田澤平，蔡 祿，趙秀娟，黃桂香，王克芳

（1.內(nèi)蒙古科技大學(xué)生物工程與技術(shù)研究所，內(nèi)蒙古 包頭014010；2.包頭醫(yī)學(xué)院第一附屬醫(yī)院中心實(shí)驗(yàn)室；3.包頭市中心醫(yī)院 婦產(chǎn)科；4.首都醫(yī)科大學(xué)附屬北京安貞醫(yī)院 婦產(chǎn)科）

宮頸癌是女性僅次于乳腺癌的第二個(gè)最常見的惡性腫瘤，嚴(yán)重危及婦女的健康，中國每年新增宮頸癌病例130，000例，約占全球總新增病例數(shù)的28%。宮頸癌是目前唯一已被證實(shí)由病毒直接引起的癌癥。如今，雖然多數(shù)的宮頸癌可經(jīng)手術(shù)或放療等局部治療手段而治愈，但其中20%－25%左右的病例卻因治療后的復(fù)發(fā)和遠(yuǎn)處轉(zhuǎn)移而致治療失敗。因此，如何利用宮頸癌患者的臨床病理和實(shí)驗(yàn)室指標(biāo)來評(píng)估患者的預(yù)后，將宮頸癌患者的預(yù)后預(yù)測(cè)因素對(duì)宮頸癌病人預(yù)后影響進(jìn)行綜合評(píng)估，建立宮頸癌病人的預(yù)后模型，有利于計(jì)算患者個(gè)體的復(fù)發(fā)、轉(zhuǎn)移危險(xiǎn)程度以指導(dǎo)臨床治療。該模型的建立必將為臨床治療提供有利的依據(jù)，能提高宮頸癌病人的預(yù)后水平及生活質(zhì)量，有利于投入－效益比的提高，以節(jié)省有限的醫(yī)療資源。本研究通過檢測(cè)宮頸癌標(biāo)本E6＼E7mRNA的含量等實(shí)驗(yàn)室指標(biāo)，收集病人的臨床、病理及隨訪資料，并根據(jù)上述資料進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)合文獻(xiàn)報(bào)道初步篩選出預(yù)期有意義的指標(biāo)。利用Kaplan－Meier和Cox Regression方法對(duì)臨床資料進(jìn)行單因素及多因素的分析，從中建立宮頸癌預(yù)后指數(shù)模型并予以驗(yàn)證以期建立更精確的預(yù)后模型。

1 材料與方法

1.1 臨床資料

選取2005.1－2011.3在我院婦產(chǎn)科住院，首次行手術(shù)治療的宮頸癌的患者693例，術(shù)前無其他部位惡性腫瘤病史，分期按FIGO分期標(biāo)準(zhǔn)，病理根據(jù)術(shù)后病理回報(bào)。所有患者均行廣泛全子宮切除＋盆腔淋巴結(jié)清掃術(shù)。術(shù)后放化療的指征為病理類型為非鱗癌、淋巴結(jié)陽性、宮旁有侵犯、手術(shù)切緣陽性、脈管有癌栓、腫瘤侵犯深肌層等。一般情況：年齡18 90歲，中位年齡49歲；病理組織學(xué)分型：鱗狀細(xì)胞癌607例（87%），腺癌76例（11%），其他10例（2%）；FIGO 分期：Ⅰ期為319例（46%），Ⅱ期313例（45%），Ⅲ期49例（7%），Ⅳ為12例（2%）；腫瘤分化程度：高分化142例（20%），中分化347例（50%），低分化118例（17%），其他86例（13%）；所有病例均行盆腔淋巴結(jié)切除術(shù)，其中143例（21%）術(shù)后病理證實(shí)有轉(zhuǎn)移，550例（79%）無轉(zhuǎn)移；242例（35%）患者術(shù)后病理提示有深肌層浸潤；79例（10%）脈管浸潤陽性；腫瘤直徑≤2cm的共有255例（37%），2－4cm 有320例（46%），≥4cm 的為118例（17%）；541例測(cè)定了 HPVE6＼E7的表達(dá)，陽性352例（65%）。

1.2 隨訪情況

以患者手術(shù)之日起為隨訪起點(diǎn)至患者死亡，由我院人員采取門診、電話詢問有關(guān)病情和信訪等形式完成，整個(gè)隨訪工作于2011年3月中止。本研究的目的結(jié)局時(shí)間定為死亡，患者死亡原因包括手術(shù)死亡，術(shù)后復(fù)發(fā)轉(zhuǎn)移或非宮頸癌死亡。

1.3 研究方法

1.3.1 數(shù)據(jù)具體分層 以EXCEL表格統(tǒng)計(jì)患者的年齡、FIGO分期、病理類型、腫瘤大小、分化程度、深肌層浸潤、脈管浸潤、淋巴結(jié)陽性、隨訪信息。對(duì)所選因素，按照如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分層：年齡：分為≤40歲、40－60歲、≥60歲；FIGO分期：l＝IA，2＝IB，3＝ⅡA，4＝ⅡB，5＝ⅢA，6＝ⅢB，7＝IVA，8＝IVB；病理類型：1＝鱗癌、2＝腺癌、3＝其他；腫瘤大小：1＝ “≤2厘米”、2＝ “2－4cm”、3＝“≥4cm”；分化程度：1＝低，2＝中低，3＝中，4＝中高，5＝高；深肌層浸潤：未浸潤為0，浸潤為1；脈管浸潤：未浸潤為O，浸潤為1；淋巴結(jié)陽性：淋巴結(jié)陰性為O，淋巴結(jié)陽性為1；HPVE6＼E7表達(dá)陽性：HPVE6＼E7表達(dá)陰性為O，HPVE6＼E7表達(dá)陽性為1；生存時(shí)間：原始數(shù)據(jù)，單位為月；生存狀態(tài)：O為截尾（包含失訪），1為死亡。

1.3.2 預(yù)測(cè)模型的構(gòu)建 以累積無瘤生存率為預(yù)后結(jié)果指標(biāo)，采用KaPlan－Meier法進(jìn)行宮頸癌預(yù)后因素的單因素分析，基于Kapfan－Meier單因素分析的結(jié)果，將對(duì)總生存率有顯著性影響的所有單因素進(jìn)行COX回歸分析，然后代入第二步COX多變量回歸分析，根據(jù)結(jié)果建立模型并對(duì)模型進(jìn)行驗(yàn)證。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理

采用SPSS17.0統(tǒng)計(jì)軟件。分析方法主要為單因素Kaplan－Meier和Cox Regression多因素分析，P＜0.05具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 Kaplan－Meier單因素分析結(jié)果

所有病例采用KaPlan－Meier法進(jìn)行單因素分析，組間比較采用log－rank檢驗(yàn)，對(duì)總生存率的影響因素分析結(jié)果結(jié)果表明：年齡、是否脈管浸潤等不同組之間的生存率差異沒有顯著性（介0.890－0.137）；FIGO分期、腫瘤大小、分化程度、深肌層浸潤、淋巴結(jié)陽性、病理類型和HPVE6＼E7表達(dá)等7個(gè)因素指標(biāo)對(duì)生存率有顯著性影響（P＝0.000－0.036），具體見表1。

表1 Kaplan－Meier單因素分析結(jié)果

續(xù)表1

2.2 COX多因素回歸分析

對(duì)所有影響預(yù)后的單因素進(jìn)行COX回歸分析得到對(duì)生存率具有獨(dú)立影響的因素。其中，F(xiàn)IGO分期、分化程度級(jí)別、淋巴結(jié)陽性、不同病理類型及HPVE6＼E7表達(dá)對(duì)于宮頸癌患者生存預(yù)后的指示具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，見表2。

表2 COX多變量回歸分析

2.3 數(shù)學(xué)模型的建立

根據(jù)結(jié)果，以上表β值簡化建立初步各因素風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)表達(dá)式如下：

h（t）＝h0（t）exp（0.576＊FIGO 分期－0.154＊分化程度＋0.682＊淋巴結(jié)陽性編碼＋0.812＊病理類型代碼）＋0.756＊病理類型代碼）

預(yù)測(cè)宮頸癌3年及5年生存率模型如下：

PI（預(yù)后指數(shù)）＝0.576＊FIGO 分期－0.154＊分化程度＋0.682＊淋巴結(jié)陽性編碼＋0.812＊病理類型代碼）＋0.756＊病理類型代碼

三年基準(zhǔn)生存率S0（36）＝0.984

五年基準(zhǔn)生存率S0（60）＝0.973

基于三年和五年的基準(zhǔn)生存率，我們可以獲得三年和五年的預(yù)后模型如下：

S（36）＝0.984exp（0.576＊FIGO 分期－0.154＊分化程度＋0.682＊淋巴結(jié)陽性編碼＋0.812＊病理類型代碼）＋0.756＊病理類型代碼）

S（60）＝0.973exp（0.576＊FIGO分期－0.154＊分化程度＋0.682＊淋巴結(jié)陽性編碼＋0.812＊病理類型代碼）＋0.756＊病理類型代碼）

上述4項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)因素如有變化，則將不同數(shù)值代入公式進(jìn)行計(jì)算，即可得到針對(duì)個(gè)體患者的3年及5年生存率預(yù)測(cè)值。

2.4 數(shù)學(xué)模型的檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)擬合效果，我們將全部樣本按預(yù)后指數(shù)（Pl）的大小分為兩組，分別為低危組、高危組。由兩步回歸法根據(jù)每組的平均預(yù)后指數(shù)計(jì)算得到每組的生存函數(shù)做為模型預(yù)測(cè)生存函數(shù)，再用Kaplan－Meier法計(jì)算每組生存函數(shù)作為實(shí)際真實(shí)的生存函數(shù)，通過比較實(shí)際生存曲線和模型預(yù)測(cè)生存曲線來判斷模型的擬合效果，結(jié)果顯示：低危組和高危組都較好的擬合了原始數(shù)據(jù)集，見圖1、2。

3 討論

圖1 低危組兩步回歸生存率擬合情況

圖2 高危組兩步回歸生存率擬合情況

而對(duì)每種疾病的預(yù)后分析，一方面可以看結(jié)局的好壞，另一方面還可以通過治療時(shí)間長短來衡量。如某種疾病治愈的時(shí)間、某癌癥病人手術(shù)后的存活時(shí)間等，把這類與時(shí)間有關(guān)的資料統(tǒng)稱為生存資料，出現(xiàn)結(jié)局所經(jīng)歷的時(shí)間稱為生存時(shí)間 （Survivaltime，ST）。處理這類數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析方法稱為生存分析（Survivalanalysis）。它是一種既要考慮結(jié)果，又考慮隨訪時(shí)間的統(tǒng)計(jì)方法，能充分的利用研究結(jié)果中所得到的信息，更準(zhǔn)確地評(píng)價(jià)和比較含有終檢數(shù)據(jù)的隨訪資料。關(guān)于生存分析常用的方法有參數(shù)法、非參數(shù)法及半?yún)?shù)法三種。參數(shù)法其特點(diǎn)是事先假定生存時(shí)間服從于特定的參數(shù)分布，然后根據(jù)已知分布的特點(diǎn)，對(duì)影響生存的時(shí)間進(jìn)行分析。包括：Weibull分布法、指數(shù)分布法、fogisti?；貧w分析法等。2）非參數(shù)法其特點(diǎn)是不論資料是什么樣的分布，只根據(jù)樣本提供的順序統(tǒng)計(jì)量對(duì)生存率作出估計(jì)。半?yún)?shù)法是兼有參數(shù)和非參數(shù)的特點(diǎn)的一種方法。主要用于分析影響生存時(shí)間和生存率的因素，屬于多因素分析方法。我們所采用的是COX回歸模型分析法，此模型又稱比例風(fēng)險(xiǎn)模型，是將ST和各因素之間的關(guān)系用回歸方式來表示，使兩者之間的關(guān)系以數(shù)量來表達(dá)，主要解決了多因素對(duì)生存期的影響。

宮頸癌的預(yù)后與多種因素相關(guān)。許多文獻(xiàn)報(bào)道，腫瘤的FIGO分期、病理類型、分化程度、腫瘤大小、脈管是否陽性、深肌層有無浸潤、術(shù)后輔助治療，種族、年齡以及淋巴血管間隙浸潤，多個(gè)性伴侶及合并妊娠等均是影響預(yù)后的相關(guān)因素。對(duì)于有高危因素的患者，術(shù)后常給予放療或化療。盆腔淋巴結(jié)是否轉(zhuǎn)移及轉(zhuǎn)移數(shù)目的多少是影響宮頸癌預(yù)后的重要因素之一，并呈正相關(guān)，而影響淋巴結(jié)有無轉(zhuǎn)移的因素則是腫瘤浸潤深度、腫瘤大小及有無脈管浸潤。Deigado等研究了645例患有鱗狀細(xì)胞癌的患者，認(rèn)為浸潤深度、脈管有無浸潤、宮旁狀態(tài)及腫瘤分化程度均是影響淋巴結(jié)狀態(tài)的高危因素。淋巴結(jié)陽性的患者術(shù)后建議給予放療。但是，放療后是否能提高患者的生存率問題，報(bào)道的很少?？傊绊憣m頸癌預(yù)后的因素很多，而這些因素也往往相互影響。至于哪些因素影響較大，則需要我們進(jìn)一步的分析。

在我們的研究中，研究對(duì)象包括了宮頸癌各個(gè)期別，病理類型包括鱗狀細(xì)胞癌、腺癌及其他少見類型的宮頸癌患者，通過Kaplan－Meier單因素分析，表明病理類型、FIGO分期、腫瘤大小、淋巴結(jié)陽性、腫瘤分化程度、深肌層是否浸潤、術(shù)后是否正規(guī)放化療等都是影響患者預(yù)后的獨(dú)立因素，而年齡、脈管有無浸潤與預(yù)后關(guān)系不是很密切，屬于次要因素。同時(shí)，對(duì)這些因素進(jìn)行了COX多因素回歸分析，得出病理類型、FIGO分期、淋巴結(jié)是否轉(zhuǎn)移及腫瘤分化程度與宮頸癌預(yù)后關(guān)系更密切，與文獻(xiàn)基本一致。

總之，我們認(rèn)為，病理類型、腫瘤大小、淋巴結(jié)陽性、脈管浸潤、宮旁陽性等都是影響生存率的獨(dú)立因素，尤其是FIGO分期及淋巴結(jié)是否有轉(zhuǎn)移、病理類型為腺癌或其他少見癌、腫瘤細(xì)胞分化程度與宮頸癌預(yù)后密切相關(guān)。將臨床問題與數(shù)學(xué)模型相結(jié)合，應(yīng)用COX比例風(fēng)險(xiǎn)率模型預(yù)測(cè)每個(gè)宮頸癌患者的3年及5年生存概率，便于臨床醫(yī)生應(yīng)用及與患者溝通。

［1］王文波，陳中偉，陳統(tǒng)一，等.自固化磷酸鈣人工骨的生物學(xué)安全性試驗(yàn)研究［J］.中國生物醫(yī)學(xué)工程學(xué)報(bào)，2001，11（3）：193.

［2］Tsai CH，Lin RM，Ju CP，et al.Bioresorption behavior of tetracalcium phosphate－derived calcium phosphate cement implanted in femur of rabbits［J］.Biomaterials，2008，29（8）：984.

［3］Bolgen N，Yang Y，Korkusuz P，et al.Three－dimensional ingrowth of bone cells within biodegradable cryogel scaffolds in bioreactors at different regimes［J］.Tissue Eng Part A，2008，14（10）：1743.

［4］Li M，Liu X，Liu X，et al.Creation of macroporous calcium phosphate cements as bone substitutes by using genipin－crosslinked gelatin microspheres［J］.J Mater Sci Mater Med，2009，20（4）：925.

［5］Kruyt M，de Bruijn J，Rouwkema J，et al.Analysis of the dynamics of bone formation，effect of cell seeding density，and potential of allogeneic cells in cell－based bone tissue engineering in goats［J］.Tissue Eng Part A，2008，14（6）：1081.

［6］Yoshikawa M，Tsuji N，Shimomura Y，et al.Osteogenesis depending on geometry of porous hydroxyapatite scaffolds［J］.Calcif Tissue Int，2008，83（2）：139.

［7］Heo S J，Kim S E，Wei J，et al.In vitro and animal study of novel nanoapatite/poly（epsilon－caprolactone）composite scaffolds fabricated by layer manufacturing process［J］.Tissue Eng Part A，2009，15（5）：977.

［8］Wei J，Chen F，Shin J W，et al.Preparation and characterization of bioactive mesoporous wollastonite－Polycaprolactone composite scaffold［J］.Biomaterials，2009，30（6）：1080.

［9］Scaglione S，Lazzarini E，Ilengo C，et al.A composite material model for improved bone formation［J］.J Tissue Eng Regen Med，2010，14（6）：81.

［10］Mohr JC，dePablo JJ，Paleeek SP.3－D microwell culture of human embryonic stem cells［J］.Biomaterials，2006，27（36）：6032.

［11］漆小鵬，葉建東，王秀鵬，等.具有定向孔隙結(jié)構(gòu)的大孔磷酸鈣骨水泥支架的制備與表征（英文）［J］.硅酸鹽學(xué)報(bào)，2007（12）：1577.

［12］Dean DB，Watson JT，Moed BR，et al.Role of bone morphogenetic proteins and their antagonists in healing of bone fracture［J］.Front Biosci，2009，14：2878.

［13］Seol YJ，Kim KH，Park YJ，et al.Osteogenic effects of bonemorphogenetic－protein－2plasmid gene transfer［J］.Biotechnol Appl Biochem，2008，49（Pt 1）：85.

［14］Cowan CM，Aghaloo T，Chou YF，et al.MicroCT evaluation of three－dimensional mineralization in response to BMP－2doses in vitro and in critical sized rat calvarial defects［J］.Tissue Eng，2007，13（3）：501.

［15］Geiger F，Bertram H，Berger I，et al.Vascular endothelial growth factor gene－activated matrix（VEGF165－GAM）enhances osteogenesis and angiogenesis in large segmental bone defects［J］.J Bone Miner Res，2005，20（11）：2028.