, гистологический тип значимо влияет на выживаемость пациентов с диагнозом ПКРЛ и АКЛ, особенно это важно для пациентов с АКЛ. Общая выживаемость больных НМКРЛ в Новосибирской области сравнима с общемировыми показателями: 2-летняя выживаемость находится в пределах 30–40%, 5-летняя – 19–20% [2]. Следует отметить, что другие исследователи также рекомендуют анализировать показатели выживаемости пациентов с НМКРЛ по отдельным гистологическим типам [2, 17]. Наши результаты показали, что выживаемость больных ПКРЛ в целом ниже, чем больных АКЛ.

Дальнейшее изучение влияния на выживаемость таких факторов, как стадия заболевания, возраст, пол пациента проводили раздельно для ПКРЛ и АКЛ.

Полученные результаты позволили достоверно разделить каждую выборку ПКРЛ и АКЛ по среднеранжированным показателям выживаемости на 4 подгруппы по клинической стадии: I, II, III и IV (рис. 3). Графики функции выживания в зависимости от стадии заболевания закономерно меняли степень вогнутости и величину размаха от I к IV стадии для обоих вариантов рака легкого. Медиана выживаемости в подгруппах от I к IV стадии имела достоверные различия для ПКРЛ и АКЛ, наблюдалось закономерное уменьшение медианы выживаемости от I к IV стадии. Тестовые статистики (критерий хи-квадрат с процедурой Ментела) подтвердили статистически значимое различие в выживаемости пациентов в зависимости от стадии заболевания.

 

Рис. 3. Общая функция выживания в зависимости от возраста: А – при плоскоклеточном раке легкого (данные анализа Каплана – Мейера: общее количество наблюдений – 3007; переменная – количество дней, вычисленное на основе цензурируемых наблюдений; группирующая переменная – возраст; количество достоверных наблюдений – 3006; без цензурирования – 2923 (99,97%); подвергнуто цензурированию – 83 (2,76%); тестовая статистика хи-квадрат = 86,67243, df = 3, p = 0,000001); Б – при аденокарциноме легкого (данные анализа Каплана – Мейера: общее количество наблюдений – 3049; переменная – количество дней, вычисленное на основе цензурируемых наблюдений; группирующая переменная – стадия; количество достоверных наблюдений – 3004; без цензурирования – 2780 (92,54%); подвергнуто цензурированию – 224 (7,46%); тестовая статистика хи-квадрат = 24,15292, df = 3, p = 0,00002)

 

Как видно из рис. 3, основная доля больных (55–61%) была в диапазоне от 61 до 75 лет, при этом структура выживаемости для ПКРЛ несколько отличалась от таковой для АКЛ. Наименее благоприятный прогноз отмечен для пациентов младше 50 лет, наиболее благоприятный – для пациентов старше 75 лет. Для ПКРЛ типично монотонное возрастание медианы от младшей возрастной группы (до 50 лет) к группе пациентов старше 75 лет (медиана меняется в 3,9 раза, от 6 месяцев до 2 лет). Показательно, что максимальные значения выживаемости 10–15 лет характерны для возрастной группы 61 год и старше с ПКРЛ I и II стадий. Для АКЛ наблюдали нелинейное изменение медианы в категорированных подгруппах. Наибольшие значения медианы отмечены в возрастной группе от 61 до 75 лет (577 дней), наименьшие – в выборке от 51 года до 60 лет (331 день). Необходимо заметить, что существенная доля пациентов в возрасте 51–60 лет имела III или IV стадию заболевания. Если рассматривать более детальную градацию по возрасту – от 30–40-летних к пациентам старше 60 лет – показатель выживаемости изменялся до 6,44 раза для больных ПКРЛ и до 3,35 раза для больных АКЛ, то есть прогноз для более возрастных пациентов на той же стадии развития заболевания благоприятнее. В среднем медиана колебалась от полугода до 4 лет для ПКРЛ и от 11 месяцев до полутора лет для АКЛ. В нашем исследовании основную долю пациентов с диагнозом ПКРЛ и АКЛ составляли люди в возрасте старше 50 лет (97 и 95% соответственно), что близко к общемировым показателям возрастного критерия заболеваемости раком. Например, в США этот показатель составляет 65–80 лет (в среднем 71 год), 90% диагностированных случаев приходится на пациентов старше 55 лет [1, 2].

Анализ выживаемости по половой принадлежности показал неоднозначное распределение влияния данного фактора для пациентов с ПКРЛ и АКЛ. В группе больных ПКРЛ мужчин было 87%, в группе больных АКЛ – 73%. Медиана выживаемости женщин с АКЛ была выше, чем аналогичный показатель у мужчин: 329 дней против 169 дней (логарифмический ранговый критерий; p = 0,000001).Для ПКРЛ статистически значимого влияния признака на медиану не выявилось (рис. 4А). Видно, что мужчины и женщины принадлежали к одной выборочной совокупности, медианы выживаемости составляли для мужчин 445 дней, для женщин 414, при этом размах, асимметрия и эксцесс оказались примерно равные. Проверка была осуществлена с помощью логарифмического рангового критерия и критерия хи-квадрат с процедурой Ментеля, контрольная статистика равна 0,0087217 при уровне значимости 0,9256. Таким образом, различий в выживаемости мужчин и женщин с диагнозом ПКРЛ не обнаружено.

 

Рис. 4. Общая функция выживания в зависимости от пола: А – при плоскоклеточном раке легкого (данные анализа Каплана – Мейера: общее количество наблюдений – 3007; переменная – количество дней, вычисленное на основе цензурируемых наблюдений; группирующая переменная – возраст; количество достоверных наблюдений – 3006; без цензурирования – 2923 (99,97%); подвергнуто цензурированию – 83 (2,76%); тестовая статистика Z = 0,0098290, p = 0,99216. Влияние фактора «пол» не значимо); Б – при аденокарциноме легкого (данные анализа Каплана – Мейера: общее количество наблюдений – 3049; переменная – количество дней, вычисленное на основе цензурируемых наблюдений; группирующая переменная – стадия; количество достоверных наблюдений – 3004; без цензурирования – 2780 (92,54%); подвергнуто цензурированию – 224 (7,46%); тестовая статистика Z = 7,57835, p = 0,00000)

 

Для выборки пациентов с АКЛ медиана выживаемости у женщин была в 2,01 раза выше, чем таковая у мужчин, и составляла 2 года и 1 год соответственно, размах и верхние квартильные значения показателя выживаемости (75%) так же были в 2,7 раза выше у женщин с данным диагнозом (рис. 4Б). Статистическая значимость влияния фактора половой принадлежности на выживаемость пациентов при АКЛ проверялась логарифмическим ранговым и обобщенным критерием Уилкоксона – Гехана. Таким образом, в обеих выборках доля мужчин с ПКРЛ была значительно ниже, чем доля женщин: 87,81% против 9,21%, тогда как для АКЛ характерна более высокая доля женщин – 30,34%. Эти результаты могут свидетельствовать о роли гормональных факторов в патогенезе рака легких, что следует из современных молекулярно-биологических исследований [18, 19]. Нельзя также исключать роль социально-поведенческих факторов, влияющих на продолжительность жизни в целом, отношения к своему здоровью, различия отягощающих анамнез вредных привычек у мужчин и женщин.

Заключение

В настоящей работе впервые на базе данных пациентов Новосибирской области проведен анализ выживаемости большой выборки больных (n = 5263) с НМКРЛ в зависимости от гистологического типа, возраста, пола. Установлено, что медиана выживаемости пациентов с диагнозами ПКРЛ и АКЛ имела низкие значения: 443 и 552,2 дня соответственно. Пятилетняя выживаемость составила 19,96% для ПКРЛ и 18,45% для АКЛ. Фактор возраста играл существенную роль в прогнозе заболевания: наименее благоприятный прогноз характерен для возрастной группы пациентов до 50 лет, в этой группе медиана выживаемости была менее 5 месяцев, тогда как для пациентов старше этого возраста данный показатель возрастал до 2 лет. Поздняя стадия заболевания существенно снижала выживаемость, большинству пациентов (53–58%) диагноз НМКРЛ устанавливался на III/IV стадиях, при этом пациенты в возрасте старше 50 лет составляли 95–97%. В общей структуре заболеваемости доля женщин с диагнозом ПКРЛ (12,37%) была значительно меньше доли мужчин. Доля женщин с диагнозом АКЛ была выше и в среднем составила 30,34%. Женщины с диагнозом АКЛ на 3% раньше диагностировались на I–II стадиях и были на 2–3 года старше мужчин на этих же стадиях заболевания, а функция выживания для них имела более длительный размах: от 2,5 до 16,5 года (25-й и 75-й перцентили). При ПКРЛ различия между полами ни по медиане выживания, ни по размаху статистически не значимы. Таким образом, анализ выживаемости пациентов с диагнозами ПКРЛ и АКЛ в Новосибирской области за пятилетний период показал, что стадия заболевания и возраст достоверно влияют на медиану выживаемости. Выявленные особенности позволят оптимизировать работу онкологической службы Новосибирской области по диагностике НМКРЛ и ведению этой когорты пациентов.

Дополнительная информация

Финансирование

Работа поддержана грантом Российского научного фонда № 22-15-00065.

Конфликт интересов

Авторы декларируют отсутствие явных и потенциальных конфликтов интересов, связанных с публикацией настоящей статьи.

Участие авторов

Г.Е. Чернова – концепция и дизайн статьи, подготовка, статистическая обработка и анализ полученных данных, написание текста; В.В. Козлов – концепция и дизайн исследования, сбор данных, анализ результатов, редактирование рукописи; Л.Ф. Гуляева – концепция и дизайн исследования, редактирование текста, утверждение итогового варианта текста 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.

Об авторах

Галина Евгеньевна Чернова

ФГАОУ ВО «Новосибирский национальный исследовательский государственный университет»

Email: chernovagalina154@gmail.com
ORCID iD: 0000-0002-6949-1202

студентка 6-го курса Института медицины и психологии В. Зельмана

Россия, 630090, Новосибирск, ул. Пирогова, 1

Вадим Викторович Козлов

ГБУЗ НСО «Новосибирский областной клинический онкологический диспансер»; ФГБНУ «Научно-исследовательский институт молекулярной биологии и биофизики» – структурное подразделение ФГБНУ «Федеральный исследовательский центр фундаментальной и трансляционной медицины»

Email: vadimkozlov80@mail.ru
ORCID iD: 0000-0003-3211-5139

канд. мед. наук, заведующий онкологическим отделением № 3, научный сотрудник

Россия, 630108, Новосибирск, ул. Плахотного, 2; 630117, Новосибирск, ул. Тимакова, 2/12

Людмила Федоровна Гуляева

ФГАОУ ВО «Новосибирский национальный исследовательский государственный университет»; ФГБНУ «Научно-исследовательский институт молекулярной биологии и биофизики» – структурное подразделение ФГБНУ «Федеральный исследовательский центр фундаментальной и трансляционной медицины»

Автор, ответственный за переписку.
Email: lfgulyaeva@gmail.com
ORCID iD: 0000-0002-7693-3777

д-р биол. наук, профессор, заведующая кафедрой клинической биохимии Института медицины и психологии В. Зельмана, руководитель лаборатории молекулярных механизмов канцерогенеза

Россия, 630090, Новосибирск, ул. Пирогова, 1; 630117, Новосибирск, ул. Тимакова, 2/12

Список литературы

Дополнительные файлы