原始论文
摘要
背景:先前的研究通常在小样本量的单中心进行，发现癌症患者因SARS-CoV-2感染引起的COVID-19而经历更严重的后果。尽管早期检查显示癌症患者出现严重后果的风险更大，但风险增加的程度尚不清楚。此外，以前的研究通常没有使用人口水平的数据，特别是在美国。鉴于对人群有强有力的预防措施(如疫苗)，有必要使用对电子病历的强有力的人群水平分析来检查因SARS-CoV-2感染而导致癌症患者风险的增加。
摘要目的:本文的目的是评估近期确诊的成人癌症患者中SARS-CoV-2感染与全因死亡率之间的关系。
方法:我们对2019年1月1日至2020年12月31日期间新诊断出患有癌症的成年人进行了回顾性队列研究，使用与全州SARS-CoV-2检测数据库相关的电子健康记录。主要结局是全因死亡率。我们使用Kaplan-Meier估计器来估计COVID-19期间(2020年1月15日至2020年12月31日)的生存。我们进一步在多变量Cox比例风险模型中，将SARS-CoV-2感染建模为时间依赖暴露(不朽时间偏倚)，调整临床和人口统计学变量，以估计新诊断的癌症成人患者的风险比(HRs)。使用上述方法对具有癌症分期信息的个体进行敏感性分析。
结果:在研究期间，41924名成年人被确诊为新诊断的癌症，其中2894人(6.9%)的SARS-CoV-2检测呈阳性。人群包括白人(n=32,867, 78.4%)、黑人(n= 2671,6.4%)、西班牙裔(n=832, 2.0%)和其他种族背景(n=5554, 13.2%)，其中男性(n=21,354, 50.9%)和女性(n=20,570, 49.1%)都有。在COVID-19期间分析中，在调整年龄、性别、种族或民族、合并症、癌症类型和地区后，死亡风险增加了91%(调整后HR 1.91;在调整其他协变量后，与covid -19前时期(2019年1月1日至2020年1月14日)相比，95% CI 1.76-2.09。在调整后的时间依赖分析中，SARS-CoV-2感染与全因死亡率增加相关(调整后HR 6.91;95% ci 6.06-7.89)。65岁及以上老年人死亡率增加2.5倍(调整后HR 2.74;95% CI 2.26-3.31)与18-44岁成人男性相比(调整后HR 1.23;95% CI 1.14-1.32)与女性个体和≥2种慢性疾病患者(调整后HR 2.12;95% CI为1.94-2.31)。 Risk of mortality was 9% higher in the rural population (adjusted HR 1.09; 95% CI 1.01-1.18) compared to adult urban residents.
结论:研究结果强调，在最近诊断出癌症的患者中，死亡风险增加与SARS-CoV-2感染有关。风险升高凸显了在成年癌症人群中坚持社交距离、戴口罩、接种疫苗和定期检测的重要性。
doi: 10.2196/35310
关键字
简介
截至2022年7月，美国已有超过100万人死于COVID-19 [］．某些患者亚群，如老年人，以及高血压、糖尿病和慢性肺病等慢性病患者，已被证明因COVID-19而患病和死亡的风险增加[］．考虑到癌症患者由于疾病和治疗导致的免疫抑制，患有COVID-19、需要住院和重症监护并有死亡风险的癌症患者的风险越来越大[-］．
由于传播增加，作为预防措施，癌症护理提供者在大流行开始时对癌症患者的管理进行了全面改变，包括改变放射治疗疗程、免疫治疗和口服药物而不是静脉化疗[-］．这些变化是根据早期的证据提出的，这些证据主要来自美国以外。中国早期研究[-]报告称，与非癌症患者相比，癌症患者因COVID-19死亡的人数增加了2至4倍，而一些小规模的研究报告称病死率为29% []和较差的结果[在患有COVID-19的癌症患者中。来自欧洲和美国的一些研究调查了癌症亚群的死亡率，结果显示死亡率为34% []与血液肿瘤患者相比，实体瘤患者的发病率有所增加。美国的一项回顾性队列研究发现，与实体瘤患者相比，血液肿瘤患者的住院率增加了2.5倍，65岁及以上成年人的住院率比65岁及以下人群增加了67% [］．
美国以往的研究一般在单一机构进行，大多数样本量较小，重点关注病死率[，］．在英国进行的一些大型研究评估了病死率[]并横断面比较积极癌症治疗个体的全因死亡率[，］．然而，这些研究没有报告因抗癌治疗而导致的负面结果，这表明死亡率是由人口统计学因素和共病驱动的[，］．此外，先前的研究[，，，通常在感染SARS-CoV-2病毒后患有COVID-19严重疾病的人群中进行检查。这些研究是在大流行的前6个月内进行的，对我们了解新型COVID-19非常重要。自大流行开始以来已经过去了两年多，重要的是进行更大规模的回顾性分析，以更好地了解COVID-19对癌症患者死亡的风险。随着针对COVID-19的其他保护措施越来越普遍，例如为患有免疫抑制疾病的个人提供有效疫苗[-]，癌症患者应了解自身的风险，以便作出明智的预防和治疗选择。
本研究的目的是评估近期被诊断为癌症的大型全州成年人队列中SARS-CoV-2感染和死亡的风险。这项研究的独特之处在于，它使用了人口方法来估计风险，而不是早期从一个城市或地区的单一机构或医院网络进行的研究。这项研究的独特之处在于它使用了基于感染的风险，而不是检查到诊所或医院接受治疗的患者。从与政府、医院和私人SARS-CoV-2检测中心相关的电子医疗记录中获取的全面癌症诊断，为检查人群级别的风险提供了强大的数据捕获。
方法
概述
我们对所有年龄在18岁及以上且近期诊断为癌症的个体进行了回顾性队列研究。数据提取自Regenstrief研究所的印第安纳患者护理网络(INPC)。INPC []，是近30年前开发的最大的区域健康信息交换(HIE)网络之一，包含超过1700万病人级医疗记录。在人群中，使用国际疾病分类第十版代码，医疗记录作为确定癌症诊断的来源。此外，由于其在COVID-19大流行期间支持人群水平监测的作用[，]， INPC的医疗记录与全州的政府、医院和私人SARS-CoV-2检测数据相关联。综合数据集提供了整个研究期间癌症诊断和SARS-CoV-2感染的全面信息。这包括未就医的SARS-CoV-2阳性癌症患者的信息(例如，无症状患者和症状轻微的患者)。INPC还包含印第安纳州卫生部提供的死亡证明(如死亡日期)的信息。这使得能够确定在医院环境中未接受COVID-19治疗的个体的死亡状况。
所有在2019年1月1日至2020年12月31日期间被诊断为癌症的18岁及以上的人都包括在这项研究中。既往有癌症史(如2019年1月1日前诊断)的患者被排除在外。由于大多数机构的INPC诊断可追溯到2011年，数据源拥有足够的先前癌症诊断和治疗的文档。根据实践指南，如果来自喉咙或鼻子拭子的逆转录聚合酶链反应检测结果为SARS-CoV-2病毒阳性，则认为个人感染了COVID-19。临床或放射学诊断为COVID-19而未进行逆转录聚合酶链反应测试的参与者不包括在本研究中。本报告基于《加强流行病学观察性研究报告(STROBE)队列研究指南》[］．
协变量
本研究的协变量包括来自INPC的人口学和临床变量。人口统计学变量包括年龄组别(18-44岁、45-64岁和≥65岁)、性别、种族或民族(白人、黑人、西班牙裔和其他)和居住地区(农村或城市)。居住地区是根据城乡通勤地区编号界定的[］．临床变量为慢性疾病数量、癌症类型和分期。慢性疾病变量数分类为(“0”、“1”和“≥2”)，癌症类型分类参照《国际疾病分类，第十版修订代码》(表S5))．“其他”类别包括骨骼和关节组织癌症、内分泌腺癌、中枢神经系统癌、间皮瘤和软组织癌、男性生殖器官癌(前列腺癌除外)和女性生殖器官癌。“其他消化系统”癌症组包括食道癌、胃癌、小肠癌、肝癌和肝内胆管癌、胆囊癌和胰腺癌。非黑素瘤皮肤癌患者被排除在研究之外[，］．从过往研究得来的慢性疾病一览表[，，]，包括高血压、糖尿病、冠心病、慢性肾病、脑血管疾病、肝炎和慢性阻塞性肺病。
分期信息使用自然语言处理从INPC中存储的临床记录中的自由文本中捕获。我们使用了nDepth，一种由Regenstrief研究所开发的自然语言处理工具，从印第安纳州综合癌症中心提供给INPC的肿瘤学笔记中提取肿瘤-节点-转移概念。这项工作是从以前的研究中发展而来的，并在早期的研究中得到了验证[-］．癌症分期变量根据肿瘤淋巴结转移分类分为I、II、III和IV [］．
曝光
我们将从癌症诊断到SARS-CoV-2感染的时间作为一个时间依赖变量作为第一个暴露变量。我们进一步将时间划分为一个二进制变量，定义为COVID-19期间，其中COVID-19前(2019年1月1日至2020年1月14日)期间编码为0,COVID-19期间(2020年1月15日至2020年12月31日)编码为1。
结果
主要终点是全因死亡率，在2019年1月1日至2020年12月31日期间进行了评估。在这项分析中，所有在2020年12月31日活着的人都被认为是右删减观察值。
道德的考虑
研究获得了印第安纳大学机构审查委员会的批准(豁免议定书#2009667926)。由于回顾性使用了医疗记录中已存在的未识别数据，因此放弃了知情同意。
统计分析
描述统计的基线人口统计学和临床特征提出．使用Kaplan-Meier方法估计年龄组、性别、种族或民族、共病和COVID-19诊断的累积生存比例随时间的分布(-)．
研究期从2019年1月1日开始，随访结束于死亡或研究期结束于2020年12月31日。在这种方法中，我们比较了COVID-19期间(2020年1月15日至2020年12月31日)与COVID-19前期间(2019年1月1日至2020年1月14日)的死亡率。我们允许在2020年1月14日审查covid -19前期间对幸存者的随访，计算每个时期每个事件的可比平均时间。首先，我们使用非参数Kaplan-Meier估计器对COVID-19和COVID-19前时期的生存函数进行估计。接下来，我们使用Cox比例风险模型估计了COVID-19时期变量对全因死亡率的影响，该模型调整了其他人口统计学和临床变量。
我们将SARS-CoV-2感染评估为时间依赖暴露。我们将SARS-CoV-2实验室检测呈阳性之前花的时间分配给没有感染COVID-19的组，将第一次SARS-CoV-2实验室检测呈阳性之后花的时间分配给确诊患有COVID-19的组。这种依赖时间的方法减少了不朽的时间偏差[］．我们使用依赖时间的Cox比例风险模型估计死亡风险比[]调整相关协变量并评估比例性[]累积鞅残差的假设和极限值检验。
| 特征 | Pre-COVID-19时期 | COVID-19时期 | 总计 | |||||||||
| 死 | 死 | |||||||||||
| No (n= 18895)， n (%) | 是(n=2074)， n (%) | No (n=19,631)， n (%) | 是(n=1324)， n (%) | |||||||||
| 年龄范围(年) | ||||||||||||
| 18-44 | 1638 (8.7) | 86 (4.2) | 1635 (8.3) | 30 (2.3) | 3389 (8.1) | |||||||
| 45 - 64 | 7005 (37.0) | 631 (30.4) | 7100 (36.2) | 366 (27.6) | 15102 (36.0) | |||||||
| ≥65 | 10252 (88.3) | 1357 (65.4) | 10896 (55.5) | 928 (70.1) | 23433 (55.9) | |||||||
| 种族或民族 | ||||||||||||
| 白色 | 15051 (79.6) | 1694 (81.7) | 15015 (76.5) | 1107 (83.6) | 32867 (78.4) | |||||||
| 黑色的 | 1239 (6.6) | 166 (8.0) | 1173 (6.0) | 93 (7.0) | 2671 (6.4) | |||||||
| 拉美裔 | 416 (2.2) | 28日(1.3) | 371 (1.9) | 17 (1.3) | 832 (2.0) | |||||||
| 其他 | 2189 (11.6) | 186 (9.0) | 3072 (15.6) | 107 (8.1) | 5554 (13.2) | |||||||
| 性 | ||||||||||||
| 女 | 9345 (49.5) | 889 (42.9) | 9725 (49.5) | 611 (46.1) | 20570 (49.1) | |||||||
| 男性 | 9550 (50.5) | 1185 (57.1) | 9906 (50.5) | 713 (53.9) | 21354 (50.9) | |||||||
| 并发症 | ||||||||||||
| 0 | 13863 (73.4) | 1095 (52.8) | 14567 (74.2) | 699 (52.8) | 30224 (72.1) | |||||||
| 1 | 3221 (17.0) | 495 (23.9) | 3313 (16.9) | 324 (24.5) | 7353 (17.5) | |||||||
| ≥2 | 1811 (9.6) | 484 (23.3) | 1751 (8.9) | 301 (22.7) | 4347 (10.4) | |||||||
| 癌症 | ||||||||||||
| 乳房 | 2743 (14.5) | 101 (4.9) | 2919 (14.9) | 34 (2.6) | 5797 (13.8) | |||||||
| 结直肠 | 1391 (7.4) | 131 (6.3) | 1438 (7.3) | 83 (6.3) | 3043 (7.3) | |||||||
| 白血病 | 665 (3.5) | 95 (4.6) | 714 (3.6) | 65 (4.9) | 1539 (3.7) | |||||||
| 嘴唇，口腔和咽 | 415 (2.2) | 48 (2.3) | 466 (2.4) | 25 (1.9) | 954 (2.3) | |||||||
| 肺，气管和支气管 | 1629 (8.6) | 431 (20.8) | 1662 (8.5) | 322 (24.3) | 4044 (9.6) | |||||||
| 淋巴瘤 | 821 (4.3) | 100 (4.8) | 859 (4.4) | 51 (3.8) | 1831 (4.4) | |||||||
| 骨髓瘤 | 411 (2.2) | 46 (2.2) | 328 (1.7) | 26日(2.0) | 811 (1.9) | |||||||
| 其他血液 | 97 (0.5) | 7 (0.3) | 89 (0.5) | 2 (0.1) | 195 (0.5) | |||||||
| 其他消化 | 1033 (5.5) | 367 (17.7) | 1139 (5.8) | 225 (17.0) | 2764 (6.6) | |||||||
| 前列腺癌 | 2592 (13.7) | 103 (5.0) | 2729 (13.9) | 44 (3.3) | 5468 (13.0) | |||||||
| 皮肤黑色素瘤() | 2734 (14.5) | 98 (4.7) | 2511 (12.8) | 43 (3.2) | 5386 (12.8) | |||||||
| 尿路 | 1270 (6.7) | 125 (6.0) | 1399 (7.1) | 78 (5.9) | 2872 (6.8) | |||||||
| 其他一个 | 3094 (16.4) | 422 (20.3) | 3378 (17.2) | 326 (24.6) | 7220 (17.2) | |||||||
| COVID-19积极 | ||||||||||||
| 没有 | 17545 (92.9) | 1942 (93.6) | 18346 (93.4) | 1197 (90.4) | 39030 (93.1) | |||||||
| 是的 | 1350 (7.1) | 132 (6.4) | 1285 (6.5) | 127 (9.6) | 2894 (6.9) | |||||||
| 地区 | ||||||||||||
| 城市 | 14436 (76.4) | 1536 (74.1) | 14222 (72.5) | 952 (71.9) | 31146 (74.3) | |||||||
| 农村 | 4459 (23.6) | 538 (25.9) | 5409 (27.5) | 372 (28.1) | 10778 (25.7) | |||||||
一个包括骨和关节组织恶性瘤变、内分泌腺、中枢神经系统、间皮瘤和软组织、男性生殖器官(前列腺除外)、女性生殖器官等癌症类型。
敏感性分析
通过对癌症分期进行额外调整，我们进一步使用两种方法(时间依赖性分析和COVID-19期分析)进行了敏感性分析。分期变量的缺失被认为是“缺失不是随机的”;因此，我们对具有癌症分期变量信息的个体进行了分析。基线特征见表S1， COVID-19时期分析如表S2所示，从癌症到COVID-19诊断的时间依赖分析见表S3．
对2020年1月15日至2020年12月31日期间仅发生癌症病例的个体进行了额外的时间依赖分析，以进一步减少可能的不朽时间偏差(表S4))．所有的比较都是双向的P<。05was considered statistically significant. Analyses were conducted with SAS version 9.4 (SAS Institute).
结果
群体特征
研究人群包括2019年1月1日至2020年12月31日期间被诊断为癌症的41924人()．其中2894例(6.2%)为实验室确诊的SARS-CoV-2病例。大多数癌症患者为白人(n=32,867, 78.4%)和男性(n=21,354, 50.9%)。大约五分之一(n=3221, 17.0%)的癌症患者在癌症诊断时具有单一共病，十分之一(n=1811, 9.6%)的癌症患者在癌症诊断时具有≥2种共病。在研究期间，大多数患者被诊断为乳腺癌(n=5797, 13.8%)、前列腺癌(n=5468, 13.0%)和黑色素瘤(n=5386, 12.8%)。
全因死亡率
在研究期间，3398人(8.1%)死亡。在COVID-19期间，有1324例(38.9%)死亡。在COVID-19期间死亡的人中，127人(9.6%)的SARS-CoV-2检测呈阳性()．
COVID-19时期分析
COVID-19期间分析()根据年龄、性别、种族或民族、合并症数量、癌症类型和居住地区进行了调整。在COVID-19期间，死亡率高出91%(调整后HR 1.91;95% ci 1.76-2.09;P与covid -19之前相比<.001)。65岁及以上成年人的死亡风险高出3倍(调整后HR 3.35;95% ci 2.58-4.35;P与18-44岁年龄组的成年人相比<.001)。农村成人死亡风险(调整后HR 0.99;95% ci 0.91-1.09;P=.87)比城市居民低1%，但无统计学意义。
| 变量 | 未经调整的 | 调整 | ||||||||||||
| 估计(SE) | 危险比(95% CI) | P价值 | 估计(SE) | 危险比(95% CI) | P价值 | |||||||||
| Covid-19时期一个 | ||||||||||||||
| 没有 | N/Ab | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | ||||||||
| 是的 | 0.63 (0.04) | 1.88 (1.73 - -2.05) | 0.65 (0.04) | 1.91 (1.76 - -2.09) | ||||||||||
| 年龄组别(年) | ||||||||||||||
| 18-44 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | ||||||||
| 45 - 64 | 0.91 (0.13) | 2.48 (1.91 - -3.22) | 0.86 (0.13) | 2.36 (1.81 - -3.08) | ||||||||||
| ≥65 | 1.33 (0.13) | 3.80 (2.94 - -4.91) | 1.20 (0.13) | 3.35 (2.58 - -4.35) | ||||||||||
| 性 | ||||||||||||||
| 女 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | ||||||||
| 男性 | 0.16 (0.04) | 1.17 (1.08 - -1.27) | 0.18 (0.04) | 1.20 (1.10 - -1.30) | ||||||||||
| 种族或民族 | ||||||||||||||
| 白色 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | ||||||||
| 黑色的 | 0.13 (0.08) | 1.14 (0.98 - -1.34) | 0.14 (0.08) | 1.15 (0.98 - -1.34) | ||||||||||
| 拉美裔 | -0.74 (0.21) | 0.48 (0.32 - -0.72) | -0.60 (0.21) | 0.55 (0.36 - -0.83) | ||||||||||
| 其他 | -0.27 (0.07) | 0.76 (0.66 - -0.87) | -0.20 (0.07) | 0.82 (0.71 - -0.94) | ||||||||||
| 并发症 | ||||||||||||||
| 0 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | ||||||||
| 1 | 0.66 (0.05) | 1.94 (1.76 - -2.15) | 0.39 (0.05) | 1.48 (1.33 - -1.63) | ||||||||||
| ≥2 | 1.20 (0.05) | 3.31 (2.99 - -3.67) | 0.82 (0.05) | 2.27 (2.04 - -2.52) | ||||||||||
| 癌症 | ||||||||||||||
| 其他 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | ||||||||
| 乳房 | -1.82 (0.12) | 0.16 (0.13 - -0.21) | -1.72 (0.13) | 0.17 (0.14 - -0.23) | ||||||||||
| 结直肠 | -0.51 (0.09) | 0.60 (0.50 - -0.72) | -0.61 (0.09) | 0.54 (0.45 - -0.66) | ||||||||||
| 白血病 | 0.08 (0.09) | 1.08 (0.89 - -1.32) | -0.03 (0.10) | 0.96 (0.79 - -1.17) | ||||||||||
| 嘴唇，口腔和咽 | -0.52 (0.16) | 0.59 (0.44 - -0.81) | -0.60 (0.16) | 0.55 (0.40 - -0.75) | ||||||||||
| 肺和支气管 | 0.59 (0.06) | 1.82 (1.61 - -2.04) | 0.33 (0.06) | 1.39 (1.23 - -1.57) | ||||||||||
| 淋巴瘤 | -0.28 (0.11) | 0.76 (0.61 - -0.93) | -0.29 (0.11) | 0.74 (0.60 - -0.92) | ||||||||||
| 骨髓瘤 | -0.34 (0.15) | 0.71 (0.52 - -0.96) | -0.53 (0.15) | 0.58 (0.43 - -0.80) | ||||||||||
| 其他消化 | 0.72 (0.06) | 2.07 (1.82 - -2.35) | 0.53 (0.06) | 1.69 (1.48 - -1.93) | ||||||||||
| 其他血液 | -1.63 (0.33) | 0.41 (0.21 - -0.80) | -1.75 (0.58) | 0.17 (0.06 - -0.54) | ||||||||||
| 前列腺癌 | -1.70 (0.12) | 0.25 (0.21 - -0.30) | -1.94 (0.12) | 0.14 (0.11 - -0.18) | ||||||||||
| 黑素瘤 | -1.83 (0.13) | 0.24 (0.20 - -0.28) | -1.93 (0.13) | 0.14 (0.11 - -0.19) | ||||||||||
| 尿路 | -0.52 (0.09) | 0.67 (0.57 - -0.78) | -0.79 (0.09) | 0.45 (0.37 - -0.55) | ||||||||||
| 地区 | ||||||||||||||
| 城市 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | ||||||||
| 农村 | 0.07 (0.04) | 1.07 (0.98 - -1.17) | 0.007 (0.05) | 0.99 (0.91 - -1.09) | ||||||||||
一个COVID-19期间计算为二元变量;no= 2019年1月1日至2020年1月14日;yes= 2020年1月15日至2020年12月31日。
bN/A:不适用。
时间分析
在调整年龄、种族、性别、合并症数量和癌症亚型后，SARS-CoV-2感染与死亡危险增加7倍相关(调整后HR 6.91;95% ci 6.06-7.89;P<措施;)．男性个体的死亡危险高23%(调整后HR 1.23;95% ci 1.14-1.32;P<.001)，与女性相比。肺癌组的全因死亡率高45%(调整后HR 1.45;95% ci 1.31-1.61;P<.001)和其他消化道癌症组的80%(调整后HR 1.80;95% ci 1.61-2.00;P<.001)，与其他癌症类型相比。
| 变量 | 未经调整的 | 调整 | |||||||
| 估计(SE) | 危险比(95% CI) | P价值 | 估计(SE) | 危险比(95% CI) | P价值 | ||||
| Covid-19诊断 | |||||||||
| 没有 | N/A一个 | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | |||
| 是的 | 1.87 (0.07) | 6.53 (5.72 - -7.44) | 1.93 (0.07) | 6.91 (6.06 - -7.89) | |||||
| 年龄组别(年) | |||||||||
| 8-44 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | ||||
| 45 - 64 | 0.69 (0.09) | 2.00 (1.65 - -2.42) | 0.65 (0.09) | 1.91 (1.57 - -2.32) | |||||
| ≥65 | 1.20 (0.09) | 3.10 (2.54 - -3.70) | 1.01 (0.09) | 2.74 (2.26 - -3.31) | |||||
| 性 | |||||||||
| 女 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | |||
| 男性 | 0.19 (0.03) | 1.21 (1.13 - -1.30) | 0.21 (0.04) | 1.23 (1.14 - -1.32) | |||||
| 种族或民族 | |||||||||
| 白色 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | |||
| 黑色的 | 0.11 (0.06) | 1.12 (0.98 - -1.27) | 0.10 (0.06) | 1.11 (0.97 - -1.26) | |||||
| 拉美裔 | -0.50 (0.15) | 0.60 (0.45 - -0.81) | -0.47 (0.15) | 0.62 (0.46 - -0.84) | |||||
| 其他 | -0.34 (0.06) | 0.71 (0.63 - -0.80) | -0.23 (0.06) | 0.79 (0.70 - -0.90) | |||||
| 并发症 | |||||||||
| 0 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | |||
| 1 | 0.65 (0.04) | 1.91 (1.75 - -2.07) | 0.37 (0.04) | 1.44 (1.33 - -1.57) | |||||
| ≥2 | 1.15 (0.04) | 3.16 (2.90 - -3.43) | 0.75 (0.04) | 2.12 (1.94 - -2.31) | |||||
| 癌症 | |||||||||
| 其他 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | |||
| 乳房 | -1.51 (0.09) | 0.22 (0.18 - -0.26) | -1.43 (0.09) | 0.24 (0.20 - -0.29) | |||||
| 结直肠 | -0.41 (0.07) | 0.67 (0.57 - -0.78) | -0.51 (0.07) | 0.60 (0.51 - -0.70) | |||||
| 白血病 | 0.03 (0.08) | 1.03 (0.87 - -1.22) | -0.10 (0.09) | 0.90 (0.76 - -1.07) | |||||
| 嘴唇，口腔和咽 | -0.31 (0.12) | 0.73 (0.58 - -0.93) | -0.39 (0.12) | 0.67 (0.53 - -0.86) | |||||
| 肺和支气管 | 0.63 (0.05) | 1.87 (1.69 - -2.07) | 0.38 (0.05) | 1.45 (1.31 - -1.61) | |||||
| 淋巴瘤 | -0.25 (0.09) | 0.79 (0.66 - -0.94) | -0.31 (0.09) | 0.73 (0.61 - -0.87) | |||||
| 骨髓瘤 | -0.24 (0.12) | 0.78 (0.61 - -0.99) | -0.44 (0.12) | 0.64 (0.50 - -0.82) | |||||
| 其他消化 | 0.78 (0.05) | 2.18 (1.96 - -2.43) | 0.58 (0.05) | 1.80 (1.61 - -2.00) | |||||
| 其他血液 | -0.90 (0.33) | 0.41 (0.21 - -0.78) | -1.06 (0.33) | 0.35 (0.18 - -0.67) | |||||
| 前列腺癌 | -1.38 (0.09) | 0.25 (0.21 - -0.30) | -1.64 (0.09) | 0.19 (0.16 - -0.23) | |||||
| 黑素瘤 | -1.43 (0.09) | 0.24 (0.20 - -0.28) | -1.56 (0.09) | 0.21 (0.17 - -0.25) | |||||
| 尿路 | -0.39 (0.08) | 0.67 (0.58 - -0.79) | -0.68 (0.08) | 0.50 (0.43 - -0.59) | |||||
| 地区 | |||||||||
| 城市 | N/A | 参考 | <措施 | N/A | 参考 | <措施 | |||
| 农村 | 0.13 (0.04) | 1.14 (1.06 - -1.23) | 0.08 (0.04) | 1.09 (1.01 - -1.18) | |||||
一个N/A:不适用。
敏感性分析
最后，我们在敏感性分析中评估了癌症分期变量(n=9567)的影响(表S1))．感染SARS-CoV-2后，死亡风险增加了2.5倍以上(调整后HR为2.55;95% ci 2.17-2.99;P在调整了其他协变量和分期变量(表S2)后，<.001))在COVID-19期间。在时间依赖分析中，死亡危险增加了4.5倍(调整HR 4.63;在对其他协变量和分期变量进行调整后，COVID-19期间与COVID-19前期间相比的95% CI 3.58-5.99)(表S3))．
讨论
主要研究结果
在这项针对最近诊断出癌症的大型人群研究中，我们发现SARS-CoV-2感染对生存产生了负面影响，死亡人数增加了7倍。随着年龄增长的成年人、伴有2种或2种以上共病的患者以及男性患者的生存率受到很大影响。感染SARS-CoV-2后，肺癌和其他消化系统癌症患者的死亡风险最高。该分析提供了额外的经验证据，说明癌症患者的免疫系统往往因疾病或治疗而减弱的风险程度。这些证据可能有助于提供者和公共卫生当局采取措施改善癌症患者的结果，包括宣传疫苗接种运动，以及考虑到美国、欧洲和其他国家的持续感染浪潮，需要继续警惕感染。
与之前工作的比较
这项研究的一个值得注意的发现是，与以前的研究相比，SARS-CoV-2感染的死亡风险显著增加[，，，，，，］．此前来自中国的病例对照研究报告了2倍[]和三折[全因死亡率的增加，这与我们在时间依赖分析中发现的7倍增加相比要低得多。来自欧洲的多中心队列研究[，，，]及美国[，，在年龄、性别和种族等亚群体上也有类似的发现。回顾过去，我们在全州范围内的发现支持了在大流行最严重时采取的限制普通人群、癌症患者和其他免疫功能受损人群接触SARS-CoV-2的重要政策决定。然而，其中一些措施转移了资源来控制病毒的传播，并减少了癌症筛查的机会，导致癌症诊断率大幅下降[］．与一般人群相比，本研究中SARS-CoV-2的患病率(n= 2894,6.2%)明显低于一般人群(17.9%)[在印第安纳州。因此，这表明癌症人群可能采取了预防措施，以避免接触SARS-CoV-2病毒。
我们发现肺癌和其他消化系统癌症患者的死亡率增加，这在一定程度上可以解释男性死亡率的增加。肺癌死亡率的增加可能与潜在疾病(如支气管癌)或冠状病毒引起的严重肺损伤有关[]在2003年SARS-CoV-1爆发期间观察到的[］．它也可能与潜在的健康行为有关，包括吸烟[]，这也与肺癌有关。我们发现，与其他实体肿瘤(如肺癌、消化道肿瘤和乳腺癌)相比，血液系统恶性肿瘤的死亡率显著降低。这与多中心研究形成了鲜明对比[研究发现，与实体瘤相比，血液系统癌症(如淋巴瘤、白血病和骨髓瘤)的死亡率增加了40%。这个相当矛盾的结果可以解释为先前的研究[]将癌症分为三个更广泛的类别，如血液癌症、实体癌症和多发性癌症，这不同于我们的癌症变量，包括个别癌症类型。与之前的工作相比，我们基于人群的分析为更细粒度的单个癌症类型分析提供了足够的能力。
与类似研究相比[，-，我们考虑了时间，这更好地解释了SARS-CoV-2感染造成的危险增加。因此，我们研究中增加的危险凸显了进一步继续护理计划的必要性，以及在治疗期间与家人就治疗方案、疫苗接种和SARS CoV-2检测进行对话的必要性[，］．最近的研究结果表明，免疫系统受损的个体，包括癌症患者，在完全接种疫苗(如2剂mRNA疫苗)后，对COVID-19没有强烈的保护作用[-］．因此，美国疾病控制和预防中心和美国食品和药物管理局都建议，患有癌症并正在接受mRNA COVID-19疫苗的患者应接种3剂和一剂加强剂，采取非药物干预措施，如果感染，应密切监测并尽早考虑可预防严重后果的已证明有效的治疗方法[，］．
这项研究的优势包括，我们能够考虑到SARS-CoV-2感染的诊断时间，由于全球危机的性质，这是之前研究的一个限制。其次，我们能够解释患有癌症和没有COVID-19的个体，这使我们的发现与以前的研究相比，这些研究只报告了患有癌症和COVID-19诊断的个体的发现。第三，我们能够利用代表潜在人群的大型全州HIE数据，与更狭窄地理区域的单一机构或多中心研究相比，这支持将发现推广到癌症人群。例如，印第安纳州三分之一的人口生活在农村地区，HIE访问来自社区医院和该州3家大型区域癌症护理提供商的电子健康记录。因此，我们的研究结果加强了治疗计划的合理性和管理癌症患者所需的护理指南，这在之前的研究中得到了强调。
限制
我们的研究有一些局限性。首先，我们的分析依赖于不同设施对SARS-CoV-2的检测和报告。这可能会少报癌症患者的COVID-19病例总数;然而，这种偏见只会针对那些从未接受过测试的人，因为HIE与全州范围内的测试数据库相关联。然而，在大流行早期，检测仅限于有症状的个体。这可能导致在仅患有严重COVID-19的人中进行检测，从而高估了严重程度。其次，我们在研究中无法解释COVID-19的严重程度和治疗混杂因素;然而，从以前的研究中，我们知道治疗潜在的癌症和定期检查是开始或继续癌症治疗的谨慎选择。此外，癌症诊断[-]是通过诊断代码确定的，这引入了阳性和阴性预测值方面的已知测量误差。最后，大流行的影响导致美国各地新的癌症诊断和卫生服务大幅减少[，]和global [-]，这可能高估了我们研究中的HR。
结论
总之，这项针对癌症和SARS-CoV-2患者的大型研究强调了继续检测和监测患者以提供肿瘤服务的必要性。考虑到癌症患者患严重疾病的风险和死亡率要大得多，这项研究进一步强调了癌症患者接受全面疫苗接种的必要性，包括由美国食品和药物管理局以及疾病控制和预防中心授权的推荐加强剂量。
致谢
这项研究部分是由印第安纳大学西蒙癌症中心通过试点拨款资助的。BED和NV还得到了美国疾病控制和预防中心(75D30120C07986)的一份合同的支持，以研究COVID-19疫苗的有效性。资助者在审查或编辑这篇手稿时没有任何作用。
作者进一步感谢Regenstrief研究所的工作人员，包括Heidi Hosler、Lauren R Lembcke和Anna R Roberts，感谢他们在数据管理和研究后勤方面所发挥的作用。
利益冲突
没有宣布。
补充表。
DOCX文件，41 KB参考文献
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缩写
| 催促:卫生信息交换 |
| 人力资源:风险比 |
| INPC:印第安纳州病人护理网络 |
| 斯:加强流行病学观察性研究的报告 |
A Mavragani编辑;提交30.11.21;作者:K Turner, L Méndez, ER Khalilian, R Zhao;对作者16.06.22的评论;订正版本收到29.08.22;接受16.09.22;发表06.10.22
版权©Nimish Valvi, Hetvee Patel, Giorgos Bakoyannis, David A Haggstrom, Sanjay Mohanty, Brian E Dixon。最初发表在JMIR Cancer (https://cancer.www.mybigtv.com)， 06.10.2022。
这是一篇开放获取的文章，根据创作共用署名许可协议(https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/)的条款发布，允许在任何媒介上不受限制地使用、分发和复制，前提是正确引用了首次发表在JMIR Cancer上的原创作品。必须包括完整的书目信息，https://cancer.www.mybigtv.com/上的原始出版物的链接，以及此版权和许可信息。