HBV相關(guān)慢加急性肝衰竭預(yù)后評(píng)估模型的建立與驗(yàn)證

劉勇鋼，盧建華，閆會(huì)敏，李陽陽，劉卿雪，陳林，付鑫

慢加急性肝衰竭（acute-on-chronic liver failure，ACLF）是指在慢性肝病基礎(chǔ)上由各種誘因引起的急性肝功能失代償，最終導(dǎo)致全身多器官功能障礙。在我國，乙型肝炎病毒相關(guān)慢加急性肝衰竭（hepatitis B virus related ACLF，ACHBLF）是最常見的肝衰竭類型［1-2］。ACLF的發(fā)展是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程，具有病情復(fù)雜、并發(fā)癥多、治療困難、病死率高的特點(diǎn)，因此，在疾病早期精準(zhǔn)預(yù)測(cè)患者預(yù)后，選擇合理的治療方案具有重要意義。近年來，國內(nèi)外學(xué)者在ACHBLF預(yù)后預(yù)測(cè)方面做了大量研究，并提出了相應(yīng)的評(píng)分模型，如終末期肝病模型（mold for endstage liver disease，MELD）及相關(guān)衍生模型、查爾德-特科特-皮尤（Child-Turcotte-Pugh，CTP）評(píng)分、血清白蛋白-膽紅素（albumin-bilirubin，ALBI）和年齡-膽紅素-國際標(biāo)準(zhǔn)化比值-肌酐（age-bilirubin-INRcreatinine，ABIC）等［3-5］。其中，MELD評(píng)分應(yīng)用最為廣泛，預(yù)測(cè)終末期肝病預(yù)后的準(zhǔn)確性較高，但其建模人群來源于以酒精性肝損傷為主的歐美人群，與我國ACLF的病因構(gòu)成不同。ALBI和ABIC分別用于肝細(xì)胞癌相關(guān)肝損傷和酒精性肝損傷，在ACHBLF中的應(yīng)用價(jià)值不高。因此，有必要根據(jù)我國肝衰竭患者的臨床特點(diǎn)，建立合適的ACHBLF預(yù)后評(píng)估模型，以期指導(dǎo)和優(yōu)化ACHBLF患者的治療，改善患者預(yù)后。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 選取天津市第二人民醫(yī)院及石家莊市第五醫(yī)院2015年1月—2020年10月住院治療的ACHBLF患者。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）符合《肝衰竭診治指南（2018版）》的ACLF診斷標(biāo)準(zhǔn)。（2）既往有乙型肝炎病史。（3）臨床資料完整。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡小于18歲或大于75歲。（2）合并肝癌及其他惡性腫瘤，合并嚴(yán)重感染及其他器官嚴(yán)重疾病。最終納入277例患者，其中男209例，女68例。將石家莊市第五醫(yī)院患者（194例）作為建模組，天津市第二人民醫(yī)院患者（83例）作為驗(yàn)證組。

1.2 資料收集 收集所有患者一般臨床特征資料（性別、年齡、既往病史）；入院時(shí)肝功能指標(biāo)，包括總膽紅素（TBIL）、直接膽紅素（DBIL）、丙氨酸轉(zhuǎn)氨酶（ALT）、天冬氨酸轉(zhuǎn)氨酶（AST）、堿性磷酸酶（ALP）、谷氨酰轉(zhuǎn)肽酶（GGT）、白蛋白（ALB）、前白蛋白（PA）、血肌酐（Scr）、膽堿酯酶（CHE）和血清鈉（Na）；凝血功能指標(biāo)，包括凝血酶原時(shí)間（PT）、凝血酶原活動(dòng)度（PTA）、國際標(biāo)準(zhǔn)化比值（INR）和纖維蛋白原（FIB）；血常規(guī)指標(biāo)，包括淋巴細(xì)胞（LYMPH）、單核細(xì)胞（MONO）、中性粒細(xì)胞（NEUT）、白細(xì)胞（WBC）、紅細(xì)胞（RBC）、血紅蛋白（Hb）和血小板（PLT）。綜合臨床資料計(jì)算MELD［6］、MELDNa［7］、ALBI［8］和ABIC［9］評(píng)分。采用門診和住院病歷系統(tǒng)收集患者的生存情況，截止日期為2020年12月31日。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 21.0及MedCalc 19.0.4軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，正態(tài)分布計(jì)量資料用x ±s表示，組間比較采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)；偏態(tài)分布計(jì)量資料用M（P25，P75）表示，組間比較采用Mann-Whitney U檢驗(yàn)；計(jì)數(shù)資料以例（%）表示，組間比較采用χ2檢驗(yàn)。Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型進(jìn)行單因素和多因素分析，多因素分析變量納入采用基于偏最大似然估計(jì)的前進(jìn)法，進(jìn)入標(biāo)準(zhǔn)為P＜0.05，刪除標(biāo)準(zhǔn)為P＞0.10。受試者工作特征（ROC）曲線分析各模型的預(yù)測(cè)價(jià)值。Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)評(píng)價(jià)模型的擬合優(yōu)度。根據(jù)最佳臨界值繪制Kaplan-Meier生存曲線，Log-rankχ2檢驗(yàn)比較組間生存率。P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 建模組與驗(yàn)證組患者的基線特征比較 與建模組相比，驗(yàn)證組TBIL、DBIL和ALP降低，年齡、男性比例、FIB、LYMPH、MONO、WBC升高（P＜0.05），而肝硬化、腹水、肝性腦病發(fā)生率以及ALT、AST、ALB、Scr、CHE、GGT、Na、PT、PTA、INR、NEUT、RBC、Hb和PLT在2組間差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，見表1。

Tab.1 Comparison of clinical data between training cohort group and validation cohort group表1 建模組與驗(yàn)證組患者基線特征比較

Tab.2 Univariate Cox regression analysis of prognostic factors in the modeling group表2 建模組患者預(yù)后影響因素的單因素Cox回歸分析

2.2 ACHBLF預(yù)后影響因素分析及預(yù)測(cè)模型的建立 在建模組中，采用Cox回歸分析ACHBLF患者預(yù)后的影響因素。以生存結(jié)局為因變量（生存=0，死亡=1），患者的一般特征和實(shí)驗(yàn)室檢查結(jié)果為自變量。連續(xù)變量以臨床正常界值或中位數(shù)為界轉(zhuǎn)化為二分類變量。自變量賦值：性別（女=0，男=1），肝硬化、腹水、肝性腦?。ň鶠榉?0，是=1），年齡（＜47歲=0，≥47歲=1），TBIL（＜284.70μmol/L=0，≥284.70μmol/L=1），DBIL（＜195.45μmol/L=0，≥195.45μmol/L=1），ALT（＜50.00 U/L=0，≥50.00 U/L=1），AST（＜40.00 U/L=0，≥40.00 U/L=1），ALB（＜40.00 g/L=0，≥40.00 g/L=1），Scr（＜57.00μmol/L=0，≥57.00μmol/L=1），CHE（＜5 000 U/L=0，≥5 000 U/L=1），ALP（＜125.00 U/L=0，≥125.00 U/L=1），GGT（＜60.00 U/L=0，≥60.00 U/L=1），Na（＜137.00 mmol/L=0，≥137.00 mmol/L=1），PT（＜21.40 s=0，≥21.40 s=1），PTA（＜34.75%=0，≥34.75%=1），INR（＜1.89=0，≥1.89=1），F(xiàn)IB（＜1.04 g/L=0，≥1.04 g/L=1），LYMPH（＜1.10×109/L=0，≥1.10×109/L=1），MONO（＜0.60×109/L=0，≥0.60×109/L=1），NEUT（＜6.30×109/L=0，≥6.30×109/L=1），RBC（＜4.30×1012/L=0，≥4.30×1012/L=1），Hb（＜130.00 g/L=0，≥130.00 g/L=1），PLT（＜125.00×109/L=0，≥125.00×109/L=1），WBC（＜9.50×109/L=0，≥9.50×109/L=1）。單因素Cox回歸分析結(jié)果，見表2。以P≤0.01的變量為自變量，行多因素Cox回歸分析，結(jié)果顯示TBIL、WBC升高，LYMPH、PTA降低是ACHBLF死亡的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，見表3。根據(jù)多因素Cox回歸分析結(jié)果，構(gòu)建預(yù)測(cè)ACHBLF患者預(yù)后的評(píng)分模型，將其命名為TPWL評(píng)分模型。TPWL=1.059×TBIL-1.272×PTA+1.090×WBC-0.602×LYMPH。

Tab.3 Multivariate Cox regression analysis of prognostic factors in the modeling group表3 建模組患者預(yù)后影響因素的多因素Cox回歸分析

2.3 TPWL評(píng)分模型預(yù)測(cè)能力的評(píng)價(jià) ROC結(jié)果顯示，不論在建模組還是驗(yàn)證組，TPWL模型的曲線下面積（AUC）均高于MELD、MELD-Na、ABIC和ALBI模型，見圖1和表4。對(duì)TPWL模型在建模組和驗(yàn)證組進(jìn)行Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，結(jié)果顯示模型的校準(zhǔn)度較好（P分別為0.210和0.062）。根據(jù)建模組ROC曲線確定TPWL模型的最佳臨界值為-17.52，此時(shí)與患者實(shí)際的情況比較，建模組與驗(yàn)證組的臨床符合率分別為91.75%和81.93%。

2.4 TPWL評(píng)分模型的Kaplan-Meier生存曲線分析 Kaplan-Meier生存曲線顯示，當(dāng)TPWL評(píng)分≥-17.52時(shí)，建模組和驗(yàn)證組的中位生存時(shí)間分別為15（8，30）d和12.5（6.25，30.25）d，生存率為8.33%和0；當(dāng)TPWL評(píng)分＜-17.52時(shí)，中位生存時(shí)間分別為45（33，59）d和28（21，37）d，生存率分別為90.82%和70.59%。TPWL評(píng)分≥-17.52患者的生存率低（建模組與驗(yàn)證組Log-rankχ2分別為136.041和37.127，均P＜0.01），見圖2。

Fig.1 The ROC curves of five scoring models for predicting ACLF prognosis圖1 5種評(píng)分模型預(yù)測(cè)ACLF預(yù)后的ROC曲線

Tab.4 Diagnostic values of five scoring models for predicting ACHBLF prognosis表4 5種評(píng)分模型預(yù)測(cè)ACHBLF預(yù)后的價(jià)值

Fig.2 Kaplan-Meier survival curves for different TPWL rating groups圖2 不同TPWL評(píng)分組的Kaplan-Meier生存曲線

3 討論

ACLF是我國常見的終末期肝病，因大量肝細(xì)胞死亡和嚴(yán)重肝功能障礙，患者病情進(jìn)展迅速，預(yù)后極差，因此ACLF預(yù)后相關(guān)危險(xiǎn)因素的研究得到廣泛重視。雖然目前臨床中已使用MELD、MELD-Na、ALBI和ABIC評(píng)估ACLF患者預(yù)后，但這些模型在HBV相關(guān)ACLF預(yù)后預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性上尚有不足。本研究通過分析建模組194例ACHBLF患者臨床資料以及生存結(jié)局，建立了一種新的預(yù)后預(yù)測(cè)模型——TPWL模型，并將其與MELD、MELD-Na、ALBI、ABIC評(píng)分系統(tǒng)進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)其評(píng)估ACHBLF死亡風(fēng)險(xiǎn)的準(zhǔn)確性較高。

近年來，關(guān)于ACHBLF預(yù)后預(yù)測(cè)方面已有一些研究，如胡輝等［10］發(fā)現(xiàn)TBIL、INR、血清胱抑素C是影響ACHBLF短期死亡的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，隨著患者病情加重其水平升高；PLT是影響ACHBLF短期死亡的保護(hù)因素，PLT水平降低，患者病死率增高，根據(jù)這些指標(biāo)建立的新模型的預(yù)測(cè)價(jià)值優(yōu)于MELD評(píng)分。王嘉鑫等［11］研究顯示TBIL、INR、PLT、游離三碘甲狀腺原氨酸、肝腎綜合征和肺部感染是影響ACHBLF短期預(yù)后的獨(dú)立因素，依據(jù)這些因素建立的模型在預(yù)測(cè)ACHBLF患者3個(gè)月預(yù)后方面具有良好價(jià)值。與以上研究一致，本研究發(fā)現(xiàn)TBIL是影響ACHBLF死亡的獨(dú)立危險(xiǎn)因素。TBIL是提示肝功能受損、肝臟對(duì)膽紅素的代謝功能出現(xiàn)障礙的重要指標(biāo)［12］，在ACHBLF預(yù)后預(yù)測(cè)中的價(jià)值已得到廣泛認(rèn)可。此外，本研究結(jié)果提示PTA是影響ACHBLF預(yù)后的獨(dú)立保護(hù)因素。PTA和INR均由PT推算而來，主要反映肝臟凝血因子合成功能，是肝衰竭臨床診斷、分期和預(yù)后評(píng)估的重要指標(biāo)［13-14］。

WBC升高常與感染、炎癥密切相關(guān)，是反映機(jī)體感染嚴(yán)重程度的標(biāo)志物。葉晨等［15］研究顯示，隨著WBC升高，ACHBLF患者總生存期縮短。本研究發(fā)現(xiàn)，WBC升高、LYMPH降低是ACHBLF死亡的獨(dú)立危險(xiǎn)因素。LYMPH是機(jī)體免疫應(yīng)答的重要細(xì)胞，大量研究已證實(shí)慢性肝炎及重癥肝病患者均存在一定程度的淋巴細(xì)胞耗竭［16-17］。在ACHBLF進(jìn)展過程中，細(xì)胞免疫功能低下使機(jī)體不能控制病毒與細(xì)菌感染，導(dǎo)致炎癥擴(kuò)大，肝損傷加重，肝衰竭加重，甚至死亡。目前已有研究證實(shí)中性粒細(xì)胞/淋巴細(xì)胞比值（NLR）是反映炎癥程度的重要標(biāo)志物，并可預(yù)測(cè)ACLF發(fā)生與死亡［18］，從一定程度上提示淋巴細(xì)胞減少更易引起患者死亡。因此，關(guān)于NLR比值對(duì)預(yù)后的預(yù)測(cè)價(jià)值應(yīng)進(jìn)一步研究。

對(duì)預(yù)測(cè)模型的可重復(fù)性和外推性進(jìn)行評(píng)估是驗(yàn)證模型預(yù)測(cè)能力的必要步驟。一些研究采用來自同一研究中心的數(shù)據(jù)集，按照一定比例隨機(jī)分為建模組和驗(yàn)證組進(jìn)行分析［10，12］，這種驗(yàn)證方法有可能高估模型的價(jià)值，導(dǎo)致模型的適用性不高。Wu等［19］采用多中心研究對(duì)建立的模型進(jìn)行了內(nèi)部與外部驗(yàn)證，提高了模型的外推性。為考察TPWL模型在不同醫(yī)療機(jī)構(gòu)的應(yīng)用價(jià)值，本研究利用不同地區(qū)的數(shù)據(jù)集分別進(jìn)行建模與驗(yàn)證，雖然因醫(yī)院間儀器、試劑等差異，造成兩家醫(yī)院患者基線資料存在一定差別，但結(jié)果顯示TPWL模型在2個(gè)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的預(yù)測(cè)效能均高于其他評(píng)分模型，且Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗(yàn)提示模型的校準(zhǔn)度較好，表明該模型值得推廣應(yīng)用。

本研究根據(jù)ROC曲線確定TPWL模型最佳臨界值，將預(yù)測(cè)結(jié)局與實(shí)際結(jié)局比較，結(jié)果顯示建模組和驗(yàn)證組符合率為91.75%和81.93%。生存曲線顯示，TPWL評(píng)分≥-17.52的患者的生存率明顯低于TPWL評(píng)分＜-17.52分的患者，提示此模型有助于臨床識(shí)別高風(fēng)險(xiǎn)患者。臨床醫(yī)師可通過綜合分析入院時(shí)的TBIL、PTA、WBC與LYMPH水平，初步預(yù)測(cè)患者預(yù)后，對(duì)TPWL評(píng)分較高的患者應(yīng)加強(qiáng)觀察與管理，以便盡早采取治療措施，最大程度地改善預(yù)后。

綜上所述，HBV相關(guān)慢加急性肝衰竭預(yù)后受多種因素影響。本研究建立的預(yù)后風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估模型擬合度較優(yōu)，有助于臨床醫(yī)師早期預(yù)測(cè)與評(píng)估患者病情變化，及時(shí)治療，提高患者生存率?？紤]到本研究樣本量不大且為回顧性研究，將來應(yīng)增大樣本量，在臨床中進(jìn)一步驗(yàn)證。