JOURNAL OF CLINICAL ONCOLOGY

TOM 6 NUMER 4 SIERPIEŃ 2008 JOURNAL OF CLINICAL ONCOLOGY PRACA ORYGINALNA Chemioterapia wielolekowa z udziałem taksoidów w ramach uzupełniającej chemioterapii we wczesnym raku piersi: metaanaliza randomizowanych badań klinicznych Michele De Laurentiis, Giuseppe Cancello, Diego D Agostino, Mario Giuliano, Antonio Giordano, Emilia Montagna, Rossella Lauria, Valeria Forestieri, Angela Esposito, Lucrezia Silvestro, Roberta Pennecchio, Carmen Criscitiello, Agnese Montanino, Gennaro Limite, Angelo Raffaele Bianco i Sabino De Placido Dipartimento di Endocrinologia ed Oncologia Molecolare e Clinica, Università di Napoli Federico II ; Dipartimento di Chirurgia Generale, Oncologica e Videoassistita, Università di Napoli Federico II, Napoli, Italy. Otrzymano 9 marca 2007; zaakceptowano 26 września 2007. Wsparte grantem nr 1044: grant regionalny AIRC (Associazione Italiana Ricerca sul Cancro). Oświadczenia autorów na temat potencjalnych konfliktów interesów oraz wkład poszczególnych autorów zamieszczono na końcu artykułu. Prośby o przedruki należy adresować: MicheleDeLaurentiis,MD,PhD,Dipartimento di Endocrinologia ed Oncologia Molecolare e Clinica, Università Federico II, via Sergio Pansini, 5, 80131, Napoli, Italy; e-mail: delauren@unina.it; e-mail: michele.delaurentis@unina.it. 2008 by American Society of Clinical Oncology 0732-183X/08/2601-44/$20.00 DOI: 10.1200/JCO.2007.11.3787 S T R E S Z C Z E N I E Cel Przeprowadziliśmy metaanalizę randomizowanych badań klinicznych, w których oceniano skuteczność dołączenia taksoidów do schematów chemioterapii z antracyklinami w leczeniu wczesnego raka piersi (early breast cancer, EBC). Celem metaanalizy była ocena, czy takie postępowanie poprawia przeżycie wolne od objawów choroby (disease-free survival, DFS) i przeżycie całkowite (overall survival, OS) oraz czy korzyści te zostają zachowane w odpowiednich podgrupach chorych. Metody Badania zostały zidentyfikowane przy użyciu bazy danych PubMed oraz materiałów z głównych konferencji. Z każdego badania wyodrębniliśmy ilorazy hazardu (hazard ratio, HR) oraz 95% CI dla DFS i OS oraz uzyskaliśmy zbiorcze oszacowanie przy użyciu modelu odwrotności wariancji. Wyniki Metaanaliza objęła 13 badań (n = 22 903 chore). Sumaryczny HR wyniósł 0,83 (95% CI, od 0,79 do 0,87; P! 0,00001) dla DFS i 0,85 (95% CI, od 0,79 do 0,91; P! 0,00001) dla OS. Na zmniejszenie ryzyka nie miały wpływu rodzaj taksoidu, ekspresja receptorów estrogenowych (estrogen receptor, ER), liczba zajętych węzłów chłonnych pachowych (N1 do N3 wobec N4+) oraz wiek/stan menopauzalny chorych. Analiza czułości wykazała, że taksoidy zastosowane w połączeniu z antracyklinami, w przeciwieństwie do leczenia sekwencyjnego, nie przyniosły istotnej poprawy OS. Test interakcji wykazał jednak, że HR nie różnił się między oboma schematami (P = 0,54). Stosowanie taksoidów zmniejszało bezwzględne ryzyko 5-letnie o 5% dla DFS i o 3% dla OS. Wniosek Dołączenie taksoidów do schematów chemioterapii z antracyklinami poprawia DFS i OS u chorych na EBC z grupy wysokiego ryzyka. Korzyść w zakresie DFS była niezależna od ekspresji ER, stopnia zajęcia węzłów chłonnych, rodzaju taksoidu, wieku/stanu menopauzalnego chorych oraz od schematu podawania leków. J Clin Oncol 26:44-53. 2008 przez Amerykańskie Towarzystwo Onkologii Klinicznej WSTĘP Chemioterapia uzupełniająca oparta na kombinacjach leków cytotoksycznych zmniejsza ryzyko nawrotu radykalnie usuniętych wczesnych raków piersi (early breast cancer, EBC). y wielolekowe z antracyklinami są zasadniczo skuteczniejsze od wcześniej stosowanych schematów (np. cyklofosfamid-metotreksat-fluorouracyl, CMF) i stały się standardem w leczeniu uzupełniającym większości chorych na raka piersi. 1,2 Taksoidy stały się ostatnio najaktywniejszymi lekami cytotoksycznymi w leczeniu raka piersi. W chorobie rozsianej leki te były aktywne w leczeniu choroby opornej na antracykliny, a w badaniach III fazy taksoidy w monoterapii okazały się co najmniej tak samo aktywne, a czasami aktywniejsze niż antracykliny w monoterapii. 3-5 Ponadto połączenie antracyklin i taksoidów dało lepszy odsetek odpowiedzi i, w niektórych przypadkach, dłuższy czas do progresji niż standardowe schematy z antracyklinami. 6 W związku z tym połączenia taksoidów z antracyklinami są obecnie powszechnie stosowane jako standardowe leczenie pierwszej linii w zaawansowanym raku piersi. Wyniki badań III fazy doprowadziły do przeprowadzenia randomizowanych badań 231

De Laurentiis i wsp. klinicznych zaprojektowanych w celu oceny skuteczności taksoidówstosowanychwpołączeniuzantracyklinamilub w leczeniu sekwencyjnym ze schematami zawierającymi antracykliny w ramach uzupełniającego leczenia chorych na EBC. Większość opublikowanych do tej pory danych (choć nie wszystkie z nich) pokazuje istotną poprawę w zakresie przeżycia wolnego od objawów choroby (diseasefree survival, DFS) przy leczeniu taksoidami w porównaniu z grupą kontrolną, leczoną schematami opartymi na antracyklinach. 7-20 Pomimo to rola chemioterapii opartej na taksoidach w leczeniu uzupełniającym EBC pozostaje kontrowersyjna. Przykładowo, zysk w zakresie przeżycia całkowitego (overall survival, OS) stwierdzono jedynie w kilku badaniach. 8,10,14,17 Ponadto niewyjaśniona pozostaje kwestia, czy schematy oparte na taksoidach przyniosą wymierną korzyść chorym, u których zajęte są cztery lub więcej pachowych węzłów chłonnych (N4+), ponieważ w analizie podgrup niektórych badań wykazano niższą korzyść lub jej brak wśród tych chorych. 14,17 Jedną z głównych kwestii pozostaje jednak pytanie, czy chorzy z guzami wrażliwymi na hormonoterapię odnoszą korzyść z leczenia uzupełniającego z zastosowaniem taksoidów. W większości przeprowadzonych dotychczas badań nie stwierdzono istotnej korzyści w tej podgrupie; 7,8,10,16,20 dlatego międzynarodowy panel ekspertów ds. leczenia raka piersi nie zalecał stosowania chemioterapii opartej na taksoidach w leczeniu hormonowrażliwych raków piersi. 1 Ten brak korzyści w pojedynczych badaniach może być jednak przypadkowy lubspowodowanyniskąmocąstatystycznąanalizpodgrup. W tych okolicznościach przeprowadziliśmy metaanalizę randomizowanych badań klinicznych, aby znaleźć odpowiedzi na pytania dotyczące skuteczności leczenia uzupełniającego opartego na taksoidach, w szczególności w znaczących podgrupach chorych na EBC. METODY Przegląd został przeprowadzony zgodnie z uprzednio zdefiniowanym pisemnym protokołem stworzonym przez M.D.L., który koordynował także dyskusję wśród wszystkich autorów w celu osiągnięcia konsensusu w sprawie każdej określonej kwestii metodologicznej. Identyfikacja badań Badania zostały zidentyfikowane przez komputerowe przeszukiwanie bazy danych PubMed (lata 2000 2006) przy użyciu następujących słów kluczowych: breast cancer and (paclitaxel or docetaxel), czyli rak piersi i (paklitaksel lub docetaksel). W celu zidentyfikowania związanych z omawianą kwestią, niepublikowanych badań, przeprowadzono komputerowe poszukiwania streszczeń i prezentacji ogłaszanych podczas corocznych Spotkań Amerykańskiego Towarzystwa Onkologii Klinicznej odbywających się w latach 2000 2006 oraz podczas San Antonio Breast Cancer Symposium w latach 2000 2005. Na koniec wszystkie artykuły przeglądowe oraz wszystkie odsyłacze w tekstach wyszukanych artykułów zostały rozpatrzone pod względem wyłonienia stosownych badań. Kryteria wyboru Włączone do metaanalizy badania musiały spełnić następujące kryteria włączenia: (1) wczesny rak piersi; (2) leczenie uzupełniające; (3) randomizowane badanie kliniczne porównujące schemat oparty na taksoidzie i antracyklinie ze schematem opartym na antracyklinie. Badania spełniające te kryteria były wyłączane z analizy, jeśli wyszukana praca była wcześniejszym doniesieniem dotyczącym danych uaktualnionych w kolejnym artykule, streszczeniu lub prezentacji. Wyniki leczenia uwzględnione w analizie Głównymi wynikami leczenia poddanymi analizie były DFS i OS. Zdarzenia związane z DFS obejmowały drugiego pierwotnego raka piersi, miejscowy lub odległy nawrót pierwotnego raka lub zgon, o ile nie podano inaczej (Tabela 1). Dane pochodzące ze wszystkich badań były oparte na zasadzie zgodności z zamiarem leczenia tak, że porównywały one wszystkie kobiety otrzymujące jeden rodzaj leczenia z wszystkimi otrzymującymi inne leczenie, niezależnie od przestrzegania protokołu badania. Efekt leczenia dla każdego z badań został wyrażony jako iloraz hazardu (hazard ratio, HR) dla ramienia z leczeniem taksoidami nad ramieniem ze standardowym leczeniem antracyklinami. W związku z tym, HR wyższy od jedności przemawia na korzyść ramienia ze standardowym leczeniem, podczas gdy HR mniejsze niż 1 przemawia za leczeniem taksoidami. Dla każdej punktowej oceny obliczone zostały 95% CI. Wyłonienie danych Z każdego doniesienia uzyskano następujące dane: schemat badania, szczegóły dotyczące schematu leczenia, przydzielone do badania chore, stan węzłów chłonnych, mediana czasu obserwacji, HR dla całych badanych populacji i dla głównych podgrup chorych (o ile jest on dostępny) oraz rok publikacji. Dane z każdego z doniesień były niezależnie pozyskiwane przez A.G. i M.G. przy użyciu standardowego formularza rejestrowania danych. Następnie uzyskane dane były przeglądane i porównywane przez M.D.L. i G.C. Przypadki braku zgodności między obu badaczami były rozwiązywane podczas konsultacji. We wszystkich możliwych sytuacjach wykorzystywano opublikowane HR z 95% CI. Jeśli HR nie były bezpośrednio określone, obliczano je przez wartość p w teście statystycznym log-rank. 21 W dwóch badaniach, 10,16 opublikowane HR odnosiły się raczej do ramienia ze standardowym leczeniem niż do ramienia z taksoidami (tj. HR 1 na korzyść taksoidów) i dlatego zostały ponownie obliczone poprzez przyjęcie wykładniczej funkcji o wykładniku 1n(HR), aby utrzymać spójność z innymi badaniami. W przypadku, gdy HR nie były bezpośrednio publikowane w oryginalnym badaniu, obliczano je pośrednio przy użyciu albo opublikowanej liczby zdarzeń i odpowiadającej im wartości P dla testów log-rank, albo poprzez odczytywanie krzywych przeżyć jak zasugerował Parmar i wsp. 21 W celu zredukowania błędów odczytu oryginalne krzywe przeżyć zostały odtworzone cyfrowo i powiększone, a pozyskiwanie danych zostało oparte na odczycie elektronicznych współrzędnych dla każdego interesującego nas punktu. Synteza danych Sumaryczne HR obliczono poprzez model efektów stałych zgodnie z metodą odwrotności wariancji. 22 Zastosowaliśmy także model efektu losowego DerSimoniana i Lairda. 23 Pozwala on na właściwsze oszacowanie przeciętnego efektu leczenia, jeżeli badania są statystycznie niejednorodne i zwykle przynosi szersze CI, prowadząc tym samym do bardziej konserwatyw- 232 JOURNAL OF CLINICAL ONCOLOGY

Chemioterapia wielolekowa z udziałem taksoidów Badanie M.D. Anderson (MDACC2002) 7 2002* Status N Liczba chorych Tabela 1. Charakterystyka badań włączonych do metaanalizy Dane publikowane przez autorów Mediana obserwacji DFS OS (miesiące) Odsetek P 95% CI Zdarzenia Odsetek P 95% CI Zgony Uwagi N /N+ 524 60 0,70 0,09 0,47 do 1,07 NR Głównym punktem końcowym jest RFS, ale nie opublikowano jego definicji -F500 A50 C500 8 259 53 -P250 4 o F500 A50 C500 4 265 39 CALGB 9344 8 2003 N+ 3121 69 0,83 0,013 0,73 do 0,94 0,82 0,0061 0,71 do 0,95 DFS nie obejmuje drugich pierwotnych raków piersi A(różne dawki) C 4 1570 563 400 A(różne dawki) C 4 o P 175 4 1551 491 342 Anglo-Celtic 15 2005 N /N+ 363 32 NR NR Głównym punktem końcowym jest RFS, ale nie opublikowano jego definicji A60 C600 6 o S 180 55 28 A60 D75 6 o S 183 45 25 BCIRG 001 14 2005 N+ 1491 55 0,72 0,001 0,59 do 0,88 0,70 0,008 0,53 do 0,91 DFS obejmuje także drugie pierwotne nowotwory, poza rakiem piersi F500 A50 C500 6 746 227 130 D75 A50 C500 6 745 172 91 ECOG E 2197 16 2005 N /N+ 2885 59 1,03 0,70 0,86 do 1,25 1,09 0,49 0,85 do 1,40 Dane pochodzą z ustnej prezentacji. Podane przez autora HR są wyższe dla ramienia z taksoidami niż dla ramienia kontrolnego (HR 1 na korzyść taksoidów) A60 C600 4 1441 219 125 A60 D600 4 1444 213 117 ECTO 11 2005 N /N+ 1355 43 0,65 0,01 0,47 do 0,90 0,71 0,16 NR Dane pochodzą z ustnej prezentacji i odnoszą się do analizy Coxa. Głównym punktem końcowym jest czas wolny od progresji (FFP) definiowany jako odstęp czasu od losowego przydziału do pierwszego dowodu na progresję lub nawrót raka piersi A-A60 4 o CMF 4 453 91 41 Zdarzenia i zgony: ramię B wobec ramienia A B-A60 P200 4 o CMF 4 451 63 30 Zdarzenia i zgony: ramię B wobec ramienia A C-A60 P200 4 o CMF 4 o S 451 78 32 Zdarzenia i zgony: ramię B wobec ramienia A GEICAM 9906 13 2005 N+ 1248 46 0,63 0,001 0,48 do 0,83 0,74 0,14 NR HR pochodzą z analizy Coxa; definicja DFS nie została opublikowana F600 E90 C600 6 634 128 49 F600 E90 4 o P100 8 tyg. 614 83 34 HeCOG 10/97 10 2005 N /N+ 595 62 1,16 0,31 0,87 do 1,55 2,42 0,02 1,17 do 4,99 HR pochodzą z analizy Coxa; HR publikowane przez autorów są dla ramienia z taksoidami względem ramieniem kontrolnym (HR 1na korzyść taksoidów) E110 4 o CMF 298 98 61 4 E110 3 o P250 3 o CMF 3 297 91 53 www.jco.org 233

De Laurentiis i wsp. Status N Liczba chorych Tabela 1. Charakterystyka badań włączonych do metaanalizy Dane publikowane przez autorów Mediana obserwacji DFS OS (miesiące) Odsetek P 95% CI Zdarzenia Odsetek P 95% CI Zgony Uwagi Badanie NSABP B28 12 2005 N+ 3059 64,6 0,83 0,006 0,72 do 0,96 0,93 0,46 0,78 do 1,12 DFS obejmuje drugie pierwotne nowotwory poza rakiem piersi A6 OC600 4 1531 463 255 A60 C600 4 1528 400 243 o P225 4 BIG 2-98 20 (TAX-315) N+ 2877 62,5 0,86 0,051 0,74 do 1,00 0,92 0,34 0,75 do 1,13 Dane pochodzą z ustnej prezentacji. 2006 (Ramię 3 + Ramię 4 wobec (Ramię 3 + Ramię 4 wobec Ramienia 1 + Ramienia 2) Ramienia 1 + Ramienia 2) Definicja DFS nie została opublikowana 1-A75 4 o CMF 481 266 143 3 2-A60 C600 4 487 o CMF 3 3-A75 3 o D100 960 466 260 3 o CMF 3 4-A50 D75 4 o CMF 3 959 NSABP B27 9 2006 N-/N+ 2404 77,9 0,90 0,24 0,76 do 1,06 1,08 0,51 NR DFS obejmuje także wszystkie klinicznie nieoperacyjne zmiany resztkowe podczas zabiegu oraz wtórne nowotwory poza rakiem piersi; ramię III wobec ramienia I I-A60 C600 4 o S 802 276 157 II-A60 C600 4 803 260 156 o D100 4 o S III-A60 C600 4 o S o D100 4 799 254 171 PACS 01 17 2006 N+ 1999 60 0,82 0,034 0,69 do 0,99 0,73 0,014 0,56 do 0,94 Dane pochodzą z ustnej prezentacji i odnoszą się do analizy Coxa; definicja DFS nie została opublikowana F500 E100 C500 6 1003 264 130 F500 E100 C500 3 o D100 3 996 218 135 TAXIT 216 19 2006 N+ 972 53,6 0,79 0,058 0,61 do 1,00 0,72 0,08 0,5 do 1,04 Dane pochodzą z ustnej prezentacji; DFS obejmuje drugie pierwotne nowotwory, z wyjątkiem raka piersi E120 3 o CMF 486 138 70 3 E120 3 o D100 3 o CMF 3 486 115 51 UWAGA. Oba ramiona i wszystkie leki co 14 dni. Skróty: P paklitaksel; D docetaksel; E epidoksorubicyna; A doksorubicyna; S zabieg operacyjny; NR nie podano; DFS przeżycie wolne od objawów choroby; OS przeżycie całkowite; RFS przeżycie wolne od nawrotu; HR iloraz hazardu. *M.D. Anderson: fluorouracyl: dni 1, 4; doksorubicyna 72-godzinny wlew ciągły; paklitaksel 24-godzinny wlew ciągły. CALGB 9344: A (różne dawki): doksorubicyna 60, 75 lub 90 mg/m 2. ECTO CMF: cyklofosfamid 600 mg/m 2 ; metotreksat 40 mg/m 2 ; fluorouracyl 600 mg/m 2, dni 1., 8., rytm 28 dni. HeCOG 10/97 CMF: cyklofosfamid 840 mg/m 2 ; metotreksat 57 mg/m 2 ; fluorouracyl 840 mg/m 2. TAXIT 216 CMF: cyklofosfamid 600 mg/m 2 ; metotreksat 40 mg/m 2 ; fluorouracyl 600 mg/m 2, dni 1., 8., rytm 28 dni. BIG 2 98 CMF: cyklofosfamid 100 mg/m 2 doustnie w dniach 1. 14.; metotreksat 40 mg/m 2 ; fluorouracyl 600 mg/m 2, dni 1., 8., rytm 28 dni. nych wniosków statystycznych. Założenie jednorodności sprawdzono testem statystycznym Q Cochrana. 24 W celu uzyskania liczbowej wartości stopnia niespójności w wynikach badań obliczyliśmy wskaźnik I 2 Higginsa. Wskaźnik ten opisuje odsetek całkowitej wariancji dla całości badania, która spowodowana jest raczej niejednorodnością niż przypadkiem. 25 Potencjalny błąd systematyczny związany z publikacją został oszacowany przy użyciu testu Begga Mazumdar 26 i testu Eggera. 27 W celu przedstawienia wyników dla wszystkich analiz stworzono wykresy typu forest plot. Analiza czułości przeprowadzona została przez ponowne obliczenie sumarycznych HR dla różnych podgrup badań na 234 JOURNAL OF CLINICAL ONCOLOGY

Chemioterapia wielolekowa z udziałem taksoidów Ryc. 1. Metaanaliza przeżycia wolnego od objawów choroby (DFS). Badania zostały pogrupowane według rodzaju zastosowanego taksoidu. W każdej grupie badania zostały uszeregowane zgodnie z rokiem publikacji i porządkiem alfabetycznym; kwadraty na wykresie ilorazu hazardu są proporcjonalne do wagi każdego z badań; ważenie przeprowadzono według metody odwrotności wariancji. podstawie istotnych cech klinicznych. Analiza ta służy do oceny, czy sumaryczne obliczenia są stałe, czy też zależą od pewnych cech badań zawartych w metaanalizie. W rezultacie pokazuje, czy zmiany w kryteriach wyboru badań do metaanalizy miałyby wpływ na całkowity wynik. Analiza podgrup została przeprowadzona na drodze sumarycznych obliczeń dla podobnych podgrup chorych z wszystkich badań, dla których było to możliwe. Test interakcji pomiędzy wynikami leczenia a czynnikami w danej podgrupie został obliczony zgodnie z Deeksem i wsp. 28 Zgodnie z sugestią Parmara i wsp., 21 w celu oszacowania całkowitych zysków w DFS i OS obliczyliśmy metaanalityczne krzywe przeżycia. Wszystkie obliczenia statystyczne zostały przeprowadzone na drodze procedur komputerowych stworzonych w ośrodku prowadzącym metaanalizę. WYNIKI Wyniki przeszukiwania literatury Zidentyfikowano 14 badań, 7-20 z których wyłączono badanie US Oncology przeprowadzone przez Jonesa i wsp. 18 ponieważ badano w nim rolę taksoidów w zastępstwie (a nie jako dodatek do) antracyklin. Z tego powodu zbiorczą analizą główną objęto 13 badań (22 903 chorych). W Tabeli 1 przedstawiono zidentyfikowane badania oraz ich główne cechy charakterystyczne. Całkowity wpływ taksoidów na ryzyko nawrotu Ilorazy hazardu dla DFS były dostępne, bezpośrednio lub pośrednio, dla wszystkich 13 badań uwzględniających Tabela 2. Analiza czułości dla niektórych istotnych grup badań DFS Efekt stały Efekt losowy Efekt stały Efekt losowy Liczba Test różnorodności P chorych HR 95% CI HR 95% Liczba chorych HR 95% CI HR 95% CI CI OS Test różnorodności P Badania ze schematami 7540 0,84 0,76 do 0,93 0,84 0,73 do 0,96 0,14 7540 0,89 0,79 do 1,02 0,84 0,67 do 1,06 0,02 wielolekowymi* Badania z leczeniem 5363 0,83 0,78 do 0,88 0,83 0,78 do 0,88 0,39 14 839 0,86 0,79 do 0,93 0,83 0,74 do 0,94 0,09 sekwencyjnym Badania dotyczące tylko chorych z cechą N+1 14 777 0,81 0,76 do 0,86 0,81 0,76 do 0,86 0,47 14 777 0,83 0,76 do 0,90 0,83 0,76 do 0,90 0,44 Skróty: DFS przeżycie wolne od objawów choroby; OS przeżycie całkowite; HR iloraz hazardu; ETO; BCIRG; ECOG; CALGB; PACS; GEICAM; HeCOG; NSABP; BIG; TAXIT. *Anglo-Celtic, BCIRG 001, ECOG E2197, ECTO, BIG2 98 (AT wobec AC). M.D. Anderson, CALGB B9344, PACS 01, GEICAM9906, HeCOG, NSABP B28, BIG 2 98 (A- T wobec A), NSABP B27, TAXIT 216. CALGB B9344, PACS 01, BCIRG-001, GEICAM 9906, NSABP B28, BIG 2-98, TAXIT 216. www.jco.org 235

De Laurentiis i wsp. Ryc. 2. Metaanaliza przeżycia całkowitego (OS). Badania zostały pogrupowane według rodzaju zastosowanego taksoidu. W każdej grupie badania uszeregowano zgodnie z rokiem publikacji i porządkiem alfabetycznym; kwadraty na wykresie ilorazu hazardu są proporcjonalne do wagi każdego z badań; ważenie przeprowadzono według metody odwrotności wariancji. 5829 zdarzeń. HR dla pojedynczych badań zmieniały się od 0,63 do 0,97 i były istotne statystycznie w siedmiu badaniach. Ryc. 1 przedstawia zbiorczy HR obliczony dla wszystkich badań. Redukcja ryzyka nawrotu była wysoce istotna statystycznie (P! 0,00001) wśród chorych otrzymujących leczenie oparte na taksoidach i nie odnotowano Ryc. 3. Metaanaliza przeżycia wolnego od objawów choroby (DFS) według stanu receptorów estrogenowych (ER). Badania zostały uszeregowane zgodnie z rokiem publikacji i porządkiem alfabetycznym; kwadraty na wykresie ilorazu hazardu są proporcjonalne do wagi każdego z badań; ważenie przeprowadzono według metody odwrotności wariancji. 236 JOURNAL OF CLINICAL ONCOLOGY

Chemioterapia wielolekowa z udziałem taksoidów Ryc. 4. Metaanaliza przeżycia wolnego od objawów choroby (DFS) według stanu węzłów chłonnych. Badania zostały uszeregowane zgodnie z rokiem publikacji i porządkiem alfabetycznym; kwadraty na wykresie ilorazu hazardu są proporcjonalne do wagi każdego z badań; ważenie przeprowadzono według metody odwrotności wariancji. żadnej istotnej różnicy w zależności od rodzaju zastosowanego taksoidu (test interakcji, P = 0,16). Ponadto nie było dowodu na niejednorodność wśród badań (P = 0,32; I 2 = 12,1%) ani na obecność obciążenia publikacyjnego (test Begga Mazumdar, P = 0,14; test Eggera, P = 0,08). Analiza czułości (Tabela 2) pokazała, że DFS było istotnie dłuższe nawet wtedy, kiedy metaanaliza została ograniczona do badań dotyczących zastosowania taksoidów w schematach wielolekowych, badań dotyczących taksoidów w leczeniu sekwencyjnym lub badań dotyczących wyłącznie chorych z zajętymi węzłami chłonnymi. Ryc. 5. Metaanaliza przeżycia wolnego od objawów choroby (DFS) według wieku/stanu menopauzalnego. Badania zostały uszeregowane zgodnie z rokiem publikacji i porządkiem alfabetycznym; kwadraty na wykresie ilorazu hazardu są proporcjonalne do wagi każdego z badań; ważenie przeprowadzono według metody odwrotności wariancji. www.jco.org 237

De Laurentiis i wsp. Ryc. 6. Metaanaliza przeżycia wolnego od objawów choroby (DFS) według stanu HER- 2. Badania zostały uszeregowane zgodnie z rokiem publikacji i porządkiem alfabetycznym; kwadraty na wykresie ilorazu hazardu są proporcjonalne do wagi każdego z badań; ważenie przeprowadzono według metody odwrotności wariancji. Całkowity wpływ taksoidów na ryzyko zgonu W jednym z badań 7 nie opublikowano danych dotyczących OS, dlatego metaanaliza wpływu taksoidów na ryzyko zgonu jest ograniczona do 12 badań i 22 379 chorych, wśród których stwierdzono 3329 zgonów. HR dla pojedynczych badań wynosiło od 0,41 do 1,03 i było istotne statystycznie w czterech badaniach. Oszacowany zbiorczy HR dla wszystkich badań pokazał wysoce istotne statystycznie zmniejszenie ryzyka zgonu wśród chorych otrzymujących leczenie oparte na taksoidach (P! 0,0001; Ryc. 2). Nie stwierdzono statystycznej niejednorodności pomiędzy badaniami (P = 0,10; I 2 = 36,2%) ani dowodów na obecność obciążenia publikacyjnego (test Begga Mazumdar, P = 0,27; test Eggera, P = 0,19). Poprawa w zakresie OS była podobna w grupach leczonych paklitakselem i docetakselem (test interakcji, P = 0,55). Analiza czułości (Tabela 2) pokazała, że OS nie uległo istotnej poprawie, jeśli metaanaliza została ograniczona do badań dotyczących wielolekowych schematów chemioterapii oraz że występuje istotna niejednorodność pomiędzy badaniami (P = 0,02). Test interakcji (P = 0,54) wskazuje jednak, że redukcja ryzyka obserwowana w tej podgrupie badań nie różniła się istotnie od obserwowanej w badaniach dotyczących leczenia sekwencyjnego. Wpływ taksoidów w wybranych podgrupach chorych Z powodu braku informacji w większości badań analiza podgrup zgodnie ze stanem ekspresji receptorów estrogenowych (estrogen receptor, ER) (ER-dodatnie wobec ER-ujemne), stanem węzłów chłonnych (N1 do N3 wobec N4+), wiekiem (# 50 wobec 50), stanem menopauzalnym (przed menopauzą wobec po menopauzie) oraz stanem receptora HER-2 (HER-2 dodatnie wobec HER-2 ujemne) była możliwa do przeprowadzenia jedynie w pewnej grupie badań i jedynie w odniesieniu do DFS. Efekt leczenia zgodnie ze stanem ER był dostępny, bezpośrednio opublikowany lub uzyskany pośrednio, dla 10 badań i całkowitej liczby 17 324 chorych. Obliczenia sumarycznego HR wskazują, że taksoidy istotnie zmniejszały ryzyko nawrotu zarówno u chorych ER-dodatnich, jak i ERujemnych (Ryc. 3). Nie było jednak znamiennej różnicy pomiędzy HR w dwóch podgrupach chorych (test interakcji, P = 0,31) i było to niezależne od tego, czy podawany był paklitaksel, czy docetaksel (dane nieprezentowane). Obliczenia HR w zależności od stanu węzłów chłonnych były dostępne dla czterech badań i 6179 chorych. Zbiorcze HR dla DFS było podobne dla chorych z zajęciem 1 3 węzłów chłonnych oraz dla chorych z przerzutami w czterech lub więcej węzłach chłonnych (test interakcji, P = 0,63; Ryc. 4). Wyniki leczenia w zależności od wieku/stanu menopauzalnego zostały przedstawione na Ryc. 5. Tylko w trzech badaniach opublikowano informacje dotyczące DFS, opierając się na grupach wiekowych (# 50 wobec 50 lat), a w dwóch innych opublikowano dane opierając się na stanie menopauzalnym. Ponieważ stan pomenopauzalny pojawia się zwykle w wieku około 50 lat, powyż- 238 JOURNAL OF CLINICAL ONCOLOGY

Chemioterapia wielolekowa z udziałem taksoidów sze dwie grupy częściowo się pokrywają i aby uzyskać bardziej dokładne oszacowanie, analizowaliśmy je łącznie. Taksoidy spowodowały istotną redukcję ryzyka zarówno u chorych w wieku # 50 lat/przed menopauzą oraz u chorych mających więcej niż 50 lat/po menopauzie. Duży zysk obserwowany w grupie chorych starszych w badaniu GEICAM (Spanish Breast Cancer Research Group) spowodował statystyczną niejednorodność. Nie stwierdzono jednak istotnej różnicy pomiędzy HR dla dwóch powyższych podgrup chorych (test interakcji, P = 0,13). Wyniki były podobne, jeżeli analiza została ograniczona do grup wiekowych (dane nieprezentowane). Dane dotyczące DFS w zależności od ekspresji receptora HER-2 zostały opublikowane jedynie w dwóch badaniach i dlatego obliczenia HR są mniej wiarygodne (Ryc. 6). Nie stwierdzono jednak żadnej interakcji pomiędzy ekspresją receptora HER-2 a podawaniem taksoidów w odniesieniu do redukcji ryzyka nawrotu (test interakcji, P = 0,28). Całkowity zysk wynikający z leczenia taksoidami Na Ryc. 7 przedstawiono krzywe z metaanalizy DFS i OS uzyskane ze stratyfikowanych łącznie danych pochodzących z badań klinicznych. Skumulowane oszacowanie prawdopodobieństw DFS i OS zostały określone do 5 lat. Powyżej tego okresu obliczenia stały się niewiarygodne, ponieważ czas obserwacji jest wciąż niezakończony. Na podstawie tych krzywych, oszacowana całkowita redukcja ryzyka po 5 latach, uzyskana poprzez dodanie taksoidów do schematu leczenia uzupełniającego, opartego na antracyklinach, wynosi około 5% dla DFS i 3% dla OS. DYSKUSJA Zidentyfikowaliśmy 13 badań, w których dokonano oceny dołączenia taksoidów do schematów chemioterapii opartych na antracyklinach. Powyższe badania obejmowały całkowitą liczbę 22 452 losowo przydzielonych do leczenia chorych, 5829 nawrotów i 3329 zgonów. Dane te są wystarczające, aby dostarczyć wiarygodnego dowodu na poparcie lub obalenie idei stosowania tych leków w leczeniu uzupełniającym EBC. Interpretacja tak dużej ilości danych jest jednak zadaniem trudnym dla przeciętnego onkologa, ponieważ wyniki publikowane w pojedynczych badaniach mogą być sprzeczne. Jest to szczególnie wyraźne, kiedy próbujemy uzyskać obliczenia dotyczące skuteczności w istotnych klinicznie podgrupach chorych. W rzeczywistości takie próby mogą nawet przynieść błędne wyniki (nieprawdziwie ujemne lub dodatnie) dla każdego z pojedynczych badań, spowodowane wyłącznie przypadkiem. W takiej sytuacji przeprowadzenie metaanaliz może pomóc w rozwiązaniu spornych kwestii, ponieważ dają one dokładniejsze (tj. z węższymi CI) obliczenia przeciętnego efektu leczenia, a także pomagają zidentyfikować przyczyny statystycznej niejednorodności pomiędzy danymi (tj. pojedyncze badania lub poszczególne podgrupy Ryc. 7. Zbiorcze krzywe DFS (a) i OS (b) badań włączonych do metaanalizy. chorych, w których obserwowany wynik leczenia nie wydaje się spójny z całkowitym przeciętnym efektem leczenia). Podejmując próbę oceny skuteczności połączeń taksoidów z antracyklinami w leczeniu EBC, wydzieliliśmy HR z odpowiednich badań klinicznych i przeprowadziliśmy metaanalizę wszystkich dostępnych danych. W szczególności mieliśmy na celu: (1) dostarczenie najlepszych obliczeń względnej redukcji ryzyka nawrotu i zgonu; (2) dostarczenie najlepszych oszacowań wielkości korzyści w odniesieniu do całkowitej redukcji ryzyka nawrotu i zgonu oraz (3) zweryfikowanie, czy takie korzyści pozostają spójne w niektórych istotnych podgrupach chorych. Aby zminimalizować błąd systematyczny związany z publikacją, użyliśmy danych pochodzących z badań przedstawionych w całości oraz z badań prezentowanych na konferencjach. Wyniki testu Begga Mazumdar oraz jego odpowiednika dla regresji wskazują na brak błędu związanego z publikacją w naszej analizie. www.jco.org 239

De Laurentiis i wsp. Nasza metaanaliza pokazuje, że dodanie taksoidów do schematów opartych na antracyklinach powoduje istotną statystycznie redukcję ryzyka nawrotu (około 17% względnej redukcji) i zgonu (około 15% względnej redukcji) u chorych na EBC z grupy wysokiego ryzyka. Powyższe korzyści są także ważne klinicznie, ponieważ odpowiadają one całkowitej redukcji ryzyka po 5 latach o około 5% dla nawrotu oraz 3% dla zgonu. Aby umieścić te dane w kontekście, antracykliny stały się złotym standardem w leczeniu uzupełniającym EBC, kiedy metaanaliza EBCTCG (Early Breast Cancer Trialists Collaborative Group) wykazała całkowitą redukcję ryzyka po 5 latach o około 3% zarówno dla DFS, jak i dla OS. 2 Zasadniczą kwestią jest to, czy taksoidy powinny być łączone z antracyklinami, czy powinny być podawane po schematach z antracyklinami. Obie te opcje mają swoje teoretyczne zalety i wady: schematy wielolekowe wymagają redukcji dawek obu składników, ale teoretycznie mogą wykorzystać synergizm działania leków. Z drugiej strony w schematach leczenia sekwencyjnego oba leki mogą być podawane w optymalnych dawkach. Porównanie dwóch powyższych metod nie było celem prezentowanej metaanalizy, a wnioski dotyczące tego zagadnienia stanowią jedynie przypuszczenia. Z powodu znaczenia tych wyników zasługują one jednak na omówienie. Nasza analiza czułości pokazuje, że tylko schematy leczenia sekwencyjnego przyniosły istotną poprawę zarówno w zakresie DFS, jak i OS. Natomiast w przypadku schematów wielolekowych trend w kierunku poprawy OS nie był istotny i obecna była niejednorodność pomiędzy badaniami. Ten wynik powinien być jednak ostrożnie interpretowany, ponieważ test interakcji wskazuje, że różnica pomiędzy sumarycznymi HR z dwóch badań może być przypadkowa. W tej sytuacji najlepszym oszacowaniem HR dla obu schematów pozostaje to, które było obserwowane w całkowitej metaanalizie (Ryc. 1 i 2). Ponieważ takie wyniki odnoszą się do pośrednich porównań, to nie możemy wykluczyć, że wciąż mogą występować umiarkowane, ale interesujące różnice w skuteczności pomiędzy powyższymi rodzajami schematów, które mogą zostać zidentyfikowane tylko w bezpośrednich, randomizowanych badaniach porównawczych. Istnieją pewne kontrowersje dotyczące zagadnienia, czy taksoidy przynoszą spójną korzyść kliniczną w określonych podgrupach chorych. Dane liczbowe pochodzące z pojedynczych badań sugerują, że korzyść wynikająca z zastosowania taksoidów może być niższa, o ile nie nieistotna, w grupie chorych N4+ 14,17 oraz chorych z dodatnim statusem ER. 7,8,10,16,20 Inne badania sugerują, że korzyść jest zróżnicowana w przypadku chorych młodszych istarszych. 13,14,17 Mieliśmy możliwość uzyskania sumarycznych oszacowań dla tych podgrup, chociaż odpowiednie dane były dostępne tylko dla niektórych badań. Pokazaliśmy, że taksoidy istotnie zmniejszają ryzyko nawrotu, niezależnie od stanu ER (ER-dodatnie wobec ER-ujemne), stanu węzłów chłonnych (N1 do N3 wobec N4+) i wieku/statusu menopauzalnego (# 50 lat/przed menopauzą wobec 50 lat/po menopauzie) oraz że wielkość relatywnej korzyści jest w przybliżeniu stała w powyższych podgrupach chorych. Z tego powodu wiek, stan menopauzalny oraz stan ER nie powinny być w praktyce klinicznej stosowane do identyfikacji chorych, którzy mogą nie odnieść korzyści z leczenia schematami chemioterapii z taksoidami. Podobnie jak wszystkie badania oparte na przetworzonych wcześniej danych, nasza metaanaliza nie osiągnęła poziomu dowodu możliwego do uzyskania w przypadku metaanalizy opartej na danych dotyczących indywidualnych chorych (individual patient data, IPD), ponieważ: (1) niemożliwe jest określenie odpowiedniości procedur związanych z losowym przydziałem do badania; (2) niejednorodność badań może być jedynie zbadana statystycznie, ale nie może zostać zweryfikowana oraz (3) niemożliwe jest przeprowadzenie analizy zgodności z zaplanowanym leczeniem, ponieważ nie da się uzyskać danych dotyczących chorych wyłączonych z badania. W naszym przypadku jednak wszyscy autorzy zadeklarowali, że ich dane oparte były na zasadzie zgodności z zaplanowanym leczeniem. W powyższej kwestii EBCTCG aktualnie pozyskuje IPD z badań dotyczących oceny roli leczenia uzupełniającego z zastosowaniem taksoidów. Pozwoli to ba otrzymanie analizy zbiorczej mniej obarczonej błędem systematycznym oraz lepszej i pełniejszej analizy podgrup. Niemniej jednak zakładając, że zastosowana została rygorystyczna metodologia, sumaryczne dane zbiorcze jak w naszym przypadku dostarczają informacji, która jest dużo bardziej wartościowa niż zwykłe porównanie badań o wynikach dodatnich i ujemnych. W przeciwieństwie do metaanalizy IPD, zaletą zastosowanej przez nas prostszej metody jest szybkość. Jest to szczególnie ważne wówczas, gdy istotne pytania kliniczne są naglące. Zanim ostateczne wyniki przeglądu EBCTCG zostaną opublikowane, nasza metaanaliza oferuje najbardziej spójny wgląd w schematy leczenia uzupełniającego zawierające taksoidy i może pomóc lekarzom oraz chorym na całym świecie w podjęciu bardziej świadomej decyzji dotyczącej najwłaściwszego leczenia uzupełniającego. PIŚMIENNICTWO 1. Goldhirsch A, Glick JH, Gelber RD, et al: Meeting highlights: International expert consensus on the primary therapy of early breast cancer 2005. Ann Oncol 16:1569-1583, 2005 2. Effects of chemotherapy and hormonal therapy for early breast cancer on recurrence and 15-year survival: An overview of the randomised trials. Lancet 365:1687-1717, 2005 3. Chan S, Friedrichs K, Noel D, et al: Prospective randomized trial of docetaxel versus doxorubicin in patients with metastatic breast cancer. J Clin Oncol 17:2341-2354, 1999 4. Paridaens R, Biganzoli L, Bruning P, et al: Paclitaxel versus doxorubicin as first-line singleagent chemotherapy for metastatic breast cancer: A European Organization for Research and Treatment of Cancer Randomized Study with cross-over. J. Clin Oncol 18:724-733, 2000 5. Sledge GW, Neuberg D, Bernardo P, et al: Phase III trial of doxorubicin, paclitaxel, and the combination of doxorubicin and paclitaxel as front-line 240 JOURNAL OF CLINICAL ONCOLOGY

Chemioterapia wielolekowa z udziałem taksoidów chemotherapy for metastatic breast cancer: An intergroup trial (E1193). J Clin Oncol 21:588-592, 2003 6. Ghersi D, Wilcken N, Simes RJ: A systematic review of taxane-containing regimens for metastatic breast cancer. Br J Cancer 93:293-301, 2005 7. Buzdar AU, Singletary SE, Valero V, et al: Evaluation of paclitaxel in adjuvant chemotherapy for patients with operable breast cancer: Preliminary data of a prospective randomized trial. Clin Cancer Res. 8: 1073-1079, 2002 8. Henderson IC, Berry DA, Demetri GD, et al Improved outcomes from adding sequential paclitaxel butnotfromescalatingdoxorubicindoseinanadjuvant chemotherapy regimen for patients with node-positive primary breast cancer. J Clin Oncol 21:976-983, 2003 9. Bear H, Anderson S, Smith R: A randomized trial comparing preoperative (preop) doxorubicin/ cyclophosphamide (AC) to preop AC followed by preop docetaxel (T) and to preop AC followed by postoperative (postop) T in patients (pts) with operable carcinoma of the breast: Results of NSABP B-27. Breast Cancer Res Treat 88:S16, 2004 (suppl 1; abstr 26) 10. Fountzilas G, Skarlos D, Dafni U, et al: Postoperative dose-dense sequential chemotherapy with epirubicin, followed by CMF with or without paclitaxel, in patients with high-risk operable breast cancer: A randomized phase III study conducted by the Hellenic Cooperative Oncology Group. Ann On-col 16:1762-1771, 2005 11. Gianni L, Baselga J, Eiermann W: European Cooperative Trial in Operable Breast Cancer (ECTO): Improvedfreedomfromprogression(FFP)fromadding paclitaxel (T) to doxorubicin (A) followed by cyclophosphamide methotrexate and fluorouracil (CMF). J Clin Oncol 23: 16s, 2005 (suppl; abstr 513) 12. Mamounas EP, Bryant J, Lembersky B, et al: Paclitaxel after doxorubicin plus cyclophosphamide as adjuvant chemotherapy for node-positive breast cancer: Results from NSABP B-28. J Clin Oncol 23:3686-3696, 2005 13. Martin M, Rodriguez-Lescure A, Ruiz A, et al: Multicenter, randomized phase III study of adjuvant chemotherapy for node positive breast cancer comparing 6 cycles of FEC90 versus 4 cycles of FEC90 followed by 8 weekly paclitaxel administrations: Interim efficacy analysis of GEICAM 9906 Trial. Breast Cancer Res Treat 94:39, 2005 (suppl; abstr 39) 14. Martin M, Pienkowski T, Mackey J, et al: Adjuvant docetaxel for node-positive breast cancer. N Engl J Med 352:2302-2313, 2005 15. Evans TR, Yellowlees A, Foster E, et al: Phase III randomized trial of doxorubicin and docetaxel versus doxorubicin and cyclophosphamide as primary medical therapy in women with breast cancer: An angloceltic cooperative oncology group study. J Clin Oncol 23:2988-2995, 2005 16. Goldstein LJ, O Neill A, Sparano J: E2197: Phase III AT (doxorubicin/docetaxel) v AC (doxorubicin/cyclophosphamide) in the adjuvant treatment of node-positive and high risk node-negative breast cancer. J Clin Oncol 23:16s, 2005 (suppl; abstr 512) 17. Roche H, Fumoleau P, Spielmann M, et al: Sequential adjuvant epirubicin-based and docetaxel chemotherapy for node-positive breast cancer patients: The FNCLCC PACS 01 Trial. J Clin Oncol 24:5664-5671, 2006 18. Jones SE, Savin MA, Holmes FA, et al: Phase III trial comparing doxorubicin plus cyclophosphamide with docetaxel plus cyclophosphamide as adjuvant therapy for operable breast cancer. J Clin Oncol 24:5381-5387, 2006 19. Bianco AR, De Matteis A, Manzione L, et al: Sequential Epirubicin-Docetaxel-CMF as adjuvant therapy of early breast cancer: Results of the Taxit216 multicenter phase III trial). J Clin Oncol 24:18s, 2006 (suppl; absta LBA520) 20. Crown J, Francis P, Di Leo A, et al: Docetaxel (T) given concurrently with or sequentially to anthracycline-based (A) adjuvant therapy (adjrx) for patients (pts) with node-positive (N) breast cancer (BrCa), in comparison with non-t adjrx: First results of the BIG 2-98 Trial at 5 years median follow-up (MFU). J Clin Oncol18s, 2006 (suppl; abstr LBA519) 21. Parmar MK, Torri V, Stewart L: Extracting summary statistics to perform meta-analyses of the published literature for survival endpoints. Stat Med 17:2815-2834, 1998 22. Deeks JJ, Higgins JP, Altman DG: Analysing and presenting results, in Higgins JP, Green S (eds): Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions (ed 4.2.6 [updated September 2006]). Chichester, United Kingdom, John Wiley & Sons, Ltd, 2006 23. DerSimonian R, Laird N: Meta-analysis in clinical trials. Control Clin Trials 7:177-188, 1986 24. Cochran WG: The combination of estimates from different experiments. Biometrics 10:101-129, 1954 25. Higgins JP, Thompson SG: Quantifying heterogeneity in a meta-analysis. Stat Med 21:1539-1558, 2002 26. Begg CB, Mazumdar M: Operating characteristics of a rank correlation test for publication bias. Biometrics 50:1088-1101, 1994 27. Egger M, Davey SG, Schneider M, et al: Bias in meta-analysis detected by a simple, graphical test. BMJ 315:629-634, 1997 28. Deeks JJ, Altman DG, Bradburn MJ: Statistical methods for examining heterogeneity and combining results from several studies in meta-analysis, in Egger M, Davey Smith G, Altman DG (eds): Systematic Reviews in Health Care: Meta-analysis in Context (2nd ed). London, United Kingdom, BMJ Publication Group, 2001 Oświadczenie autorów na temat potencjalnych konfliktów interesów Chociaż wszyscy autorzy wypełnili deklaracje jawności, następujący autorzy lub ich najbliżsi krewni zgłosili roszczenia do korzyści finansowych. Nie stwierdzają konfliktu interesów odnośnie leków lub urządzeń użytych w badaniu, o ile nie oceniano ich jako elementu badania. Szczegółowy opis kategorii ujawnienia dochodów oraz dodatkowe informacje na temat polityki ASCO w sprawie konfliktu interesów dostępne są w Deklaracji Ujawniania Dochodów Autorów oraz w części dotyczącej Ujawniania Potencjalnego Konfliktu Interesów w Informacji dla Autorów. Autorzy Zatrudnienie Stanowisko kierownicze Konsultant Akcje giełdowe Honoraria Fundusze badawcze Świadectwa Inne Michele De Laurentiis Sanofi-aventis Angelo Rafael Bianco Sanofi-aventis Sabino De Placido Sanofi-aventis Wkład poszczególnych autorów Pomysł i projekt badania: Michele De Laurentiis, Giuseppe Cancello, Angelo Raffaele Bianco, Sabino De Placido Wsparcie administracyjne: Michele De Laurentiis, Emilia Montagna, Rossella Lauria, Valeria Forestieri, Angela Esposito, Lucrezia Silvestro, Roberta Pennacchio, Carmen Criscitiello, Agnese Montanino, Gennaro Limite Dostarczenie próbek lub umożliwienie dostępu do chorych: Michele De Laurentiis, Giuseppe Cancello, Diego D Agostino, Mario Giuliano, Antonio Giordano, Emilia Montagna, Rossella Lauria, Valeria Forestieri, Angela Esposito, Lucrezia Silvestro, Roberta Pennacchio, Carmen Criscitiello, Agnese Montanino, Gennaro Limite Zbieranie i gromadzenie danych: Michele De Laurentiis, Giuseppe Cancello, Diego D Agostino, Mario Giuliano, Antonio Giordano, Emilia Montagna, Rossella Lauria, Valeria Forestieri, Angela Esposito, Lucrezia Silvestro, Roberta Pennacchio, Carmen Criscitiello, Agnese Montanino, Gennaro Limite, Angelo Raffaele Bianco, Sabino De Placido Analiza i interpretacja danych: Michele De Laurentiis, Giuseppe Cancello, Diego D Agostino, Mario Giuliano, Antonio Giordano Pisanie manuskryptu: Michele De Laurentiis, Giuseppe Cancello, Diego D Agostino, Mario Giuliano, Antonio Giordano, Emilia Montagna, Rossella Lauria, Valeria Forestieri, Angela Esposito, Lucrezia Silvestro, Roberta Pennacchio, Carmen Criscitiello, Agnese Montanino, Gennaro Limite, Angelo Raffaele Bianco, Sabino De Placido www.jco.org 241