dNLR、PLR對非小細(xì)胞肺癌根治術(shù)患者預(yù)后評估

徐彪 沙紀(jì)名 趙旭東 曹煒 吳君旭 周曉 徐盛松

非小細(xì)胞肺癌根治術(shù)（Non Small Cell Lung Cancer；NSCLC）發(fā)病率占肺癌81%，是我國發(fā)病率、死亡率最高的惡性腫瘤［1］，而手術(shù)仍是目前主要根治性手段。經(jīng)數(shù)據(jù)分析，術(shù)后生存率36%～82%，差異性較大，為了更準(zhǔn)確預(yù)測患者預(yù)后，需合理選擇評估指標(biāo)［2］。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，癌癥惡化與外周血炎癥狀態(tài)存在一定相關(guān)性，直接影響肺癌患者生存、轉(zhuǎn)移、復(fù)發(fā)［3］。而血小板-淋巴細(xì)胞比值（Platelet Lymphocyte Ratio，PLR）、中性粒細(xì)胞與淋巴細(xì)胞比例（Neutrophil to lymphocyte ratio，dNLR）是反映炎癥狀態(tài)常用指標(biāo)，其中PLR 不僅能夠反映機(jī)體炎癥水平，也在結(jié)直腸癌、胃癌中具有較高預(yù)測價值，但運(yùn)用于肺癌研究中報道較少。dNLR 是全身炎癥反應(yīng)的標(biāo)志物之一，可反映多種腫瘤預(yù)后，但關(guān)于其術(shù)前預(yù)測價值研究較少。為此本文便針對dNLR、PLR 術(shù)前預(yù)測價值進(jìn)行了深入探索，并分析了兩者指標(biāo)單方面和聯(lián)合篩查在NSCLC 患者預(yù)后判定中作用性以及對生存率的預(yù)測性。

1 資料和方法

1.1 一般資料

分析本院在2016年4月至2019年3月期間收治的148 例非小細(xì)胞肺癌根治術(shù)患者基本資料。男性84 例，女性64 例；年齡：＜60 歲56 例，≥60 歲92例；手術(shù)方式：肺葉切除102 例，亞肺葉切除46 例；腫瘤分期：Ⅱ期70 例，Ⅲ-Ⅳ期78 例。同時根據(jù)148例患者術(shù)后預(yù)后情況分為預(yù)后良好組（n=98），預(yù)后不良組（n=50）。納入標(biāo)準(zhǔn)：①符合NSCLC 臨床診斷標(biāo)準(zhǔn)［4］，且經(jīng)術(shù)后病理活檢確診，具有完整臨床資料；②隨訪資料完整可用；③術(shù)前未進(jìn)行輔助化療干預(yù)；④患者已知情同意本次試驗。排除標(biāo)準(zhǔn)：①近期存在自身免疫性疾病和感染史；②近一周內(nèi)曾使用過刺激骨髓造血系統(tǒng)藥物；③術(shù)前有骨髓造血系統(tǒng)病、血液系統(tǒng)病者；④伴發(fā)第二原發(fā)惡性腫瘤者。符合《赫爾辛基宣言》的倫理審查。

1.2 方法

篩查方式：通過電子病案管理系統(tǒng)收集患者各項資料，包括年齡、性別、腫瘤分期、手術(shù)方案、神經(jīng)侵犯情況以及dNLR、PLR 水平值。運(yùn)用日本希森美康公司提供SYSMEX XE-2100 型號全自動血細(xì)胞分析儀檢測dNLR、PLR 水平值。檢測2 個濃度水平（高低兩種）的質(zhì)控品。PLR=血小板計數(shù)/淋巴細(xì)胞計數(shù)計算得到；dNLR=絕對嗜中性粒細(xì)胞數(shù)/（白細(xì)胞數(shù)一絕對嗜中性粒細(xì)胞數(shù)）。dNLR 最佳分界點(diǎn)為1.53［5］，dNLR≥1.53 判定為預(yù)后不良者，dNLR＜1.53 判定為預(yù)后良好者；PLR 最佳分界點(diǎn)為122［6］，PLR≥122 判定為預(yù)后不良者，PLR＜122 判定為預(yù)后良好者。準(zhǔn)確率=（a+d）/（a+b+c+d）；靈敏度=a/（a+b）*100%；特異度＝d/（c+d）*100%；誤診率=b/（a+b）*100%；漏診率＝c/（c+d）*100%。

1.3 觀察指標(biāo)

①對比預(yù)后良好組和預(yù)后不良組的各項資料；②以術(shù)后恢復(fù)情況作為判定依據(jù)，分析術(shù)前dNLR、PLR 以及聯(lián)合預(yù)測的價值性，并用ROC 曲線分析三種預(yù)測方式在判定患者預(yù)后的價值性；③分析dNLR、PLR 以及聯(lián)合法在預(yù)測患者生存情況中作用性?？偵嫫冢∣verall survival，OS）是指患者確診為NSCLC 后至隨訪1年因任何原因死亡的時間。

1.4 統(tǒng)計學(xué)處理

采用SPSS 20.0 統(tǒng)計學(xué)軟件處理；計數(shù)資料用n（%）表示，行χ2檢驗；影響患者預(yù)后因素采用二元Logistic 回歸分析；dNLR、PLR、聯(lián)合的預(yù)測價值評估采用ROC 曲線分析，當(dāng)AUC＞0.9 時預(yù)測準(zhǔn)確性高；Kaplan-Meier 法繪制生存曲線；組間生存差異比較運(yùn)用log-rank 檢驗；以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 兩組一般資料比較

兩組性別、年齡、手術(shù)方式、神經(jīng)侵犯情況、腫瘤分期情況比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05），兩組dNLR、PLR 比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。見表1。

2.2 分析影響NSCLC 患者預(yù)后因素

dNLR≥1.53、PLR≥122 是影響NSCLC 患者預(yù)后的獨(dú)立因子（P＜0.05）。見表2。

2.3 各項方式的準(zhǔn)確性對比

dNLR預(yù)測準(zhǔn)確率為81.08%（120/148），PLR預(yù)測準(zhǔn)確率為83.11%（123/148），聯(lián)合預(yù)測準(zhǔn)確率為97.30%（144/148），聯(lián)合預(yù)測準(zhǔn)確率雖高于單方面準(zhǔn)確率，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（χ2=0.017；P＜0.05）。見表3。

2.4 ROC 曲線分析

ROC 曲線分析顯示，dNLR 預(yù)測的AUC 為0.813，PLR 預(yù)測的AUC 為0.833，dNLR 聯(lián)合PLR預(yù)測AUC 為0.970，均有一定準(zhǔn)確率，見表4。圖1。

表1 兩組一般資料比較［n（%）］Table 1 Comparison of two general data［n（%）］

表2 分析影響NSCLC 患者預(yù)后因素Table 2 Analysis of factors affecting the prognosis of NSCLC patients

表3 各項方式的準(zhǔn)確性對比Table 3 Comparison of accuracy of various methods

表4 dNLR、PLR 預(yù)測及兩項聯(lián)合對患者預(yù)后情況的預(yù)測價值Table 4 Predictive value of dNLR，PLR and the combination of the two on the prognosis of patients

圖1 各項預(yù)測方式在判定預(yù)后情況的ROC 曲線Figure 1 ROC curve of various prediction methods in judging prognosis

2.5 對比不同指標(biāo)含量的死亡率

148 例患者經(jīng)1年隨訪，20 例（13.51%）死亡，中位生存時間為（10.49±0.86）個月。術(shù)前經(jīng)dNLR預(yù)測＜1.53 與≥1.53 患者的OS 分別為3 例（3.41%）、17 例（28.33%），兩組比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（χ2=18.963，P＜0.05）。術(shù)前經(jīng)PLR 預(yù)測＜122與≥122 患者的OS 分別為4 例（4.49%）、16 例（27.12%），兩組比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（χ2=15.539，P＜0.05）。聯(lián)合預(yù)測dNLR＜1.53、PLR＜122與dNLR≥1.53、PLR≥122 患者的OS 分別為0、27例（34.00%），兩組對比死亡率，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（χ2=64.729，P＜0.05），見圖2。

圖2 PLR、dNLR及聯(lián)合預(yù)估NSCLC的Kaplan-Meier分析Figure 2 Kaplan-Meier analysis of NSCLC estimated by dNLR、PLR and dNLR combined with PLR

3 討論

NSCLC 是肺癌患者常見類型。肺雖擁有強(qiáng)大呼吸儲備功能，但不具備痛覺分布神經(jīng)，無法及時察覺病癥，大多就診者均處于中晚期，不僅增加手術(shù)風(fēng)險，導(dǎo)致診斷困難，再加上部分患者因手術(shù)風(fēng)險高、經(jīng)濟(jì)困難等因素影響，無法及時診療，難以確定手術(shù)方案，從而錯過最佳治療時機(jī)，故需盡早開展術(shù)前檢測。血清學(xué)篩查具有創(chuàng)傷小、易獲取、方便、簡便等優(yōu)勢，相比于其他篩查方式，更值得推廣。

楊棟梁［7］學(xué)者研究顯示，腫瘤微環(huán)境及炎癥反應(yīng)在腫瘤發(fā)生、發(fā)展中起到重要意義，故需注重炎癥因子篩查，從而了解預(yù)后情況。本研究結(jié)果說明dNLR、PLR 水平能夠在一定程度上預(yù)測患者預(yù)后情況，可作為獨(dú)立影響因子。dNLR 是常見炎癥因子之一，代表了抗腫瘤與促腫瘤因素之間的平衡，能夠直接反映淋巴細(xì)胞和全血中性粒細(xì)胞比值，發(fā)揮著主要抗腫瘤免疫效應(yīng)，高水平狀態(tài)提示機(jī)體存在T 淋巴細(xì)胞活化抑制，機(jī)體免疫反應(yīng)降低，有利于腫瘤生長和轉(zhuǎn)移，故能夠在一定程度上反映NSCLC 患者預(yù)后狀態(tài)［8-9］。PLR 能夠產(chǎn)生轉(zhuǎn)化生長因子-β 和血小板源性內(nèi)皮生長因子，此類因子有利于腫瘤細(xì)胞生長，進(jìn)入血液循環(huán)后，可與循環(huán)腫瘤細(xì)胞聚合物結(jié)合，產(chǎn)生轉(zhuǎn)化生長因子，引起腫瘤轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)免疫逃逸，通過監(jiān)測水平值變化，能夠了解機(jī)體炎癥狀態(tài)和免疫狀態(tài)，在評估病情預(yù)后中具有一定作用［10-11］。此外，本次結(jié)果進(jìn)一步說明兩者指標(biāo)聯(lián)合進(jìn)行術(shù)前篩查，更具有預(yù)測價值。這說明dNLR、PLR 雖作為獨(dú)立影響因子，但單獨(dú)作為預(yù)測指標(biāo)具有局限性，故需選擇聯(lián)合篩查法［12］。同時本研究通過Kaplan 一Meier 法分析，dNLR、PLR 與患者預(yù)后存在一定相關(guān)性。結(jié)果說明dNLR、PLR 不僅對早期手術(shù)效果評價具有較好預(yù)測價值，對遠(yuǎn)期療效評估也有較好預(yù)測作用，將dNLR、PLR 聯(lián)合預(yù)測能夠了解病情發(fā)生、發(fā)展情況，推廣于預(yù)后評估中具有顯著作用性［13］。

綜上所述，外周血中dNLR、PLR 因易獲取、價格低廉、檢測方便開始廣泛推廣于臨床，在評估非小細(xì)胞肺癌根治術(shù)患者預(yù)后中具有重要意義，有助于術(shù)后風(fēng)險分層評判，提供個體化指導(dǎo)建議。但本次研究仍存在一定局限性，首先本次隨訪時間只有12 個月，相對而言較短。其次，樣本量較少，為了更深入了解dNLR、PLR 評估預(yù)后作用性，需后期擴(kuò)大樣本、增加隨訪時間進(jìn)一步探索。