術(shù)前血小板與淋巴細(xì)胞比值對肝癌切除術(shù)后患者預(yù)后價(jià)值的Meta分析

魏永健，任龍飛，張磊，李汛,

（1.蘭州大學(xué)第一臨床醫(yī)學(xué)院，甘肅 蘭州 730000；2.甘肅省生物治療與再生醫(yī)學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，甘肅 蘭州 730000；3.蘭州大學(xué)第一醫(yī)院 普通外科，甘肅 蘭州 730000；4.蘭州大學(xué)醫(yī)學(xué)院 腫瘤防治中心，甘肅 蘭州 730000；5.甘肅省肝膽胰外科研究所，甘肅 蘭州730000）

肝癌是全球發(fā)病率第六，病死率第三的惡性腫瘤[1]，是影響人類健康的重大癌癥負(fù)擔(dān)，其中最為常見的是肝細(xì)胞癌（hepatocellular carcinoma，HCC）。根治性切除術(shù)是肝癌的首選治療方法，尤其針對早期患者。然而，盡管診治技術(shù)不斷發(fā)展進(jìn)步，肝癌預(yù)后不良仍是臨床工作面臨的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，據(jù)統(tǒng)計(jì)，肝癌的復(fù)發(fā)率高達(dá)60%～70%[2-3]，肝切除術(shù)后2年內(nèi)復(fù)發(fā)率高達(dá)43.1%，術(shù)后患者的5年生存率僅有30%～50%[4-5]。因此，找尋經(jīng)濟(jì)可靠的生物預(yù)測指標(biāo)，對提高肝癌患者預(yù)后及生存質(zhì)量具有重要意義。

近年來，研究發(fā)現(xiàn)全身炎癥在腫瘤的發(fā)生、發(fā)展中起重要作用，癌癥相關(guān)炎癥也已被證實(shí)與惡性腫瘤預(yù)后不良相關(guān)[6-7]。全身炎癥指標(biāo)，如中性粒細(xì)胞與淋巴細(xì)胞比值（neutrophilto lymphocyte ratio，NLR）、C反應(yīng)蛋白等在多種腫瘤中被廣泛研究[8-10]。近期研究表明，術(shù)前血小板與淋巴細(xì)胞比值（platelet to lymphocyte ratio，PLR）可能是肝癌的預(yù)后指標(biāo)，然而其對于肝切除術(shù)后預(yù)后的預(yù)測作用仍存在爭議，如Huang等[11]研究認(rèn)為術(shù)前分層PLR可用于預(yù)測HCC術(shù)后患者生存，Kabir等[10]發(fā)現(xiàn)聯(lián)合術(shù)前NLR與PLR對于預(yù)測HCC患者總生存期（overall survival，OS）和無復(fù)發(fā)生存期（recurrence free survival，RFS）具有顯著價(jià)值，而涉及多種炎癥指標(biāo)的前瞻性研究發(fā)現(xiàn)，術(shù)前PLR對于預(yù)測HCC患者預(yù)后并無明顯價(jià)值[12]；此外，各研究確定的PLR臨界值有較大的差別。Meta分析作為最高級(jí)別證據(jù)來源，可用于分析事物間的具體關(guān)系。本研究旨在應(yīng)用Meta分析評估術(shù)前PLR與肝癌切除術(shù)后患者預(yù)后的關(guān)系，進(jìn)而對術(shù)前PLR的臨床應(yīng)用提供有效參考。

1 材料與方法

1.1 檢索策略

計(jì)算機(jī)檢索PubMed、Embase、Web of Science、Cochrane Library、中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫、中國生物醫(yī)學(xué)數(shù)據(jù)庫。檢索時(shí)限為各數(shù)據(jù)庫建庫至2020年3月11日。英文檢索詞：Liver Cell Carcinoma；Liver Carcinoma；Hepatic Carcinoma；Hepatic Cell Carcinoma；Hepatocarcinoma；Hepatocellular Carcinoma；Hepatoma；Hepatocellular Cancer；Primary Liver Carcinoma；HCC；Liver Neoplasm；Liver Cancer；Liver Primary Cancer；Hepatic Neoplasm；Hepatic Cancer；Cancer of Liver；Cancer of the Liver；Primary Liver Cancer；Platelet to Lymphocyte Ratio；Platelet-to-Lymphocyte Ratio；PLR；Platelet Lymphocyte ratio；Platelet-Lymphocyte Ratio；Platelet/Lymphocyte Ratio；Thrombocyte Lymphocyte Ratio。中文檢索詞：肝癌；肝細(xì)胞癌；肝腫瘤；肝惡性腫瘤；血小板/淋巴細(xì)胞比值；血小板與淋巴細(xì)胞比值；血小板淋巴細(xì)胞比值；血小板-淋巴細(xì)胞比值。檢索采用主題詞加自由詞的方式，遵循Cochrane檢索要求。

1.2 納入和排除標(biāo)準(zhǔn)

納入標(biāo)準(zhǔn)：⑴ 經(jīng)影像學(xué)或病理證實(shí)的HCC；⑵ 患者接受肝切除術(shù)治療；⑶ 報(bào)告術(shù)前PLR情況及確定的臨界值；⑷ 以O(shè)S、無瘤生存期（disease free survival，DFS）或RFS為結(jié)局指標(biāo)，報(bào)告危險(xiǎn)比（hazard ratio，HR）及其95%置信區(qū)間（confidence interval，CI）或者提供可用于計(jì)算HR及其95% CI的數(shù)據(jù)資料。排除標(biāo)準(zhǔn)：⑴ 非HCC，復(fù)發(fā)性肝癌或肝轉(zhuǎn)移癌；⑵ 綜述（傳統(tǒng)或系統(tǒng)綜述）、會(huì)議摘要、信函、無全文文獻(xiàn)；⑶ 同一研究的數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表；⑷ 非術(shù)前PLR或未報(bào)道PLR臨界值；⑸ 非手術(shù)治療、非單純手術(shù)治療或治療方式不明確；⑹ 無法獲取或計(jì)算HR及其95% CI；⑺ 動(dòng)物或細(xì)胞實(shí)驗(yàn)。

1.3 數(shù)據(jù)提取及文獻(xiàn)質(zhì)量評價(jià)

由2名評價(jià)員分別獨(dú)立進(jìn)行文獻(xiàn)篩選及數(shù)據(jù)提取，無法通過標(biāo)題及摘要明確納入或排除的，進(jìn)行全文瀏覽，通過討論處理分歧。對于納入研究，提取以下信息：第一作者、發(fā)表年份、國家、樣本量、患者年齡及性別、隨訪時(shí)間、PLR臨界值、治療方案（手術(shù)治療及術(shù)后接受抗癌治療情況）、結(jié)局指標(biāo)（OS、DFS、RFS）、HR及其95% CI及來源（同時(shí)報(bào)告單因素和多因素分析的納入多因素分析結(jié)果）、研究設(shè)計(jì)類型、肝癌分期、其他臨床病理特征（如腫瘤大小、腫瘤數(shù)量等）。2名評價(jià)員分別獨(dú)立采用Newcastle-Ottawa量表（NOS）對納入研究進(jìn)行質(zhì)量評估進(jìn)行質(zhì)量評價(jià)，NOS由研究對象選擇（0～4分）、組間可比性（0～2分）及結(jié)果測量（0～3分）組成。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理

從納入研究中直接獲取或計(jì)算效應(yīng)量HR及其95% CI，HR＞1提示PLR升高與肝癌預(yù)后不良相關(guān)。I2檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)納入研究的異質(zhì)性，I2＞50%或Ph＜0.05認(rèn)為研究間存在異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型合并效應(yīng)量，反之使用固定效應(yīng)模型。敏感性分析、亞組分析及Meta回歸用于解釋異質(zhì)性來源。采用Egger's檢驗(yàn)及剪補(bǔ)法定量檢測發(fā)表偏倚。P＜0.05認(rèn)為有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。使用Stata 12.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。

2 結(jié) 果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果

經(jīng)檢索各數(shù)據(jù)庫得到906篇文獻(xiàn)，其中英文文獻(xiàn)821篇，中文85篇，經(jīng)去重及仔細(xì)篩選，最終26項(xiàng)研究共12 288例患者納入Meta分析。篩選流程見圖1。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖Figure1 Literature filtering process

2.2 納入研究的特征

本研究納入25項(xiàng)回顧性研究[9-11,13-34]，1項(xiàng)前瞻性研究[12]，發(fā)表于2014—2019年，其中20項(xiàng)[9,11,13,15-16,18-29,32-34]來自中國，3項(xiàng)[12,14,17]來自日本，2項(xiàng)[10,31]來自新加坡，1項(xiàng)[30]來自美國，各研究HR及95% CI反映術(shù)前PLR與患者預(yù)后關(guān)系?；颊咧形荒挲g為50.1～68歲，9項(xiàng)研究[14-16,18,21-23,28,32]明確表明術(shù)后患者接受其他抗癌治療，3項(xiàng)研究[13,20,34]患者巴塞羅那臨床肝癌（Barcelona Clinic Liver Cancer，BCLC）分期為0或A期。NOS評分7分9項(xiàng)，6分10項(xiàng)，5分7項(xiàng)（表1）。

2.3 術(shù)前PLR與肝癌OS的關(guān)系

有25項(xiàng)研究[9-11,13-34]涉及術(shù)前PLR與肝切除術(shù)后患者OS的關(guān)系。使用固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)量時(shí)，研究間有明顯的異質(zhì)性（I2=87%，Ph＜0.001），故采用隨機(jī)效應(yīng)模型。Meta結(jié)果顯示，術(shù)前PLR與OS縮短相關(guān)，合并效應(yīng)量HR=1.03（95% CI=1.01～1.04，P＜0.001）（圖2）。對3項(xiàng)僅涉及BCLC0或A期患者的研究[13,20,34]進(jìn)行效應(yīng)量合并，同樣發(fā)現(xiàn)術(shù)前PLR可預(yù)測患者不良的總生存期（HR=1.45，95% CI=1.17～1.79，P＜0.05）；術(shù)后接受局部消融治療、經(jīng)動(dòng)脈化療栓塞術(shù)等抗癌治療的患者，術(shù)前PLR也與OS不良相關(guān)（HR=1.07，95% CI=1.03～1.11，P＜0.001）（表2）。

分別100、150、200進(jìn)行臨界值分組，進(jìn)一步探索PLR預(yù)測患者術(shù)后OS的取值范圍。結(jié)果顯示，臨界值＜100時(shí)，術(shù)前PLR與患者OS縮短無關(guān)（HR=1.12，95% CI=0.88～1.41，P=0.365），而分別以150及200進(jìn)行分組，合并HR后，各組結(jié)果均提示PLR與患者術(shù)后較差的OS相關(guān)（表2）。

表1 納入研究特征Table1 Main characteristics of the studies included

圖2 術(shù)前PLR與肝癌切除術(shù)后OS 關(guān)系的Meta分析Figure2 Meta-analysis of the relationship between preoperative PLR and OS after hepatectomy

表2 術(shù)前PLR與OS 關(guān)系的亞組分析Table2 Subgroup analysis of the relationship between preoperative PLR and OS

2.4 術(shù)前PLR與肝癌DFS/RFS 的關(guān)系

有22項(xiàng)研究[9-10,12-17,19-20,22-31,33-34]報(bào)道了術(shù)前PLR與肝切除術(shù)后患者DFS或RFS的關(guān)系，各研究間有顯著的異質(zhì)性（I2=80.9%，Ph＜0.001），故采用隨機(jī)效應(yīng)模型合并效應(yīng)量HR=1.05（95% CI=1.02～1.07，P＜0.05）（圖3），提示術(shù)前PLR與患者DFS/RFS縮短相關(guān)。而對僅涉及BCLC 0期或A期患者的研究進(jìn)行效應(yīng)量合并后，發(fā)現(xiàn)患者術(shù)前PLR與DFS/RFS縮短無關(guān)（HR=1.16，95% CI=0.91～1.48，P＞0.05）；對從多因素分析中提取的數(shù)據(jù)合并效應(yīng)量，結(jié)果否定了PLR與術(shù)后DFS/RFS的關(guān)系（HR=1.02，95% CI=0.997～1.033，P＞0.05）。進(jìn)一步探索PLR影響DFS/RFS的臨界值范圍。結(jié)果顯示，臨界值＜100時(shí)，術(shù)前PLR與患者較差DFS/RFS無關(guān)（HR=1.26，95% CI= 0.93～1.72，P=0.135），分別以150及200進(jìn)行分組合并HR后，各組結(jié)果均提示PLR與較短的DFS/RFS相關(guān)（表3）。

圖3 術(shù)前PLR與肝癌切除術(shù)后DFS/RFS 相關(guān)性的Meta分析Figure3 Meta-analysis of the correlation between preoperative PLR and DFS/RFS after hepatectomy

表3 術(shù)前PLR與DFS/RFS 關(guān)系的亞組分析Table3 Subgroup analysis of the relationship between preoperative PLR and DFS/RFS

2.5 異質(zhì)性分析及發(fā)表偏倚

如前所述，涉及OS的25篇文獻(xiàn)及22篇關(guān)于DFS/RFS的文獻(xiàn)均存在明顯的異質(zhì)性，分別進(jìn)行異質(zhì)性來源分析和發(fā)表偏倚檢測。OS方面，亞組分析顯示，3項(xiàng)關(guān)于BCLC0或A期的研究[13,20,34]間無明顯異質(zhì)性，而進(jìn)行全部期別或未明確期別的研究均存在較大異質(zhì)性（表2）；敏感度分析結(jié)果顯示，分別去除樣本量＞500的5項(xiàng)研究[13,18,24,28-29]，合并效應(yīng)量并無明顯波動(dòng)；Meta回歸提示，臨界值≥150和＜150與異質(zhì)性有關(guān)（P＞|t|=0.024）；Egger's檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)存在明顯的發(fā)表偏倚（P＞|t|=0.000），通過剪補(bǔ)法，增加了11項(xiàng)研究后，結(jié)果仍較為穩(wěn)定地顯示術(shù)前高PLR與較差的OS相關(guān)。DFS/RFS方面，亞組分析顯示樣本量及不同臨界值取值可能是異質(zhì)性來源（表3）；敏感性分析發(fā)現(xiàn)去除樣本量較大的研究后結(jié)果仍穩(wěn)定；Meta回歸發(fā)現(xiàn)，異質(zhì)性與樣本量有關(guān)（P＞|t|=0.019）；各研究間存在明顯的發(fā)表偏倚（Egger's檢驗(yàn)：P＞|t|=0.000）。

3 討 論

近年來，關(guān)于NLR、PLR等全身炎癥指標(biāo)預(yù)測腫瘤預(yù)后的研究不斷報(bào)道，其簡單經(jīng)濟(jì)非侵入的特點(diǎn)吸引著研究者的眼球，但諸多研究結(jié)果間存在著較大的爭議，使用Meta分析的方法可有效解決這一問題。涉及6 457例食管癌患者的Meta分析[35]顯示術(shù)前高NLR與患者較差的生存率有關(guān)；涉及PLR與尿路上皮癌的Meta分析[36]納入5 354例患者，該研究發(fā)現(xiàn)PLR升高與患者較差的無進(jìn)展生存期和DFS相關(guān)，而與OS無關(guān)；在鼻咽癌中的一項(xiàng)Meta分析研究[37]發(fā)現(xiàn)，PLR增加可預(yù)測患者較差的OS、無進(jìn)展生存期和無遠(yuǎn)處轉(zhuǎn)移生存期。此外，很多研究認(rèn)為PLR可作為HCC的預(yù)后指標(biāo)，Song等[38]通過分析涉及2 507例患者的11項(xiàng)研究后發(fā)現(xiàn)，高PLR與HCC患者不良OS、DFS/RFS相關(guān)，肯定了PLR的預(yù)后價(jià)值。肝切除術(shù)是HCC首選治療方式，但術(shù)后復(fù)發(fā)率高、生存期短嚴(yán)重影響手術(shù)療效，目前對于術(shù)前PLR與術(shù)后患者預(yù)后關(guān)系的研究結(jié)果間存在較大爭議，且尚無相關(guān)Meta分析證明其預(yù)后價(jià)值。本研究通過檢索和篩選相關(guān)研究，最終納入總計(jì)12 288例患者的26項(xiàng)研究并進(jìn)行Meta分析，合并效應(yīng)量后發(fā)現(xiàn)，術(shù)前PLR與肝癌切除術(shù)后患者OS及DFS/RFS縮短相關(guān)，提示PLR可用于預(yù)測HCC患者術(shù)后預(yù)后不良，這與Song等[38]的研究結(jié)論一致，也與肺癌、結(jié)直腸癌、鼻咽癌等腫瘤中的Meta結(jié)果相同[37,39-40]。

PLR升高與HCC等腫瘤患者預(yù)后不良相關(guān)的原因目前尚無定論，大多認(rèn)為與血小板促癌作用增加及淋巴細(xì)胞抑癌作用減低有關(guān)[36,39]。第一，血小板對腫瘤發(fā)生發(fā)展有促進(jìn)作用[41-42]，一方面，腫瘤細(xì)胞可激活血小板，提高血管內(nèi)皮生成因子及其趨化因子、血小板衍生5-羥色胺、血栓素A2、前列腺素E2等多種血小板來源細(xì)胞因子水平，通過影響腫瘤微環(huán)境，進(jìn)而促進(jìn)血管生成和腫瘤生長[41-43]；另一方面，血小板通過將主要組織相容性復(fù)合體I類分子轉(zhuǎn)移到腫瘤細(xì)胞表面等方式促進(jìn)腫瘤免疫逃逸[41]。第二，淋巴細(xì)胞作為機(jī)體免疫細(xì)胞，是機(jī)體對抗異已物質(zhì)的主要細(xì)胞，其數(shù)量反映了機(jī)體識(shí)別和清除腫瘤細(xì)胞的能力[17]，有研究證實(shí)淋巴細(xì)胞與腫瘤病灶切除術(shù)后較長的DFS及OS相關(guān)[44]?？傊?，血小板數(shù)量增加或淋巴細(xì)胞數(shù)量減少均有利于腫瘤的生長和復(fù)發(fā)，從而影響患者預(yù)后。

Lin等[45]的Meta發(fā)現(xiàn)術(shù)前PLR升高與HCC患者較差的OS及DFS相關(guān)，但其合并的BCLC A期的研究間存在高度統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性（I2=78.00%）。本研究對僅涉及BCLC 0或A肝癌患者的3項(xiàng)研究[13,20,34]進(jìn)行效應(yīng)量合并，結(jié)果顯示術(shù)前PLR可預(yù)測患者OS縮短，但與較差的DFS/RFS無關(guān)。以下原因可能解釋此結(jié)果，一方面涉及的研究較少，研究樣本及治療質(zhì)量存在差異，另一方面，較晚期患者而言，早期肝癌患者復(fù)發(fā)率較低。同時(shí)，本研究發(fā)現(xiàn)，術(shù)后接受其他抗癌治療的患者，PLR也可預(yù)測患者OS縮短。以上結(jié)果提示，PLR對于HCC預(yù)后可能具有較大的預(yù)測價(jià)值，這需要未來研究進(jìn)一步驗(yàn)證。

目前的研究PLR臨界值取值存在較大差異，而以不同臨界值進(jìn)行分組探究PLR與肝癌預(yù)后關(guān)系必然得到不同甚至截然相反的結(jié)果。對此，本研究以100，150，200為界限，探究PLR預(yù)測肝癌預(yù)后的臨界值取值范圍。結(jié)果顯示，臨界值取值小于100時(shí)，PLR不能用于預(yù)測肝癌切除術(shù)后不良的OS、DFS/RFS。因此可作出如下假設(shè)，HCC中血小板與淋巴細(xì)胞分別反映促癌作用和抑癌作用，這種反映間存在一定限制，體現(xiàn)在細(xì)胞計(jì)數(shù)上即PLR約等于100，當(dāng)PLR＞100時(shí)，可反映出該限制被打破，HCC進(jìn)展明顯，患者預(yù)后變差。此假設(shè)需要未來研究補(bǔ)充和證實(shí)。

本研究存在以下局限性：⑴ 納入的研究多為回顧性研究，各研究設(shè)計(jì)及治療方式存在差異；⑵ 各研究間異質(zhì)性較為顯著，且存在明顯的發(fā)表偏倚；⑶ 各研究PLR臨界值取值存在較大差異，且取值方法不同，可能影響本研究結(jié)果。因此，本研究結(jié)果需要未來高質(zhì)量、多中心、前瞻性研究進(jìn)一步確定。

總體而言，基于當(dāng)前研究發(fā)現(xiàn)，術(shù)前PLR可作為肝癌患者肝切除術(shù)后預(yù)后的預(yù)測指標(biāo)，作為全身炎癥指標(biāo)有一定的臨床參考價(jià)值。PLR的臨界值取值＞100時(shí)，其對于患者預(yù)后的預(yù)測能力更為顯著。