Opioids are commonly used for preoperative pain management in patients undergoing spine surgery. The objective of this investigation was to assess whether preoperative opioid use predicts worse self-reported outcomes in patients undergoing spine surgery.Five hundred and eighty-three patients undergoing lumbar, thoracolumbar, or cervical spine surgery to treat a structural lesion were included in this prospective cohort study. Self-reported preoperative opioid consumption data were obtained at the preoperative visit and were converted to the corresponding daily morphine equivalent amount. Patient-reported outcome measures were assessed at three and twelve months postoperatively via the 12-Item Short-Form Health Survey and the EuroQol-5D questionnaire, as well as, when appropriate, the Oswestry Disability Index and the Neck Disability Index. Separate multivariable linear regression analyses were then performed.At the preoperative evaluation, of the 583 patients, 56% (326 patients) reported some degree of opioid use. Multivariable analyses controlling for age, sex, diabetes, smoking, surgery invasiveness, revision surgery, preoperative Modified Somatic Perception Questionnaire score, preoperative Zung Depression Scale score, and baseline outcome score found that increased preoperative opioid use was a significant predictor (p < 0.05) of decreased 12-Item Short-Form Health Survey and EuroQol-5D scores, as well as of increased Oswestry Disability Index and Neck Disability Index scores at three and twelve months postoperatively. Every 10-mg increase in daily morphine equivalent amount taken preoperatively was associated with a 0.03 decrease in the 12-Item Short-Form Health Survey physical component summary and mental component summary scores, a 0.01 decrease in the EuroQol-5D score, and a 0.5 increase in the Oswestry Disability Index and Neck Disability Index score at twelve months postoperatively. Higher preoperative Modified Somatic Perception Questionnaire and Zung Depression Scale scores were also significant negative predictors (p < 0.05).Increased preoperative opioid consumption, Modified Somatic Perception Questionnaire score, and Zung Depression Scale score prior to undergoing spine surgery predicted worse patient-reported outcomes. This suggests the potential benefit of psychological and opioid screening with a multidisciplinary approach that includes weaning of opioid use in the preoperative period and close opioid monitoring postoperatively.Prognostic Level II. See Instructions for Authors for a complete description of levels of evidence.

Spine surgery outcome studies rely on patient-reported outcome (PRO) measurements to assess treatment effect, but the extent of improvement in the numerical scores of these questionnaires lacks a direct clinical meaning. Because of this, the concept of a minimum clinically important difference (MCID) has been used to measure the critical threshold needed to achieve clinically relevant treatment effectiveness. As utilization of spinal fusion has increased over the past decade, so has the incidence of same-level recurrent stenosis following index lumbar fusion, which commonly requires revision decompression and fusion. The MCID remains uninvestigated for any PROs in the setting of revision lumbar surgery for this pathology.In 53 consecutive patients undergoing revision surgery for same-level recurrent lumbar stenosis-associated back and leg pain, PRO measures of back and leg pain were assessed preoperatively and 2 years postoperatively, using the visual analog scale for back pain (VAS-BP) and leg pain (VAS-LP), Oswestry Disability Index (ODI), Physical and Mental Component Summary categories of the 12-Item Short Form Health Survey (SF-12 PCS and MCS) for quality of life, Zung Depression Scale (ZDS), and EuroQol-5D health survey (EQ-5D). Four established anchor-based MCID calculation methods were used to calculate MCID (average change; minimum detectable change; change difference; and receiver operating characteristic curve analysis) for 2 separate anchors (health transition index of the SF-36 and the satisfaction index).All patients were available for 2-year PRO assessment. Two years after surgery, a significant improvement was observed for all PROs assessed. The 4 MCID calculation methods generated a range of MCID values for each of the PROs (VAS-BP 2.2-6.0, VAS-LP 3.9-7.5, ODI 8.2-19.9, SF-12 PCS 2.5-12.1, SF-12 MCS 7.0-15.9, ZDS 3.0-18.6, and EQ-5D 0.29-0.52). Each patient answered synchronously for the 2 anchors, suggesting both of these anchors are equally appropriate and valid for this patient population.The same-level recurrent stenosis surgery-specific MCID is highly variable based on calculation technique. The "minimum detectable change" approach is the most appropriate method for calculation of MCIDs in this population because it was the only method to reliably provide a threshold above the 95% confidence interval of the unimproved cohort (greater than the measurement error). Based on this method, the MCID thresholds following neural decompression and fusion for symptomatic same-level recurrent stenosis are 2.2 points for VAS-BP, 5.0 points for VAS-LP, 8.2 points for ODI, 2.5 points for SF-12 PCS, 10.1 points for SF-12 MCS, 4.9 points for ZDS, and 0.39 QALYs for EQ-5D.

Prospective cohort.To assess whether preoperative opioid use is associated with increased perioperative opioid demand and postoperative opioid independence in patients undergoing spine surgery.Previous work has demonstrated increased opioid requirements during the intraoperative and immediate postoperative period in patients with high levels of preoperative opioid use. Despite this, they remain a common agent class used for the management of pain in patients prior to spine surgery.A total of 583 patients were included. Self-reported daily opioid consumption was obtained preoperatively and converted into morphine equivalent amounts and opioid use was recorded at the 12-month postoperative time. Intraoperative and immediate postoperative opioid demand was calculated. Linear regression analyses for intraoperative and immediate postoperative opioid demand while logistic regression analyses for opioid independence at 12 months including relevant covariates such as depression and anxiety were performed.The median preoperative morphine equivalent amount for the cohort was 8.75 mg, with 55% of patients reporting some degree of opioid use. Younger age, more invasive surgery, anxiety, and primary surgery were significantly associated with increased intraoperative opioid demand (P < 0.05). Younger age, anxiety, and greater preoperative opioid use were significantly associated with increased immediate postoperative opioid demand (P < 0.05). More invasive surgery, anxiety, revision surgery, and greater preoperative opioid use were significantly associated with a decreased incidence of opioid independence at 12 months postoperatively (P < 0.01).Greater preoperative opioid use prior to undergoing spine surgery predicts increased immediate postoperative opioid demand and decreased incidence of postoperative opioid independence. Psychiatric diagnoses in those using preoperative opioids were predictors of continued opioid use at 12 months. Patients may benefit from preoperative counseling that emphasizes minimizing opioid use prior to undergoing spine surgery.2.

Mastocytosis is a neoplastic condition characterized by the accumulation of mast cells (MCs) in one or more organs. The condition can occur in childhood or adulthood. Most cases of pediatric mastocytosis are limited to the skin and spontaneously decrease.1 The World Health Organization classification distinguishes between three subtypes of cutaneous mastocytosis (CM): maculopapular cutaneous mastocytosis (MPCM), mastocytoma, and diffuse cutaneous mastocytosis (DCM).2-4 Recently, a new genetic trait called hereditary alpha-tryptasemia (HαT), which corresponds to a duplication/amplification of the alpha-1 allele of the tryptase alpha/beta 1 gene, has been described. HαT is significantly associated with (i) all subtypes of mastocytosis in adulthood (prevalence around 13%) and (ii) a greater risk of severe anaphylaxis.5-8 The objective of the present study was to estimate the prevalence of HαT in a large cohort of patients with pediatric mastocytosis. Ninety patients were included in the present study (Table 1). The median (range) age at onset of mastocytosis was 4 months (0–144) (Table 1). Eighty-six patients (95.6%) had CM, including 48 (53.3%) with MPCM, 31 (34.4%) with mastocytoma and 7 (7.8%) with DCM. Seven of the 90 (7.8%) patients presented with HαT, a prevalence similar to that of the general population in France (5.9%, p = .62) (Table 2). The distribution of tryptase genotypes is represented in Figure S1. There were no differences between the HαT+ and HαT− patients with regard to their clinical, laboratory, and molecular characteristics (Table 1). The prevalence of HαT was 2.1% in patients with MPCM and 0% in patients with DCM (Table 2); it was significantly higher in patients with mastocytoma (19.4%) than in patients with other subtypes of CM (1.8%, 1 out of 55, p = .004) or the general population in France (5.9%, p = .017). The prevalence of cutaneous and digestive symptoms of MC activation (MCA) were similar in HαT+ and HαT− mastocytomas (66.7% vs. 64%, p = .95 and 33.3% vs. 20%, p = .59, respectively) (Table S1). None of the patients with mastocytoma had a history of severe anaphylaxis. The mean basal serum level was significantly higher in HαT+ mastocytoma than in HαT− mastocytoma (13 μg/L vs. 4.7 μg/L, respectively; p < .001). We next compared the prevalence of HαT according to the age of mastocytosis onset by including data from our previous study of adult cohorts.6 The prevalence of HαT was lower (albeit not significantly) in pediatric-onset mastocytosis than in adult-onset mastocytosis (7.8% vs. 12.6%, p = .22; data not shown). We then compared the MPCM pediatric subgroup and adult patients with MPCM in a context of CM, mastocytosis in the skin, or indolent systemic mastocytosis (n = 233). The prevalence of HαT was significantly lower in the pediatric-onset MPCM group compared to the adult-onset group (2.1% vs. 12.4%, p = .03) (Figure S2). Here, we showed that in pediatric mastocytosis, HαT is associated with mastocytoma only. HαT+ patients with mastocytoma did not exhibit more MCA symptoms than HαT− patients with mastocytoma—suggesting that the high prevalence of HαT in mastocytoma was not due by the greater diagnosis of mastocytoma, as revealed by the presence of HαT. Our results further suggest that HαT might predispose the patient to local mast cell accumulation (in association with KIT mutation). The presence of HαT in our pediatric cohort was not associated with a higher risk of anaphylaxis; however, further studies of larger cohorts are needed to confirm this result. We showed that the prevalence of HαT was significantly lower in patients with pediatric onset MPCM than in adult-onset MPCM highlighting the pathophysiological difference between pediatric- and adult-onset types of mastocytosis.1 In conclusion, the prevalence of HαT is specifically high in patients with pediatric mastocytoma. Pathophysiological studies are now needed to understand the link between these two entities. L.P: designed the study. M.M, C.D, and J.A performed in vitro experiments. C.Bu provided DNA from healthy controls. C.B, L.B, N.B, A.W, J.B, P.B, C.M, and L.P enrolled the patients. M.M and L.P wrote the manuscript. J.R, P.D, C.B, and O.H corrected the manuscript. The authors thank the participating patients and their families. This research did not receive any specific funding from agencies or organizations in the public, commercial, or not-for-profit sectors. L.P. was funded by the Bettencourt Schueller Foundation. The CoV-CONTACT study was funded by the INSERM's REACTing program, the French Ministry of Health's PHRC-N COVID-19 program (grant reference: PHRC-20-0242), and the European Commission's RECoVer program (grant reference: 101003589). The authors declare no conflicts of interest with regard to the present study. The data that support the findings of this study are available on request from the corresponding author. The data are not publicly available due to privacy or ethical restrictions. Figure S1. Figure S2. Data S1. Table S1. Please note: The publisher is not responsible for the content or functionality of any supporting information supplied by the authors. Any queries (other than missing content) should be directed to the corresponding author for the article.