紅細(xì)胞體積分布寬度與淋巴細(xì)胞絕對值比值在結(jié)外NK/T細(xì)胞淋巴瘤患者中的預(yù)后價值

徐添姿，李 怡，劉藝欣，毛明玉，寧 彪，魏永長

武漢大學(xué)中南醫(yī)院胃腸腫瘤放化療科（武漢 430071）

結(jié)外NK/T 細(xì)胞淋巴瘤（extranodal NK/T-cell lymphoma，ENKTL）是一種較為罕見的非霍奇金淋巴瘤（non-Hodgkin lymphoma，NHL）亞型，在亞洲和南美洲相對多見，ENKTL 發(fā)病率占上述地區(qū)全部NHL 的10%以上[1]。ENKTL 常侵犯鼻咽部[2]，與EB 病毒（Epstein-Barr virus，EBV）感染密切相關(guān)[3-4]。約70%～90%ENKTL 患者的腫瘤分期為I 或II 期，5 年生存率約為70%[5]。目前尚無治療ENKTL 的標(biāo)準(zhǔn)化療方案，盡管基于天冬酰胺酶類藥物化療聯(lián)合放療的策略已較大改善了患者的預(yù)后，但仍有部分復(fù)發(fā)或難治性ENKTL 患者無法從中獲益[6]。目前，常見的ENKTL 預(yù)后模型，如國際預(yù)后評分（international prognostic index，IPI）、韓國預(yù)后指數(shù)（Korean prognostic index，KPI）、NK/T 細(xì)胞淋巴瘤預(yù)后指數(shù)（prognostic model of natural killer lymphoma，PINK）、列線圖修訂風(fēng)險指數(shù)（nomogram-revision risk index，NRI）等均未整合分子生物標(biāo)志物，其風(fēng)險識別能力存在缺陷。基因表達(dá)譜也逐漸被證實對預(yù)測ENKTL 預(yù)后有著重要價值[7-8]，但因其昂貴、耗時和費力的缺點，難以在臨床推廣。因此，急需開發(fā)廉價、可靠的預(yù)后生物標(biāo)志物以優(yōu)化預(yù)后模型，為臨床決策提供信息。

既往研究證實全身炎癥在癌癥的發(fā)生和進(jìn)展中發(fā)揮重要作用[9]。全身炎癥的外周血指標(biāo)，如紅細(xì)胞體積分布寬度（red cell volume distribution width，RDW）[10-13]、淋巴細(xì)胞絕對值（absolute lymphocyte count，ALC）[14-15]和中性粒細(xì)胞-淋巴細(xì)胞計數(shù)比值[16]（neutrophil-lymphocyte ratio，NLR）等也被證實與多種癌癥的預(yù)后密切相關(guān)。新型生物標(biāo)志物 RDW 與ALC 比值（red cell volume distribution width to absolute lymphocyte count ratio，RLR）近年來也顯示出了在惡性腫瘤預(yù)后預(yù)測上的潛在價值[12,17-18]。但迄今為止，有關(guān)RLR 在ENKTL 預(yù)后方面的研究較少。本研究旨在評價RLR 與ENKTL 患者預(yù)后的關(guān)系，探討其作為ENKTL 患者風(fēng)險分層工具的臨床可行性。

1 資料與方法

1.1 研究對象

回顧性收集2013 年4 月至2022 年5 月在武漢大學(xué)中南醫(yī)院診斷為ENKTL 患者的臨床資料。本研究已獲得武漢大學(xué)中南醫(yī)院醫(yī)學(xué)倫理委員會審核批準(zhǔn)（批件號：臨研倫[2023144K]），符合《赫爾辛基宣言》。

納入標(biāo)準(zhǔn)：①根據(jù)《WHO 造血和淋巴組織腫瘤的分類（第5 版）》，經(jīng)病理診斷為ENKTL；②既往無惡性腫瘤病史或第二原發(fā)惡性腫瘤；③既往無抗腫瘤治療史；④完整的隨訪資料和臨床資料；⑤無活動性全身感染或慢性炎癥疾病。排除標(biāo)準(zhǔn)：①隨訪時間不足1 個月或院內(nèi)死亡者；②HIV 病毒感染。

1.2 資料收集

本研究通過回顧性查閱電子病例數(shù)據(jù)庫，收集基線數(shù)據(jù)如下：年齡、性別、乳酸脫氫酶水平、美國東部腫瘤協(xié)作組活動狀態(tài)（Eastern Cooperative Oncology Group Performance Status，ECOG PS）評分、Ann Arbor 分期、骨髓受累、B癥狀（具備以下之一或多條：不明原因發(fā)熱大于38 ℃，持續(xù)3 d 以上；不明原因盜汗；體重于診斷前6 個月內(nèi)下降＞10%）、區(qū)域淋巴結(jié)（regional lymph node，RLN）侵犯情況、遠(yuǎn)處淋巴結(jié)（distant lymph node，DLN）侵犯情況、EBV 感染情況、RDW 水平、ALC 等。RLR 由RDW 值除以ALC值獲得。RLR、RDW 以其中位數(shù)作為截斷值。采用既往ENKTL 研究提出并驗證的ALC 臨界值（1.0 × 109/L）[19-20]作為本研究ALC 的截斷值。采用定量PCR 法檢測血漿中的EBV-DNA 水平，并將高于500 拷貝/mL視為EBV-DNA陽性。此外，基于表1 相關(guān)模型和其風(fēng)險的評分定義，計算患者IPI 評分、KPI 評分、PINK 評分及NRI 評分。

表1 不同預(yù)后模型中的變量定義及其評分Table 1. The variables definitions and the scores of different models

回顧性收集患者治療方案，包括單純化療、單純放療、化療+放療三類?；煼桨赴ㄌ於０访负头翘於０访竷深惙桨福渲?，天冬酰胺酶方案包括DDGP 方案（吉西他濱+培門冬酶+地塞米松+順鉑）、P-Gemox 方案（培門冬酶+吉西他濱+奧沙利鉑）、天冬酰胺酶聯(lián)合其他非蒽環(huán)類藥物方案；非天冬酰胺酶方案包括CHOP（環(huán)磷酰胺+阿霉素+長春新堿+強(qiáng)的松）或CHOP 樣方案。放療方案中放療劑量均未超過56 Gy，劑量范圍為34 ～ 56 Gy。

1.3 隨訪與結(jié)局指標(biāo)

隨訪從初次診斷后開始，第1 年每3 個月隨訪1 次，第2～3 年每6 個月隨訪1 次，此后每年隨訪1 次，末次隨訪時間為2022 年10 月，本研究納入患者均已完成末次隨訪。結(jié)局指標(biāo)包括3年無進(jìn)展生存（progression-free survival，PFS）率和總體生存（overall survival，OS）率，其中PFS 定義為從首次確診到復(fù)發(fā)、進(jìn)展、任何原因的死亡或最后一次隨訪，OS 定義為從首次確診到死亡或最后一次隨訪日期的時間間隔。

1.4 統(tǒng)計學(xué)分析

采用SPSS 26.0 和R 4.0.5 軟件進(jìn)行統(tǒng)計學(xué)分析。分類變量比較采用卡方檢驗或Fisher 精確檢驗，采用Kaplan-Meier 法生成生存曲線，logrank 檢驗評價組間差異?；谧畲笏迫还烙嫷南蚯爸鸩交貧w法，采用Cox 比例風(fēng)險回歸模型進(jìn)行影響預(yù)后的危險因素分析。鑒于本研究樣本量較少，且RLR 與ALC、RDW 存在共線關(guān)系，若將這些指標(biāo)均納入多因素回歸，可能導(dǎo)致預(yù)測結(jié)果不穩(wěn)定、不可靠，因此本研究對ALC、RDW 以及RLR 分別構(gòu)建多因素模型。此外，采用分層分析評估RLR、ALC、RDW 在不同治療方案患者中的預(yù)后價值。統(tǒng)計學(xué)檢驗均為雙側(cè)檢驗，以P＜0.05 表示差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 患者一般資料及分組情況

本研究共納入72 例ENKTL 患者，其RLR 值范圍為8.1～16.2，中位數(shù)為10.2；RDW 值范圍為11.8～23.7，中位數(shù)為13.6。基于RLR、RDW 中位數(shù)將患者分為高RLR 組（RLR ≥10.2，n=36）和低RLR 組（RLR ＜10.2，n=36），高RDW 組（RDW ≥13.6，n=37）和低RWD 組（RDW ＜13.6，n=35）。基于已被驗證的ALC 臨界值（1.0 × 109/L）將患者分為高ALC 組（ALC ≥1.0×109/L，n=48）和低ALC 組（ALC ＜1.0×109/L，n=24）。

本研究中，男性56 例（77.8%），女性16例（22.2%）?；颊叽_診時的中位年齡為51 歲，72.2%的患者年齡在60 歲及以下，34.7%的患者在確診時或之前出現(xiàn)B 癥狀，52 例（72.2%）患者分期為I～I(xiàn)I 期，僅10 例患者初診時未出現(xiàn)鼻腔受累。49 例（68.1%）患者在初診時進(jìn)行了EBV-DNA 檢測，其中34 例（69.4%）表現(xiàn)為陽性。IPI、KPI、PINK、NRI 評分為0～1 分的患者分別為49 例（68.1%）、38 例（52.8%）、56 例（77.8%）、27 例（37.5%）。45 例（62.5%）患者進(jìn)行了化療+放療，22 例（30.6%）患者進(jìn)行了單純化療，5 例（6.9%）患者進(jìn)行了單純放療?；熁颊咧? 例患者接受了DDGP 方案、33 例接受了P-Gemox 方案、3 例接受了天冬酰胺酶聯(lián)合其他非蒽環(huán)類藥物方案、28 例接受了CHOP 或CHOP 樣方案（表2）。

2.2 不同RLR水平患者臨床特征比較

不同RLR 水平患者年齡、ECOG PS 評分、IPI 評分、NRI 評分、乳酸脫氫酶（LDH）水平和B 癥狀差異具有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），見表2。

2.3 ENKTL患者的生存分析

本研究中位隨訪時間為43 個月，隨訪期內(nèi)41 例（56.9%）患者出現(xiàn)疾病進(jìn)展或復(fù)發(fā)，25 例（34.7%）患者死亡，患者3 年P(guān)FS 率和OS 率分別為40.2% 和59.7%（ 圖1-A、 圖1-B）。Kaplan-Meier 生存曲線顯示，低RLR 組患者3年P(guān)FS 率（50.6% vs. 28.8%，P= 0.032）和3 年OS 率（79.2% vs. 40.8%，P= 0.001）顯著高于高RLR 組的患者（圖1-C、圖1-D）。

圖1 ENKTL患者的Kaplan-Meier生存曲線Figure 1. Kaplan-Meier curve for ENKTL patients

2.4 ENKTL患者的預(yù)后影響因素分析

單因素Cox 風(fēng)險比例模型分析顯示，RLR ≥10.2[HR=4.120，95%CI（1.643，10.333），P=0.003]、ALC ＜ 1.0×109/L[HR=3.793，9 5%C I（1.7 1 2，8.4 0 3），P=0.0 0 1]、RDW ≥13.6[HR=2.874，95%CI（1.199，6.886），P= 0.018] 均與ENKTL 患者OS 的預(yù)后不良相關(guān)（表3）。在對RDW、ALC 以及RLR 的多因素分析中，分別調(diào)整了單因素分析中與OS 相關(guān)的預(yù)后指標(biāo)后，結(jié)果仍顯示ALC ＜1.0×109/L[HR=2.766，95%CI（1.140，6.710），P= 0.024]和RLR ≥10.2[HR=4.318，95%CI（1.711，10.898，P= 0.002] 與患者OS 的預(yù)后不良相關(guān)（表3）。

表3 ENKTL患者OS影響因素分析Table 3. Analysis of factors associated with OS in ENKTL patients

2.5 不同治療方案ENKTL患者預(yù)后的影響因素分析

在67 例化療患者中，調(diào)整化療方案（是否包含天冬酰胺酶）以及其他預(yù)后相關(guān)因素，分別對RDW、ALC 以及RLR 進(jìn)行多因素分析。結(jié)果表明，與未調(diào)整化療方案的結(jié)果類似，即 ALC＜1.0×109/L [HR=3.146，95%CI（1.249，7.924），P= 0.015] 和RLR ≥10.2[HR=3.228，95%CI（1.077，9.680），P= 0.036] 仍與化療患者的OS 顯著相關(guān)，而RDW 未展現(xiàn)出其統(tǒng)計學(xué)意義（表4）。此外，由于放療是早期ENKTL 患者不可或缺的根治性治療，也是影響預(yù)后的強(qiáng)干擾因素，因此本研究在Ann Arbor 分期I～I(xiàn)I 期患者的生存分析中調(diào)整了放療因素的影響，多因素結(jié)果顯示ALC ＜10×109/L [HR=3.970，95%CI（1.173，13.436），P= 0.027]、ECOG PS ≥2 分[HR=4.261，95%CI（1.219，14.900），P=0.023]是早期患者OS 的獨立危險因素，而RLR 與RDW 則未展現(xiàn)出明確的預(yù)后價值（表5）。

表5 Ann Arbor I～I(xiàn)I期 ENKTL患者的生存分析Table 5. Survival analysis of ENKTL patients with Ann Arbor stage I～I(xiàn)I

2.6 RLR的風(fēng)險分層價值

將RLR ≥10.2 作為高風(fēng)險組，分配為1分，分別添加到IPI、KPI、PINK 和NRI模型評分中，以生成新的預(yù)后改良模型（mIPI，mKPI，mPINK，mNRI）。ROC 曲線顯示整合RLR 后的改良模型（mIPI，mKPI，mPINK，mNRI）比相應(yīng)原始模型的3 年AUC 值（0.750 vs. 0.770；0.710 vs. 0.735；0.670 vs. 0.693；0.765 vs. 0.767）及5 年AUC 值（0.726 vs. 0.778；0.628 vs. 0.697；0.700 vs. 0.754；0.738 vs. 0.753）均略有升高，這與時間依賴性AUC 曲線的結(jié)果表現(xiàn)一致（圖2）。因此，推測RLR 可能具有風(fēng)險分層的能力，能進(jìn)一步提高原有預(yù)后模型的預(yù)測價值和臨床意義。

圖2 整合RLR前后的預(yù)測模型的受試者工作特征(ROC)曲線和時間依賴性AUC曲線Figure 2. The receiver operating characteristic (ROC) curve and time-dependent AUC curve of the predictive model were integrated before and after the RLR

在IPI、KPI 和PINK 模型中，分別有68.1%、52.8%和77.8%的患者被分配為低風(fēng)險組（評分為0～1），生存曲線提示這些模型未能進(jìn)一步區(qū)分低風(fēng)險患者的生存差異（P＞0.005），詳見圖3。為了進(jìn)一步評估RLR 對IPI、KPI 和PINK 評分定義的高、低風(fēng)險亞組的風(fēng)險鑒別能力，基于這三種模型進(jìn)行分層分析。Kaplan-Meier 生存分析表明，RLR 能夠進(jìn)一步區(qū)分KPI 模型低風(fēng)險組患者的生存差異，RLR＜10.2 和RLR ≥10.2 組患者的5 年總體生存率分別為86.4%和56.3% （P= 0.026）。同樣，在PINK 模型中，RLR 也顯示出顯著的風(fēng)險識別能力（P= 0.020）。此外，盡管無統(tǒng)計學(xué)上的意義，仍在IPI 低危組的分層分析中觀察到RLR 能部分識別生存差異（圖4）。

圖3 低風(fēng)險ENKTL患者分層分析的生存曲線（原模型）Figure 3. Survival curves of the stratified analysis of low-risk ENTKL patients (original model)

圖4 低風(fēng)險ENKTL患者分層分析的生存曲線（增加RLR的模型）Figure 4. Survival curves of the stratified analysis of low-risk ENKTL patients (model that add RLR)

3 討論

本文旨在探討RLR 在ENKTL 患者中的臨床價值，研究結(jié)果表明RLR 升高與ENKTL 患者的不良預(yù)后密切相關(guān)，整合RLR 可提高IPI、KPI、PINK 和NRI 模型的預(yù)后預(yù)測能力。此外，RLR還可以進(jìn)一步識別無法通過預(yù)后模型區(qū)分的患者的生存差異?？傊狙芯刻崾?，RLR 可能是ENKTL 患者預(yù)后的評估指標(biāo)，并有助于風(fēng)險分層。

有研究發(fā)現(xiàn)RDW 升高與全身炎癥反應(yīng)增加和營養(yǎng)狀況受損密切相關(guān)[2,21]，提示其異常升高可能是癌癥預(yù)后不良的潛在預(yù)測因子[13,22]。在一項納入191 例患者的研究中，高RDW 患者表現(xiàn)為更短的OS 和PFS，且RDW 被證實是ENKTL 患者的獨立預(yù)后因素[13]。淋巴細(xì)胞浸潤作為免疫監(jiān)測的關(guān)鍵媒介，是抗腫瘤免疫反應(yīng)發(fā)生的前提[23-24]。CD8+和CD4+ T 淋巴細(xì)胞通過誘導(dǎo)腫瘤細(xì)胞凋亡在免疫系統(tǒng)抗腫瘤反應(yīng)中發(fā)揮重要作用[23,25-26]。與之對應(yīng)，淋巴細(xì)胞數(shù)量減少往往與免疫反應(yīng)減弱有關(guān)，從而導(dǎo)致腫瘤的增殖和轉(zhuǎn)移。雖然對淋巴細(xì)胞減少的定義不一致，但多數(shù)研究均表明了低ALC 可能是惡性腫瘤的不良預(yù)后因素[27]，其中也包括對ENKTL 在內(nèi)的研究[19-20]。值得注意的是，本研究對Ann Arbor I～I(xiàn)I 期患者的預(yù)后分析結(jié)果表明，ALC 可能是影響早期ENKTL 患者總體生存期的有力因素。

近年來，多項研究表明RLR 具有作為腫瘤預(yù)后評估指標(biāo)的潛能。一項研究發(fā)現(xiàn)結(jié)直腸癌患者RLR 水平高于健康人群，且指出RLR 或許可作為結(jié)直腸癌診斷的一種候選標(biāo)志物[12]。另有研究表明RLR 與腎細(xì)胞癌[18]、惡性黑色素瘤[17]的預(yù)后密切相關(guān)。本研究顯示RLR 不僅是影響ENKTL患者OS 的重要因素，也是低?；颊唢L(fēng)險分層的有效工具。

目前，IPI、KPI、PINK 和NRI 評分模型已被廣泛應(yīng)用于ENKTL 患者的預(yù)后評估，為臨床決策提供額外的信息。雖然IPI 預(yù)后價值已在部分NHL 亞型中得到驗證，但可能低估了部分患者存在的風(fēng)險，故在ENKTL 中的作用仍存在爭議[6]。而針對ENKTL 提出的KPI 評分，雖顯示出了比IPI 更佳的預(yù)測鑒別力[28]，然而，隨著含天冬酰胺酶藥物化療方案的廣泛應(yīng)用，基于蒽環(huán)類藥物所開發(fā)的KPI 模型也被認(rèn)為存在一定的局限性。盡管PINK 評分在接受非蒽環(huán)類化療方案的患者中也得到了驗證[29]，但其在早期患者中的風(fēng)險識別能力也存在固有缺陷。最近開發(fā)的NRI 評分在鑒別、風(fēng)險分層、預(yù)測準(zhǔn)確性等方面均顯示出優(yōu)于IPI、KPI、PINK 模型的能力[30]。在本研究中，NRI 模型比IPI、KPI 和PINK 模型能更好地平衡了患者在不同風(fēng)險組中的分布，并且做到區(qū)分各風(fēng)險組之間的生存差異。然而，其他三個模型未能進(jìn)一步鑒別低風(fēng)險組（評分為0～1 分）患者的生存差異。通過生存和分層分析，本研究發(fā)現(xiàn)RLR 可能擁有良好的區(qū)分低危患者生存差異的能力和風(fēng)險分層能力。

本研究納入了多項ENKTL 相關(guān)的危險因素，包括年齡＞60 歲、ECOG PS 評分≥2 分、B 癥狀陽性、LDH 升高、RLN 侵犯、EBV 感染等。在單因素分析中，這些危險因素有一半與OS 顯著相關(guān)，但其中3 個因素（RLN 侵犯、DLN 侵犯、EBV-DNA 升高）沒有顯示出其統(tǒng)計學(xué)上的預(yù)后意義。本研究未發(fā)現(xiàn)RLN 侵犯與ENKTL 患者OS 的相關(guān)性，這與其他研究的結(jié)果不一致[1,6]，可能與初步治療差異有關(guān)，當(dāng)RLN 包括在放療范圍內(nèi)時可能獲得更好的局部控制效果。此外，有研究探討了DLN 侵犯作為ENKTL 危險因素的價值[6,31]，但也有研究未發(fā)現(xiàn)DLN 侵犯與生存結(jié)果之間的顯著關(guān)聯(lián)[32]。與Li 等人的研究結(jié)果一致[6]，在本研究中EBV 感染同樣不是OS 的顯著預(yù)測因子，這可能與本研究根據(jù)病毒DNA 的可檢測性而非更為準(zhǔn)確的病毒滴度對患者進(jìn)行分組有關(guān)。值得注意的是，這些危險因素顯示為陰性結(jié)果還可能與ENKTL 的臨床異質(zhì)性、納入的病例數(shù)量較少、隨訪時間相對較短有關(guān)。此外，本研究發(fā)現(xiàn)ECGO PS 評分在納入RLR 的多因素分析中沒有顯示出其預(yù)后價值，這可能是由于本隊列患者的PS 評分與RLR 存在一定的相關(guān)性。

本研究存在一定的局限性。首先，本研究為單中心的回顧性研究，且由于ENKTL 的罕見性，患者數(shù)量較少。其次，治療方案與預(yù)后之間的相關(guān)性尚未得到驗證。第三，不同研究的RLR 沒有一致的截斷值，導(dǎo)致本研究結(jié)果與其他研究難以進(jìn)行比較，因此有必要進(jìn)一步設(shè)計良好的前瞻性研究，并擴(kuò)大樣本量，以進(jìn)一步驗證研究結(jié)果。總之，本研究結(jié)果表明，ALC 可作為早期ENKTL患者預(yù)后的評估指標(biāo)，RLR 可能有助于ENKTL患者風(fēng)險分層和臨床決策。