Зовнішня валідація шкали MOG-AR у дітей із MOGAD

Передбачення ризику рецидиву при хворобі, асоційованій з антитілами до мієлінового олігодендроцитарного глікопротеїну, має важливе значення для ухвалення ранніх рішень щодо лікування. Для виявлення пацієнтів із високим ризиком рецидиву від моменту початку хвороби було запропоновано шкалу, що враховує вік на момент дебюту, стать, фенотип нападу та отримане лікування (MOG-AR), однак у педіатричній популяції її досі не валідували. Метою цього дослідження була зовнішня валідація шкали MOG-AR у когорті, що складалася виключно з дітей.

Пацієнти та методи. Ретроспективно виявили 139 дітей із хворобою, асоційованою з антитілами до мієлінового олігодендроцитарного глікопротеїну (вік <18 років), за останнє десятиліття. Розрахували показник MOG-AR і стратифікували пацієнтів за чотирма ступенями ризику. Дискримінацію та калібрування оцінювали за допомогою кількох взаємодоповнювальних показників, а для кожного компонента шкали провели однофакторний аналіз. Аналізи чутливості охоплювали дослідницьку перекласифікацію з модифікованими порогами ступенів MOG-AR і розроблення дослідницької моделі на основі фенотипу.

Результати. До дослідження включили 139 дітей; медіана періоду спостереження становила 43 місяці, рецидив стався у 28,8% пацієнтів. Індекс конкордації Гаррелла становив 0,472 (95% довірчий інтервал 0,366–0,577), а площа під ROC-кривою, залежна від часу, упродовж 1–5 років коливалася від 0,467 до 0,510. Оцінювання калібрування вказало на незначну варіабельність прогнозованих імовірностей між ступенями ризику. Модифіковані пороги ступенів MOG-AR не покращили розділення груп ризику (log-rank p = 0,359) і не змінили безперервні показники або ранжування пацієнтів. Дослідницька модель на основі фенотипу продемонструвала розділення груп за результатами log-rank-тесту (p = 0,031), але низьку дискримінацію (C-index 0,394).

Висновки. У цій одноцентровій педіатричній когорті шкала MOG-AR не забезпечила клінічно корисної стратифікації ризику першого рецидиву. Її обмеженій ефективності могла сприяти незначна варіабельність компонентів, пов’язаних із віком і лікуванням. Потрібна подальша багатоцентрова валідація в педіатричних когортах із ширшим спектром клінічних випадків і схем лікування. Дослідницька модель на основі фенотипу потребує незалежної проспективної валідації.

Вступ

Хвороба, асоційована з антитілами до мієлінового олігодендроцитарного глікопротеїну (MOGAD), — нещодавно визнане окреме демієлінізувальне захворювання центральної нервової системи [1,2]. Рецидиви виникають у 40–60% випадків [3,4], а за період спостереження понад 5 років їхня частка зростає приблизно до 70% [5,6]. Повторні напади спричиняють накопичення неврологічної інвалідності [7], тому раннє виявлення пацієнтів із високим ризиком необхідне для своєчасного початку підтримувальної імунотерапії [1,8,9]. Водночас надійних інструментів прогнозування ризику рецидиву від моменту дебюту хвороби бракує. Із ризиком рецидиву пов’язували, зокрема, персистування антитіл MOG-IgG, вік, стать, фенотип дебюту, раннє лікування імуносупресивними препаратами та тривале застосування кортикостероїдів [4,9–16].

Для виявлення пацієнтів із високим ризиком від моменту дебюту запропонували шкалу, що оцінює вік на момент дебюту, стать, фенотип нападу та отримане лікування (MOG-AR) [10]. Результати зовнішньої валідації були непослідовними. Прийнятну дискримінацію підтвердили в незалежній китайській когорті [17], тоді як у великій британській когорті та багатоцентровому італійському дослідженні повідомили про неоптимальну ефективність [17,18]. Однак, наскільки нам відомо, зовнішньої валідації MOG-AR у педіатричних когортах не проводили.

MOGAD відрізняється в дітей і дорослих клінічним фенотипом, перебігом хвороби та лікуванням. У дітей це захворювання трапляється відносно частіше й є важливою причиною набутої демієлінізації центральної нервової системи в дитячому віці [19]. У молодших дітей MOGAD часто дебютує як гострий дисемінований енцефаломієліт (ADEM) [20,21]. Підтримувальна імунотерапія після першого нападу MOGAD і в дорослих, і в дітей залишається індивідуалізованою; рішення про лікування ґрунтуються на ризику рецидиву, фенотипі хвороби та пов’язаних із лікуванням чинниках [13,22]. Ці вікові відмінності ставлять під сумнів застосовність шкали, розробленої у змішаних за віком когортах, до педіатричних популяцій. Тому ми провели зовнішню валідацію шкали MOG-AR в когорті дітей із MOGAD, оцінили її дискримінацію та калібрування, а також виконали аналізи чутливості й дослідницькі аналізи, щоб охарактеризувати її ефективність у цій ситуації.

Пацієнти та методи

Дизайн дослідження та залучення пацієнтів

Це одноцентрове ретроспективне когортне дослідження провели в Дитячій лікарні при Медичній школі Сянья Центрального південного університету (Дитяча лікарня провінції Хунань) у період із вересня 2015 року до липня 2025 року. Дослідження схвалив Комітет з етики Дитячої лікарні при Медичній школі Сянья Центрального південного університету (Дитяча лікарня провінції Хунань) [номер схвалення KYSQ2025-252]. Його проводили відповідно до етичних норм Гельсінської декларації. Від інформованої згоди відмовилися через ретроспективний дизайн дослідження; усі процедури були частиною стандартної клінічної допомоги.

Критерії залучення: (1) відповідність запропонованим у 2023 році діагностичним критеріям Міжнародної панелі MOGAD [1]; (2) вік на момент дебюту до 18 років; (3) повні клінічні записи та історія лікування із зазначенням дат першого гострого нападу; (4) повні результати тестування MOG-IgG у сироватці або спинномозковій рідині (СМР); (5) рецидивний перебіг або монофазний перебіг із періодом спостереження щонайменше 6 місяців. Критеріями виключення були: (1) неповні записи про лікування; (2) втрата для подальшого спостереження або критично важливі пропущені дані, що унеможливлювали аналіз. Із 156 обстежених пацієнтів до аналізу включили 139 (рисунок 1).

Збір даних

Дані отримували шляхом ретроспективного аналізу електронних медичних записів. Збирали демографічні дані (стать і вік на момент дебюту), дату дебюту MOGAD, фенотип першого нападу, отримане гостре лікування, застосування підтримувальної імунотерапії, лабораторні показники (загальний аналіз крові, рівень С-реактивного білка, результати стандартного дослідження та біохімічного аналізу СМР), перебіг хвороби й рецидиви під час спостереження, а також оцінку за розширеною шкалою оцінювання інвалідизації (EDSS) під час останнього огляду. Фенотипи нападів класифікували за переважними клінічними та радіологічними синдромами під час першого нападу: неврит зорового нерва, поперечний мієліт, ADEM, церебральний кірковий енцефаліт, ураження стовбура мозку або мозочка, а також монофокальний чи поліфокальний церебральний дефіцит.

MOG-IgG у сироватці визначали за допомогою живого клітинного тесту. Відповідно до запропонованих у 2023 році діагностичних критеріїв Міжнародної панелі MOGAD [1], титри MOG-IgG дихотомізували на чітко позитивні (титр ≥1:100; значення 1:100, 1:320, 1:1000, 1:3200) і низькопозитивні (титр <1:100; значення 1:10, 1:32). Для безперервного аналізу титри MOG-IgG перед включенням до регресійних моделей логарифмічно трансформували, щоб урахувати правосторонню асиметрію розподілу, притаманну послідовним розведенням антитіл.

Рецидив визначали як новий клінічний напад, що виникав щонайменше через 30 днів після початку попереднього нападу і, якщо була доступна МРТ, підтверджувався новими або збільшеними T2/FLAIR-гіперінтенсивними ураженнями та/або новими вогнищами з контрастним підсиленням, що відповідали клінічному синдрому. Монофазний перебіг визначали як відсутність рецидиву під час спостереження. Загальну тривалість спостереження обчислювали від першого нападу MOGAD до останньої документованої клінічної оцінки для всіх учасників. Для аналізу часу до першого рецидиву нульовою точкою вважали перший напад MOGAD. Для пацієнтів із рецидивом датою події вважали дату першого рецидиву, а пацієнтів без рецидиву цензурували на дату останньої документованої клінічної оцінки.

Розрахунок показника MOG-AR

Показник MOG-AR розраховували для кожного пацієнта за оригінальним алгоритмом, описаним Xu та співавторами [10]. Шкала охоплює п’ять клінічних предикторів, оцінених під час першого нападу, кожному з яких присвоєно зважене значення: вік на момент дебюту ≥45 років — 2 бали; жіноча стать — 2 бали; фенотип нападу — церебральний кірковий енцефаліт 4 бали, ADEM 3, неврит зорового нерва 2, монофокальний або поліфокальний церебральний дефіцит 1, ураження стовбура мозку або мозочка 1, мієліт 0 балів (категорії фенотипів взаємовиключні, призначали найвищий застосовний бал); відсутність імуносупресивної терапії (IST) — 5 балів; тривалість пероральної кортикостероїдної терапії (OCS) менше 3 місяців — 3 бали. Загальна сума становить від 0 до 16 балів. Пацієнтів стратифікували за чотирма ступенями ризику: ступінь 1 — 0–4 бали, ступінь 2 — 5–8, ступінь 3 — 9–12, ступінь 4 — 13–16 балів.

Застосування IST визначали як отримання будь-якого хворобомодифікувального імуносупресивного препарату (зокрема ритуксимабу, мікофенолату мофетилу, азатіоприну або тоцилізумабу) протягом щонайменше 6 місяців після першого нападу або регулярне застосування підтримувальної імуносупресивної терапії до наступного нападу чи завершення спостереження.

Аналіз чутливості з модифікованими порогами ступенів і дослідницька педіатрична фенотипова модель

У межах дослідницького аналізу чутливості оригінальні пороги ступенів MOG-AR знизили на два бали (ступінь 1 — 0–2, ступінь 2 — 3–6, ступінь 3 — 7–10, ступінь 4 — 11–14), зберігши опублікований алгоритм оцінювання. Оскільки віковий компонент у всіх учасників давав нуль балів, така перекласифікація змінила лише належність до категорій, але не безперервні показники чи ранжування пацієнтів. Вона не була призначена для оновлення моделі. Додатково побудували дослідницьку модель на основі фенотипу, оскільки саме фенотип дебюту був єдиним компонентом MOG-AR із суттєвою варіабельністю розподілу в цій когорті. Пацієнтів поділили на три групи: високого ризику — церебральний кірковий енцефаліт, неврит зорового нерва або ураження стовбура мозку/мозочка без супутнього ADEM чи монофокального/поліфокального церебрального дефіциту; низького ризику — ADEM або монофокальний/поліфокальний церебральний дефіцит без фенотипів високого ризику; проміжного ризику — усі інші пацієнти. Дискримінацію та аналіз Каплана—Маєра виконували, як описано нижче. Цю дослідницьку модель розробили й оцінювали в тій самій когорті; зовнішньої валідації вона не проходила.

Статистичний аналіз

Категоріальні змінні подано як частоту (відсоток); їх порівнювали за допомогою χ2-критерію або точного критерію Фішера. Безперервні змінні подано як медіану (міжквартильний діапазон); їх порівнювали за допомогою U-критерію Манна—Вітні або t-критерію для незалежних вибірок після оцінювання нормальності розподілу за критерієм Шапіро—Вілка. Порівняння кількох груп проводили за допомогою дисперсійного аналізу або критерію Краскела—Волліса.

Оцінювання зосереджувалося на ефективності опублікованої шкали MOG-AR для прогнозування часу від першого нападу MOGAD до першого рецидиву. Оцінювали дискримінацію та калібрування. Дискримінацію кількісно визначали за індексом конкордації Гаррелла (C-index) і площею під ROC-кривою, залежною від часу (AUC), через 1, 2, 3, 4 і 5 років (пакет time ROC у R; 95% довірчі інтервали [ДІ] оцінювали методом інфлюенс-функції).

Для оцінювання калібрування використовували кілька показників. Калібрувальні графіки будували для порівняння прогнозованих і спостережених оцінок виживання з використанням бутстреп-ДІ. Підгрупи ступенів 3 і 4 об’єднали через малий розмір вибірки. Показник Бр’єра та інтегрований показник Бр’єра розраховували як показники загальної прогностичної ефективності. Співвідношення спостережуваного до очікуваного (O/E) обчислювали з бутстреп-ДІ, а загальне калібрування визначали як натуральний логарифм співвідношення O/E. Нахил калібрування, що відображає розсіювання прогнозованих ризиків, оцінювали за допомогою логістичної регресії [23,24].

Для окремих компонентів MOG-AR провели однофакторний log-rank-аналіз. Криві Каплана—Маєра будували для ступеня MOG-AR, застосування IST після нападу, комбінованого лікування гострої фази (лише внутрішньовенний метилпреднізолон проти внутрішньовенного метилпреднізолону з внутрішньовенним імуноглобуліном та/або плазмообміном) і тривалості OCS (<3 проти ≥3 місяців). Криві порівнювали за допомогою log-rank-тесту.

Двобічне значення p <0,05 вважали статистично значущим. Статистичний аналіз виконували в IBM SPSS Statistics версії 25.0 для Windows (IBM Corp., Армонк, штат Нью-Йорк, США) і R версії 2024.12.1.

Результати

Залучення пацієнтів і вихідні характеристики

До фінального аналізу включили 139 дітей із MOGAD. Когорта складалася виключно з дітей; вік на момент дебюту становив 13–169 місяців, медіана (міжквартильний діапазон) — 82 (59–121) місяць; 83 пацієнти були жіночої статі (59,7%), 56 — чоловічої (40,3%). У 99 (71,2%) був монофазний перебіг, а 40 (28,8%) мали рецидив. Вихідні характеристики наведено в таблиці 1. У монофазній і рецидивній групах статевий розподіл (p = 0,67), вік на момент дебюту (p = 0,76), фенотипи дебюту та титри MOG-IgG (p = 0,48) були подібними. Тривалість спостереження була більшою в рецидивній групі (46,5 проти 39 місяців; p = 0,02).

Розподіл показників MOG-AR

Показники MOG-AR становили від 2 до 13 балів (медіана 8, середнє 8,4; рисунок 2). Віковий критерій (вік на момент дебюту ≥45 років) за визначенням дав нуль балів усім 139 пацієнтам. Більшість пацієнтів мали ступінь 2 (n = 70; 50,4%) або ступінь 3 (n = 61; 43,9%); ступінь 1 мали 6 (4,3%), а ступінь 4 — 2 (1,4%) пацієнти. IST не застосовували у 132 пацієнтів (95,0%), а OCS призначали протягом ≥3 місяців у 134 (96,4%).

Прогностична ефективність шкали MOG-AR

Показники дискримінації під час зовнішньої валідації наведено в таблиці 2. Для оцінювання здатності MOG-AR розрізняти пацієнтів із рецидивом і без нього розрахували C-index Гаррелла та AUC, залежні від часу, через 1, 3 і 5 років (рисунок 3). C-index становив 0,472 (95% ДІ 0,366–0,577). AUC через 1 рік становила 0,467 (95% ДІ 0,336–0,599), через 2 роки — 0,491 (0,368–0,614), через 3 роки — 0,494 (0,365–0,623), через 4 роки — 0,472 (0,343–0,601), через 5 років — 0,510 (0,374–0,646). На всіх часових горизонтах довірчі інтервали охоплювали 0,5 (таблиця 2).

Показник Бр’єра через 36 місяців становив 0,113. Співвідношення O/E становило 1,004 (95% ДІ 0,665–1,321) через 1 рік, 1,005 (0,700–1,317) через 2 роки та 1,005 (0,677–1,298) через 3 роки. Усі значення були близькими до 1,0, а довірчі інтервали на кожному часовому етапі охоплювали 1,0. Загальне калібрування становило 0,004 (95% ДІ від −0,408 до 0,278) (таблиця 2).

Калібрування шкали також оцінювали за графіком прогнозованих і спостережених імовірностей рецидиву; він не продемонстрував належної відповідності в усіх трьох групах ризику (ступені 1, 2 і 3/4) (рисунок 4). Нахил калібрування становив 5,49 (95% ДІ від −7,16 до 19,40); ДІ був широким і охоплював 1,0 (таблиця 2).

Однофакторний аналіз і аналіз виживання Каплана—Маєра

В однофакторному log-rank-аналізі жоден окремий компонент MOG-AR не був істотно пов’язаний із часом до першого рецидиву (таблиця 3). Віковий компонент неможливо було оцінити, оскільки він давав нуль балів усім 139 пацієнтам. Стать (p = 0,969), категорії фенотипів нападів (для всіх p >0,1), незастосування IST (p = 0,626) і тривалість OCS (p = 0,843) не були статистично значущими.

Аналіз Каплана—Маєра продемонстрував відмінності у виживанні без рецидиву між ступенями MOG-AR (log-rank p = 0,032; рисунок 5A). У пацієнтів зі ступенем 4 (n = 2) кумулятивна частота рецидивів через 1 рік становила 50,0% (95% ДІ 0–87,5%). У пацієнтів зі ступенями 1, 2 і 3 відповідні показники становили 16,7%, 14,9% і 23,3% (таблиця 4).

Аналізи Каплана—Маєра не виявили значущих відмінностей у часі до першого рецидиву залежно від застосування IST (log-rank p = 0,63; рисунок 5B), комбінованого лікування гострої фази (log-rank p = 0,29; рисунок 5C) або тривалості OCS (<3 проти ≥3 місяців; log-rank p = 0,843; рисунок 5D). Лише п’ять пацієнтів отримували OCS менше 3 місяців, тому ці результати слід тлумачити обережно.

Аналіз чутливості з модифікованими порогами ступенів MOG-AR

За модифікованими порогами MOG-AR чотирьох пацієнтів (2,9%) класифікували як ступінь 1, 15 (10,8%) — як ступінь 2, 102 (73,4%) — як ступінь 3 і 18 (12,9%) — як ступінь 4 (таблиця 5). Кумулятивна частота рецидивів через 1 рік для ступенів 1–4 становила відповідно 25,0% (95% ДІ 0,0–57,4%), 13,3% (0,0–28,9%), 18,3% (10,3–25,7%) і 27,8% (3,8–45,8%). Перекласифікація змінила належність до категорій, але не безперервні показники MOG-AR чи ранжування пацієнтів. Розділення груп ризику не покращилося (log-rank p = 0,359; рисунок 6).

Дослідницька педіатрична фенотипова модель

Фенотип дебюту був єдиним компонентом MOG-AR із суттєвою варіабельністю розподілу в цій когорті. Тому побудували дослідницьку модель на основі фенотипу, щоб оцінити, чи може стратифікація за фенотипом створити сигнал для формування гіпотези.

Пацієнтів класифікували до груп високого ризику (n = 57; 41,0%), низького ризику (n = 76; 54,7%) і проміжного ризику (n = 6; 4,3%). Загальні частоти рецидивів становили відповідно 40,4%, 21,1% і 16,7%. C-index становив 0,394 (95% ДІ 0,312–0,475). Аналіз Каплана—Маєра продемонстрував розділення груп (log-rank p = 0,031; рисунок 7); кумулятивна частота рецидивів через 1 рік у групах низького, проміжного та високого ризику становила відповідно 14,0%, 16,7% і 26,6% (таблиця 6). Порівняльні показники ефективності наведено в таблиці 7, а AUC, залежні від часу, через 1, 3 і 5 років — на рисунку 8.

Обговорення

У цій незалежній педіатричній когорті шкала MOG-AR продемонструвала обмежену дискримінацію на всіх оцінених часових горизонтах і не забезпечила послідовного градієнта ризику першого рецидиву між ступенями. Розподіл предикторів був суттєво обмеженим, жоден окремий компонент шкали не був істотно пов’язаний із часом до першого рецидиву, а дослідницьке застосування модифікованих порогів ступенів не покращило розділення груп ризику. Модель на основі фенотипу дала лише сигнал для формування гіпотези та продемонструвала низьку дискримінацію.

Кілька характеристик когорти обмежували ефективний діапазон шкали. Віковий компонент дав нуль балів усім 139 пацієнтам. Незастосування IST (95,0%) і тривалість OCS ≥3 місяців (96,4%) були майже сталими характеристиками лікування, а не ефективними дискримінаторами. Унаслідок цього 94,3% пацієнтів зосередилися у ступенях 2 і 3, що обмежило оцінювання в передбаченому шкалою діапазоні предикторів і ризику.

Загальний log-rank-тест для оригінальних ступенів MOG-AR був статистично значущим. Однак ступінь 4 охоплював лише двох пацієнтів, а оцінка частоти рецидивів через 1 рік була дуже неточною — 50,0% (95% ДІ 0,0–87,5%). Відповідні показники для ступенів 1, 2 і 3 становили 16,7%, 14,9% і 23,3%. Ці оцінки не демонстрували послідовного монотонного градієнта, тому загальне значення p не слід трактувати як доказ клінічно надійної стратифікації ризику.

У аналізі чутливості пороги ступенів знизили на два бали, водночас безперервні показники MOG-AR і ранжування пацієнтів залишилися незмінними. Модифіковані пороги не покращили розділення за Капланом—Маєром (log-rank p = 0,359) і не створили змістовного градієнта однорічного ризику рецидиву. Отже, альтернативні пороги категорій не подолали обмежений розподіл предикторів у цій когорті. Цей аналіз був дослідницькою перекласифікацією порогів, а не оновленням моделі.

Ефективність MOG-AR відрізнялася в різних зовнішніх когортах. Неоптимальну дискримінацію повідомляли в італійській [5], північноамериканській [25] і британській когортах [18], тоді як незалежна китайська когорта продемонструвала прийнятну дискримінацію [17]. У нашій педіатричній когорті невнесення вікового компонента та обмежена варіабельність лікування звузили ефективний діапазон шкали й могли сприяти низькій дискримінації. Аналіз чутливості також показав, що просте модифікування категоріальних порогів не покращило розділення груп ризику.

Важливо, що оригінальну шкалу MOG-AR розробили за допомогою моделей Андерсена—Гілла в межах структури повторних подій, тоді як у цьому аналізі оцінювали час від дебюту хвороби до першого рецидиву. Ми застосували опублікований алгоритм без зміни його компонентів або балів, але не відтворювали оригінальний цільовий результат чи специфікацію моделі повторних подій. Тому результати слід тлумачити як зовнішнє оцінювання опублікованої шкали для прогнозування першого рецидиву в незалежній педіатричній когорті. Відмінності у визначенні результату та складі когорти могли сприяти нижчій ефективності в цьому дослідженні.

Неоднорідність лікування може частково пояснювати відмінності ефективності MOG-AR між когортами. IST після нападу застосовували приблизно у 21,8% пацієнтів оригінальної когорти [10], 28,4% італійської когорти [5], 4,6% британської когорти [18] і 5,0% нашої педіатричної когорти. Оскільки пов’язані з лікуванням змінні роблять значний внесок у показник MOG-AR, ці відмінності можуть впливати на розподіл показників і спостережувані ризики рецидиву. Однак сама практика лікування навряд чи пояснює неоднорідні результати зовнішніх оцінювань.

Дослідницька модель на основі фенотипу вказала, що фенотип дебюту сам по собі може мати помірне прогностичне значення в дітей із MOGAD. Спостережуваний градієнт між групами низького, проміжного та високого фенотипового ризику був спрямовано узгоджений із біологічною правдоподібністю: неврит зорового нерва на момент дебюту послідовно визначали як чинник ризику рецидивного перебігу дитячого MOGAD [1], тоді як дебют у формі ADEM, особливо в молодших дітей, пов’язували переважно з монофазним перебігом [20,21]. Однак група проміжного ризику була малою (n = 6), що обмежує надійність оцінювання частот подій у цій страті. Оскільки модель розробляли й оцінювали в одній когорті, наведені показники відображають ефективність у вибірці й, імовірно, є оптимістичними. Ці результати слід розглядати суто як такі, що формують гіпотезу; до будь-якого клінічного застосування потрібні проспективна розробка та незалежна валідація в педіатричних когортах достатнього розміру.

Обмежена прогностична ефективність MOG-AR у цій когорті відображає ширші труднощі в пошуку надійних клінічних предикторів дитячого MOGAD. Чинники, пов’язані з ризиком рецидиву в дітей із MOGAD, залишаються недостатньо охарактеризованими, а результати різних досліджень були непослідовними [21]. Титр антитіл MOG-IgG — один із найбільш клінічно значущих прогностичних параметрів MOGAD — не включили до оригінальної моделі [10]. Персистування позитивного MOG-IgG і високі титри в період ремісії пов’язували з підвищеним ризиком рецидиву, а сероконверсію до негативних титрів — зі значним зниженням частоти рецидивів [4,12]. З погляду візуалізації нові ураження, виявлені під час контрольної МРТ, пов’язані з наступними рецидивами дитячого MOGAD [26]. Це свідчить, що до майбутніх педіатричних прогностичних моделей, можливо, слід включати динаміку антитіл у часі та динамічні МРТ-ознаки, а не лише характеристики першого нападу.

Дослідження мало кілька обмежень. По-перше, віковий компонент давав нуль балів усім пацієнтам, а пов’язані з лікуванням компоненти мали обмежену варіабельність. Такий склад когорти обмежив оцінювання в передбаченому шкалою діапазоні предикторів і ризику. По-друге, оригінальну MOG-AR розробили в структурі повторних подій Андерсена—Гілла, тоді як у цьому дослідженні оцінювали час до першого рецидиву, тому оригінальну структуру результату не відтворили. По-третє, одноцентровий ретроспективний дизайн міг спричинити систематичні помилки направлення та інформації. Точні інтервали від дебюту до початку лікування були доступні не завжди, що унеможливило надійний аналіз часу до гострого лікування. По-четверте, лише двох пацієнтів класифікували як ступінь 4, тому надійно оцінити підгрупу найвищого ризику неможливо. По-п’яте, серійні титри MOG-IgG були недоступні. По-шосте, когорту набирали в центральному та південному Китаї, що може обмежувати узагальнення результатів для інших популяцій. Нарешті, дослідницьку педіатричну фенотипову модель розробили й оцінювали в одній когорті без зовнішньої валідації.

Висновки

У цій незалежній одноцентровій педіатричній когорті MOGAD опублікована шкала MOG-AR не забезпечила клінічно значущої стратифікації ризику першого рецидиву. Обмежена варіабельність компонентів, пов’язаних із віком і лікуванням, могла сприяти її низькій ефективності. Потрібна подальша багатоцентрова валідація в педіатричних когортах із ширшим спектром клінічних випадків і схем лікування, перш ніж можна буде встановити загальну застосовність шкали в дітей.