肖揚(yáng)，陳能志

（湖南省常德市第一人民醫(yī)院 普通外科，湖南 常德 415000）

原發(fā)性肝癌是我國(guó)最常見(jiàn)的惡性腫瘤之一，發(fā)病率位居惡性腫瘤的第3位，每年約有36.2萬(wàn)例新發(fā)肝癌患者[1]。因肝癌發(fā)病隱匿而進(jìn)展迅速等特點(diǎn)，多數(shù)患者在確診時(shí)已為臨床晚期，故而及早診斷和治療尤為關(guān)鍵。近年來(lái)，許多肝癌血清學(xué)標(biāo)志物相繼被發(fā)現(xiàn)，主要包括胚胎性抗原類、酶類、蛋白質(zhì)類、細(xì)胞因子類和癌基因類等5大類[2]。高爾基體蛋白73（GP73）是一種分子質(zhì)量為73 kDa的II型高爾基體跨膜糖蛋白，Kladney等[3]于2000年首次發(fā)現(xiàn)GP73正常情況下主要在肝膽管上皮細(xì)胞表達(dá)，而幾乎不表達(dá)于肝細(xì)胞。有基礎(chǔ)研究[4-5]發(fā)現(xiàn)肝癌細(xì)胞中過(guò)表達(dá)的GP73會(huì)傾覆microRNA的抑制作用，促進(jìn)癌細(xì)胞增殖，同時(shí)還可通過(guò)激活CREB-MMP-13信號(hào)通路，增加基質(zhì)金屬蛋白酶的表達(dá)來(lái)降解癌組織外基質(zhì)，從而增強(qiáng)癌細(xì)胞的侵犯能力[6]。

當(dāng)前有大量關(guān)于GP73診斷肝癌的原始研究，并有Meta分析的研究結(jié)果提示其診斷準(zhǔn)確性為中等，但暫無(wú)研究重點(diǎn)探討其在肝癌診斷中的臨床應(yīng)用價(jià)值。目前，所有類似Meta分析中收集原始研究的最近截止年限為2015年[7]，此后又有許多相關(guān)原始研究陸續(xù)發(fā)表，研究結(jié)果不盡相同，GP73對(duì)肝癌的診斷意義尚未定論。同時(shí)，目前暫無(wú)乙型肝炎病毒（HBV）相關(guān)性肝癌的Meta分析，故本Meta分析將對(duì)血清GP73診斷HBV相關(guān)性肝癌的原始研究進(jìn)行系統(tǒng)評(píng)價(jià)和定量合并分析。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)檢索

計(jì)算機(jī)系統(tǒng)性檢索英文數(shù)據(jù)庫(kù)包括PubMed、Embase、the Cochrane Library和中文數(shù)據(jù)庫(kù)包括中國(guó)知網(wǎng)、中國(guó)生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(kù)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)。檢索從建庫(kù)至2017年12月時(shí)間段公開(kāi)發(fā)表的文獻(xiàn)。英文檢索詞包括：Golgi protein 73、GP73、Golgi phosphoprotein 2、 Golgi Membrane Protein 1、Liver Cancer、Hepatic Carcinoma、Hepatocellular Carcinoma、HCC。 中文檢索詞包括：高爾基體蛋白73、高爾基體磷酸蛋白2、高爾基體膜蛋白1、原發(fā)性肝癌、肝細(xì)胞癌、肝癌、肝惡性腫瘤。為避免遺漏，各英文數(shù)據(jù)庫(kù)采用“All fields”檢索方式，知網(wǎng)和萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)采用主題檢索方式，中國(guó)生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(kù)采用“所有字段”檢索方式。

1.2 文獻(xiàn)的納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

本文按照Cochrane準(zhǔn)確性系統(tǒng)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)（CRDAT）制定文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)如下：⑴ 國(guó)內(nèi)外公開(kāi)發(fā)表的GP73診斷HBV相關(guān)性肝癌的原始研究；⑵ 原始研究選擇研究對(duì)象時(shí)，試驗(yàn)組中所有原發(fā)性肝癌患者均具有HBV感染背景，即為HBV相關(guān)性肝癌；肝癌診斷標(biāo)準(zhǔn)符合我國(guó)《原發(fā)性肝癌診療規(guī)范》；對(duì)照組包含肝癌高發(fā)人群（乙型肝炎、肝硬化）；⑶ 血清GP73檢測(cè)方法和試劑來(lái)源明確；⑷ 能提取完整的診斷四格表數(shù)據(jù)包括真陽(yáng)性數(shù)（TP）、假陽(yáng)性數(shù)（FP）、真陰性數(shù)（TN）和假陰性數(shù)（FN）。排除標(biāo)準(zhǔn)：⑴ 原始研究中所有肝癌患者均合并肝硬化，對(duì)照組全為健康人或乙型肝炎病毒攜帶者；⑵ 研究對(duì)象在測(cè)定血清GP73時(shí)已經(jīng)接受抗腫瘤治療；⑶ 文獻(xiàn)綜述、會(huì)議摘要；⑷ 重復(fù)發(fā)表、已撤回的文獻(xiàn)；⑸ 同一單位機(jī)構(gòu)及研究標(biāo)本來(lái)源，且標(biāo)本量無(wú)明顯差異、標(biāo)本采取時(shí)間為同一時(shí)間段、研究結(jié)果無(wú)明顯區(qū)別的相似研究，納入質(zhì)量較高者。

1.3 資料提取

首先，由2名研究者各自閱讀文獻(xiàn)標(biāo)題及摘要，剔除明顯不符合納入標(biāo)準(zhǔn)者。然后，仔細(xì)閱讀初步納入文獻(xiàn)的全文，按照納排標(biāo)準(zhǔn)確定文獻(xiàn)是否被納入。當(dāng)存在不同意見(jiàn)時(shí)，經(jīng)兩者商酌后決定是否納入該文獻(xiàn)。從納入文獻(xiàn)中提取信息包括第一作者、發(fā)表年限、研究對(duì)象來(lái)源國(guó)家、樣本量、肝癌患者年齡、檢測(cè)方法、試劑來(lái)源、診斷界值和四格表數(shù)據(jù)。

1.4 質(zhì)量評(píng)價(jià)

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理

1.5.1 異質(zhì)性檢驗(yàn) 利用Meta-Disc1.4軟件進(jìn)行Spearman相關(guān)分析檢測(cè)是否存在由閾值效應(yīng)引起的異質(zhì)性，若無(wú)閾值效應(yīng)，則運(yùn)用Cochrane Q檢驗(yàn)和I2統(tǒng)計(jì)量對(duì)納入研究的診斷比值比（DOR）值進(jìn)行異質(zhì)性分析，P＜0.1認(rèn)為存在明顯的異質(zhì)性，I2為25%、50%和75%時(shí)分別表示低、中和高度異質(zhì)性，I2≥50%時(shí)也表明研究結(jié)果間存在比較明顯的異質(zhì)性。若存在異質(zhì)性，則用Meta回歸分析探索異質(zhì)性根源。

1.5.2 診斷準(zhǔn)確性指標(biāo)匯總 當(dāng)存在異質(zhì)性時(shí)使用隨機(jī)效應(yīng)模型，反之則采用固定效應(yīng)模型對(duì)敏感度、特異度、DOR值、陽(yáng)性似然比和陰性似然比進(jìn)行匯總，描繪綜合受試者工作特征曲線（SROC）曲線，并計(jì)算曲線下面積（AUC）和Q*指數(shù)，同時(shí)進(jìn)行亞組分析。

1.5.3 敏感度分析 將納入文獻(xiàn)逐一剔除，再觀察余下研究診斷指標(biāo)的變化。若變化程度較小，說(shuō)明納入文獻(xiàn)的穩(wěn)定性較好，反之則穩(wěn)定性較差。

1.5.4 發(fā)表偏倚分析 使用Stata 14.0軟件進(jìn)行Deeks檢驗(yàn)來(lái)評(píng)價(jià)納入文獻(xiàn)的發(fā)表偏倚情況，若P＜0.05則提示存在發(fā)表偏倚。

1.5.5 Fagan圖 基于貝葉斯理論方法，利用Stata 14.0統(tǒng)計(jì)軟件繪制的Fagan圖顯示當(dāng)GP73為陽(yáng)性或陰性且驗(yàn)前概率分別為25%、50%、75%時(shí)相對(duì)應(yīng)的驗(yàn)后概率大小。根據(jù)從驗(yàn)前概率到驗(yàn)后概率的變化程度來(lái)評(píng)估GP73的臨床應(yīng)用價(jià)值[9]。

2 結(jié) 果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果

從各數(shù)據(jù)庫(kù)中初步檢索出文獻(xiàn)共1 822篇，去除重復(fù)文獻(xiàn)后剩余990篇。經(jīng)閱讀標(biāo)題及摘要后剔除956篇，閱讀余下文獻(xiàn)的全文后再剔除20篇。最終納入14篇文獻(xiàn)[10-23]，中文11篇，英文3篇，共納入研究對(duì)象3 953例（圖1）。納入文獻(xiàn)的基本資料和診斷數(shù)據(jù)詳見(jiàn)表1-2。

表1 納入文獻(xiàn)的基本資料Table 1 General information of the included studies

表2 納入文獻(xiàn)的診斷數(shù)據(jù)Table 2 Diagnostic data of the included studies

圖1 文獻(xiàn)篩選流程Figure 1 Literature screening process

2.2 納入研究的基本特征和質(zhì)量評(píng)價(jià)

使用QUADAS-2工具對(duì)納入研究進(jìn)行質(zhì)量評(píng)價(jià)，總的來(lái)說(shuō)，結(jié)果不夠理想。具體評(píng)價(jià)如下：⑴ 在病例選擇中，僅有2篇研究[12-13]的病例為連續(xù)性納入；有7篇研究[10-16]詳細(xì)制定了病例的納排標(biāo)準(zhǔn)；有2篇研究[19-20]試驗(yàn)組全為早期肝癌患者；有2篇研究[10,14]的對(duì)照組未納入健康人，熊志遠(yuǎn)等[11]的研究?jī)H納入肝硬化患者為對(duì)照。⑵ 在待評(píng)價(jià)試驗(yàn)中，僅1篇研究[13]明確說(shuō)明試驗(yàn)遵循了盲法原則，2篇研究[18-19]預(yù)先設(shè)定了肝癌診斷閾值為GP73≥150 ng/mL。除2篇研究[12,19]外均有詳細(xì)說(shuō)明GP73的檢測(cè)方法和實(shí)驗(yàn)步驟，具有可重復(fù)性。⑶ 在診斷金標(biāo)準(zhǔn)中，有2篇研究[11-12]未詳細(xì)說(shuō)明肝癌的具體診斷標(biāo)準(zhǔn)，其余12篇研究均提供了肝癌的診斷金標(biāo)準(zhǔn)，且符合我國(guó)《原發(fā)性肝癌診療規(guī)范》。⑷ 在病例流程和進(jìn)展情況中，僅1篇研究[14]有丟失病例標(biāo)本情況（圖2）。

圖2 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)Figure 2 Quality assessment of the included studies

2.3 異質(zhì)性分析

利用Meta-disc 1.4軟件繪制SROC平面圖，結(jié)果顯示不呈“肩臂”狀分布，提示本研究不存在閾值效應(yīng)（圖略）。同時(shí)，計(jì)算敏感度對(duì)數(shù)與（1-特異度）對(duì)數(shù)的Spearman相關(guān)系數(shù)r=0.090，P=0.759，亦表示無(wú)閾值效應(yīng)。以DOR值來(lái)探討非閾值效應(yīng)引起的異質(zhì)性，結(jié)果為DOR值為9.67（95%CI=6.72～13.91），Cochran-Q=57.41，P＜0.10，I2=77.4%，說(shuō)明納入研究間存在非閾值效應(yīng)引起的異質(zhì)性（圖3）。

1209 術(shù)前血清前白蛋白水平在評(píng)價(jià)膀胱尿路上皮癌患者預(yù)后中的價(jià)值 湯仕杰，劉安偉，馬 重，徐偉東，孫穎浩，許傳亮

2.4 合并統(tǒng)計(jì)效應(yīng)量

由于各研究間異質(zhì)性較大，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型合并各統(tǒng)計(jì)效應(yīng)量。GP73診斷肝癌的總敏感度和特異度分別為0.70（95% CI=0.68～0.73）、0.75（95% CI=0.73～0.77），總陽(yáng)性似然比和陰性似然比分別為3.37（95% CI=2.75～4.13）、0.36（95% CI=0.29-0.45）（圖4）。SROC曲線下面積AUC=0.826，Q*指數(shù)為0.759（圖5）。

圖3 DOR值森林圖Figure 3 Forest plot of DOR

圖4 各診斷指標(biāo)森林圖 A：敏感度；B：特異度；C：陽(yáng)性似然比；D：陰性似然比Figure 4 Forest plots of the diagnostic indexes A: Sensitivity; B: Specificity; C: Positive likelihood ratio; D: Negative likelihood ratio

圖5 血清GP73診斷肝癌的SROC曲線圖Figure 5 SROC curve of serum GP73 in diagnosis of HCC

2.5 Meta回歸分析

為探討異質(zhì)性來(lái)源，將肝癌患者年齡、試劑來(lái)源、對(duì)照組人群共3個(gè)變量進(jìn)行Meta回歸分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性來(lái)源與研究間對(duì)照人群差異有關(guān)（RDOR=3.28，95% CI=1.27～8.46，P=0.0 193）（表3）。

表3 Meta回歸分析Table 3 Meta regression analysis

2.6 亞組分析

以對(duì)照組人群為依據(jù)進(jìn)行亞組分析：有11個(gè)原始研究納入肝炎、肝硬化和健康人為對(duì)照（A組），另3個(gè)研究?jī)H納入了肝炎或肝硬化等肝癌高發(fā)人群為對(duì)照（B組），前者敏感度、DOR值、AUC均高于后者（0.74 vs. 0.62、12.60 vs. 4.07、0.836 vs.0.739）（表4）。

表4 血清GP73診斷肝癌的亞組分析Table 4 Subgroup analysis of serum GP73 in diagnosis of HCC

2.7 敏感度分析

將所有原始研究逐一剔除后再對(duì)其余研究進(jìn)行Meta分析，結(jié)果顯示各診斷準(zhǔn)確性指標(biāo)均無(wú)明顯變化，說(shuō)明本研究結(jié)論穩(wěn)定性較好（表5）。

表5 敏感度分析Table 5 Sensitivity analysis

2.8 發(fā)表偏倚分析

利用Stata14.0軟件對(duì)納入的14篇原始研究繪制漏斗圖，觀察發(fā)現(xiàn)散點(diǎn)于回歸線兩側(cè)為不對(duì)稱分布，Deeks檢驗(yàn)結(jié)果提示存在發(fā)表偏倚（P=0.01）（圖6）。

2.9 驗(yàn)后概率

用Stata 14.0軟件繪制Fagan圖顯示當(dāng)設(shè)定驗(yàn)前概率為50%時(shí)，GP73陽(yáng)性用于診斷肝癌的正確率為78%，而有26%的GP73陰性患者可能為肝癌。當(dāng)設(shè)定驗(yàn)前概率為25%、75%時(shí)，GP73陽(yáng)性驗(yàn)后概率分別為54%、91%，陰性驗(yàn)后概率分別為11%、52%（圖7）。

圖6 Deeks漏斗圖Figure 6 Deeks’ funnel plot

圖7 血清GP73診斷肝癌的Fagan圖Figure 7 Fagan plots of serum GP73 in diagnosis of HCC

3 討 論

原發(fā)性肝癌早期癥狀不典型、惡性程度高且病情發(fā)展迅速，嚴(yán)重危害人類健康和生命，其病因主要源于慢性病毒感染。全球約有55%的肝癌患者因HBV感染所致，HBV感染使男性或女性患者發(fā)生肝癌的風(fēng)險(xiǎn)增加20倍或16倍[24-25]，故本研究著重分析HBV相關(guān)性肝癌。

GP73是當(dāng)前最引人注目的肝癌血清學(xué)標(biāo)志物之一。在肝臟疾病中，上皮細(xì)胞特異性轉(zhuǎn)錄因子可結(jié)合GP73啟動(dòng)子促進(jìn)肝細(xì)胞的GP73蛋白表達(dá)，GP73蛋白再通過(guò)胞內(nèi)體運(yùn)輸暴露于弗林蛋白酶，經(jīng)酶切作用裂解出外功能區(qū)后分泌至細(xì)胞外，最后進(jìn)入外周血液系統(tǒng)[26-27]。Mao等[28]的大樣本、多中心研究報(bào)道GP73水平在肝炎、肝硬化和肝癌患者中呈逐步遞增趨勢(shì)。陳建國(guó)等[29]隨訪研究發(fā)現(xiàn)GP73水平≥67 ng/mL（ELISA法）的HBsAg攜帶者2年后發(fā)生肝癌的危險(xiǎn)性是低GP73的23.6倍。隨后，Zhou等[30]通過(guò)Meta分析比較GP73和AFP對(duì)肝癌診斷價(jià)值的研究結(jié)果顯示兩者敏感度、特異度、DOR值分別為76% vs.70%、86%vs. 89%、18.59 vs.18.00，提示GP73有望成為繼AFP之后的原發(fā)性肝癌診斷標(biāo)志物。

在本Meta分析中，GP73診斷肝癌的敏感度、特異度和DOR值分別為0.70（95% CI=0.68～0.73）、0.75（95% CI=0.73～0.77）、9.67（95% CI=6.72～13.91），稍低于Yang等[31]的Meta分析結(jié)果；可能原因是本研究納入的所有患者均具有HBV感染背景，即與研究目標(biāo)人群不同有關(guān)。本研究的SROC曲線下面積為0.826，與Yang等[31]的研究相似，提示GP73對(duì)肝癌有著中等的診斷價(jià)值。

因本Meta分析的研究人群無(wú)種族和HBV感染背景差異，故異質(zhì)性稍低于Yang等[31]的研究（I2：77.4% vs. 95.4%）。Meta回歸分析提示研究間異質(zhì)性與對(duì)照人群差異有關(guān)，亞組分析發(fā)現(xiàn)僅納入肝癌高發(fā)患者為對(duì)照的B亞組敏感度、DOR值和AUC低于同時(shí)納入肝癌高發(fā)患者和健康人為對(duì)照的A亞組。此結(jié)果可能原因?yàn)椋孩?肝癌高發(fā)患者的GP73水平明顯高于健康人[28,32]，故B亞組對(duì)照人群的GP73平均水平高于A亞組，以致通過(guò)ROC曲線決定的肝癌診斷閾值相應(yīng)變大，而引起敏感度下降和診斷效能降低；⑵ B亞組的總原始研究數(shù)（n=3）和樣本量均低于A亞組（n=11），亞組分析的實(shí)際結(jié)果可能是與兩亞組中其他臨床混雜因素相關(guān)，故此結(jié)論還需大樣本數(shù)據(jù)進(jìn)一步驗(yàn)證。因此，研究對(duì)照應(yīng)同時(shí)納入健康人和患有與該疾病相鑒別的患者，否則將會(huì)夸大或低估真實(shí)診斷價(jià)值[33]。例如，Zhang等[34]僅以健康人為對(duì)照的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)GP73診斷肝癌的敏感度、特異度和AUC高達(dá)97%、87%和0.98。故而，本Meta分析在制定納排標(biāo)準(zhǔn)時(shí)排除了僅以健康人為對(duì)照的原始數(shù)據(jù)。

另外，本研究還繪制Fagan圖發(fā)現(xiàn)當(dāng)設(shè)定驗(yàn)前概率為50%時(shí)，陽(yáng)性、陰性GP73的驗(yàn)后概率分別為78%和26%。即當(dāng)假設(shè)臨床醫(yī)師綜合就診患者的臨床表現(xiàn)和個(gè)人經(jīng)驗(yàn)診斷其患肝癌的可能性為50%時(shí)，通過(guò)檢測(cè)GP73水平后，若結(jié)果為陽(yáng)性，則醫(yī)師明確診斷該患者為肝癌的正確率從50%增加至78%；若GP73水平為陰性則該患者患肝癌的可能性從50%降至26%，故從驗(yàn)前概率到驗(yàn)后概率的變化程度并不明顯。由此可知，GP73單獨(dú)應(yīng)用于確定或排除肝癌診斷的臨床應(yīng)用價(jià)值有限。

通過(guò)發(fā)表偏倚分析發(fā)現(xiàn)，在8篇樣本量低于200例的原始研究中有6篇研究效應(yīng)量較大，DOR值約為15.14～29.66，另2篇研究效應(yīng)量較小，DOR值為9.00和9.10?？赡芤虿糠諫P73診斷肝癌的陰性研究結(jié)果未予發(fā)表，而導(dǎo)致了發(fā)表偏倚的存在，故呈現(xiàn)為回歸線兩側(cè)不對(duì)稱的漏斗圖，這也是目前許多診斷性Meta分析共同存在的問(wèn)題。因此，本Meta分析可能會(huì)高估GP73對(duì)肝癌的診斷作用。

本研究仍存在一些局限性：⑴ 收集文獻(xiàn)局限于各數(shù)據(jù)庫(kù)公開(kāi)發(fā)表的原始研究，而未搜索可能含陰性結(jié)果的灰色文獻(xiàn)；⑵ 納入的原始研究間異質(zhì)性較大，故在合并效應(yīng)量時(shí)選擇了隨機(jī)效應(yīng)模型；⑶ 納入的總樣本量較小；⑷ 多數(shù)原始研究未連續(xù)性或隨機(jī)納入研究病例，以致入選的病例不符合疾病的流行病學(xué)特征 ，且僅1篇研究在試驗(yàn)過(guò)程中遵循了盲法原則，質(zhì)量較低，故以后的相關(guān)研究應(yīng)盡量避免此類弊端。

綜上所述，GP73對(duì)肝癌有一定的診斷意義，但作為腫瘤標(biāo)志物單獨(dú)應(yīng)用于確診或排除肝癌患者的價(jià)值有限，尚需結(jié)合其他檢查。目前GP73的診斷價(jià)值仍需高質(zhì)量、大樣本、多中心的研究數(shù)據(jù)來(lái)論證，為其能應(yīng)用于臨床提供更加牢靠的依據(jù)。