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問いはまず「関連」。同じ集団の治療方針を変えた場合の「因果効果」とは区別する。首先回答“关联”；这不等于同一目标人群改变治疗策略后的“因果效应”。First ask about association—not the causal effect of changing treatment in the same population.

追跡時間の単純な最小値ではない。この打切り規則は最終コードの定義であり、追跡過程への妥当性は別途必要。不是直接取两列随访时间的最小值。这里复现最终代码的删失规则，其合理性仍取决于随访过程。Do not simply minimize the follow-up columns. This reproduces the final code’s censoring rule; its suitability depends on the follow-up process.

5年RFS5年RFSFive-year RFS	推定値 [95%CI]估计值 [95%CI]Estimate [95% CI]
化学療法なし无化疗No chemotherapy	57.5% [55.5, 59.5]
化学療法あり有化疗Chemotherapy	53.7% [49.5, 57.7]
差：あり − なし差值：有 − 无Difference: yes − no	−3.8 pp [−8.4, +0.7]

全追跡期間のlog-rank：p = 0.4078。非有意は同等性の証明ではない。全随访期 log-rank：p = 0.4078。不显著不代表等效。Full-follow-up log-rank: p = 0.4078. Nonsignificance is not equivalence.

KM：log–log区間。5年差：独立群のGreenwood標準誤差による正規近似。KM使用log–log置信区间；5年差值基于独立组Greenwood标准误作正态近似。KM uses log–log intervals; the five-year contrast uses a normal approximation with independent-group Greenwood standard errors.

赤＝なし、青＝あり。差の単位 pp はパーセントポイント（相対変化率ではない）。红＝无化疗，蓝＝有化疗。pp指百分点，而非相对变化百分比。Red = no chemotherapy; blue = chemotherapy. pp means percentage points, not relative percent change.

重み付けが揃えられるのは測定された背景。未測定の共通原因を消すことはできない。加权只能平衡已测量的背景，不能消除未测量的共同原因。Weighting can balance measured backgrounds; it cannot remove unmeasured common causes.

重み付けは、存在しない治療群を作り出せない。加权无法创造不存在的治疗组。Weighting cannot create a treatment group that is absent.

まず nodes > 0 に限定し、その中で両治療の選択確率が重なる患者を重視する。先限制在 nodes > 0 人群，再强调其中两种治疗选择概率存在重叠的患者。First restrict to nodes > 0, then emphasize patients whose probabilities of receiving either treatment overlap.

推定対象は全2,982例でも、リンパ節陽性全例のATEでもない。估计目标既不是全部2,982人，也不是全部淋巴结阳性患者的ATE。The target is neither all 2,982 patients nor the ATE for every node-positive patient.

傾向スコア e(L) = Pr(A = 1 | L)：ロジスティック回帰。倾向评分 e(L) = Pr(A = 1 | L)：逻辑回归。Propensity score e(L) = Pr(A = 1 | L), estimated by logistic regression.

治療前の共通原因候補を、臨床知識と先行研究に基づき選ぶ。媒介変数やcolliderの調整を避ける。结合临床知识与先行研究选择治疗前共同原因候选变量，避免调整中介或碰撞变量。Select plausible pretreatment common causes using clinical knowledge and prior research; avoid adjusting for mediators or colliders.

手術年とホルモン療法は最終モデルに含まれない。除外は「交絡しない」証明ではない。最终模型未纳入手术年份和激素治疗；未纳入不等于不存在混杂。Surgery year and hormone therapy are omitted. Omission does not establish that they cannot confound the association.

WeightIt：method = glm, estimand = ATO。生存推定の関数名 iptw_km でも、ここで使うのはOWでありATE-IPTWではない。WeightIt：method = glm，estimand = ATO。生存估计函数虽名为 iptw_km，这里使用的是OW，不是ATE-IPTW。WeightIt: method = glm, estimand = ATO. Despite the survival method name iptw_km, the weights here are OW, not ATE-IPTW.

診断诊断Diagnostic	再実行結果重跑结果Reproduced result
重み付け後の最大 |SMD|加权后最大 |SMD|Maximum post-weighting |SMD|	0.0126
ESS：化学療法なしESS：无化疗ESS: no chemotherapy	277.81
ESS：化学療法ありESS：有化疗ESS: chemotherapy	328.31

ESS = (Σw_i)² / Σw_i²

ESSは重みの不均衡を反映した情報量の目安。実患者数ではない。ESS衡量权重不均衡后的有效信息量，不是真实患者人数。ESS summarizes information after unequal weighting; it is not a patient count.

小さなSMDは測定背景の良好な均衡を示すが、未測定交絡がないことの証明ではない。较小SMD表示已测量背景平衡较好，但不能证明不存在未测量混杂。Small SMDs indicate good measured balance—not absence of unmeasured confounding.

5年RFS5年RFSFive-year RFS	推定値 [95%CI]估计值 [95%CI]Estimate [95% CI]
化学療法なし无化疗No chemotherapy	37.4% [32.4, 42.8]
化学療法あり有化疗Chemotherapy	47.4% [42.4, 52.7]
差：あり − なし差值：有 − 无Difference: yes − no	+10.0 pp [+2.4, +17.7]

患者単位のbootstrap 500回。毎回、傾向スコアと重みを再推定。患者层面bootstrap 500次，每次重新估计倾向评分和权重。500 patient-level bootstrap resamples, re-estimating propensity scores and weights in each sample.

赤＝なし、青＝あり。図のリスク集合は重み付きで、実人数ではない。红＝无化疗，蓝＝有化疗。图下风险集为加权值，不是真实人数。Red = no chemotherapy; blue = chemotherapy. Risk-set values in the figure are weighted, not patient counts.

これはリンパ節陽性の重なり集団における調整後関連。全患者への因果効果ではない。这是淋巴结阳性重叠人群的调整后关联，不是全体患者的因果效应。This is an adjusted association in the node-positive overlap population—not a causal effect for all patients.

最初の5年間に蓄積する平均無再発時間の差。生涯の延命でも、個人の治療利益予測でもない。表示最初5年内累计的平均无复发生存时间之差；不是终身寿命增益，也不是个体疗效预测。A difference in average recurrence-free time accumulated during the first five years—not lifetime survival gain or an individual benefit prediction.

表示は原稿に合わせ整数日へ丸めたもの。再実行の差は193.5日 [97.7, 289.2]。按原稿以整数天展示；重跑差值为193.5天 [97.7, 289.2]。Rounded to whole days as in the source presentation; reproduced contrast: 193.5 days [97.7, 289.2].

背景調整と対象集団の変更が同時に起きている。反転のすべてを「交絡除去」に帰すことはできない。背景调整与目标人群改变同时发生，不能把方向反转全部归因于“消除了混杂”。Adjustment and a change of target population occur together. The reversal cannot be attributed solely to removing confounding.

未調整結果は「化学療法が有害」の証拠ではなく、OW結果も「有益な因果効果」の証明ではない。未调整结果不证明化疗有害，OW结果也不证明化疗存在获益性因果效应。The crude result does not establish harm; the OW result does not prove a causal benefit.

1. RFS構成とデータ監査构造RFS并核查数据Construct RFS and audit data
2. 全コホートのKM・log-rank全队列KM与log-rankWhole-cohort KM and log-rank
3. nodes > 0 → 傾向スコア → OW → 診断nodes > 0 → 倾向评分 → OW → 诊断nodes > 0 → propensity score → OW → diagnostics
4. 重み付き生存曲線・5年RFS・RMST加权生存曲线、5年RFS与RMSTWeighted survival curves, five-year RFS and RMST

元付録の探索的Cox診断や極端なATE-IPTW重みは最終スクリプトの再現対象ではない。ここでは主要結果として提示しない。原附录探索性的Cox诊断与极端ATE-IPTW权重不由最终脚本复现，因此不作为本版主要结果。Exploratory Cox diagnostics and extreme ATE-IPTW weights in the original appendix are not reproduced by the final script and are not presented here as main results.

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