楊瓊 吳春龍 沈益敏 顏海希

由于高發(fā)病率和不良預(yù)后，每年全世界每年有超 過150萬人死于肺癌[1]。在中國尤其是城市，肺癌也已成為第一位死亡原因[2]。非小細(xì)胞肺癌（NSCLC）是肺癌最常見的組織類型，約占全部肺癌的80%[3]。為了改善NSCLC患者的治療，發(fā)現(xiàn)簡(jiǎn)便的預(yù)后指標(biāo)對(duì)于改善治療決策至關(guān)重要。最近研究表明，炎癥反應(yīng)和免疫狀態(tài)都是腫瘤發(fā)展的預(yù)后因素[4-5]。腫瘤誘導(dǎo)的炎癥反應(yīng)可導(dǎo)致血液成分如中性粒細(xì)胞、淋巴細(xì)胞、單核細(xì)胞和血小板的改變[6-7]。外周血炎癥狀態(tài)與癌癥患者的惡化結(jié)果有關(guān)[8-9]。有研究發(fā)現(xiàn)了新的潛在生物標(biāo)志物，例如中性粒細(xì)胞淋巴細(xì)胞比值（NLR）及派生的中性粒細(xì)胞與淋巴細(xì)胞比例（dNLR）與宮頸癌、胰腺癌預(yù)后有關(guān)[10-11]。然而，術(shù)前NLR及dNLR水平對(duì)NSCLC患者預(yù)后的預(yù)測(cè)價(jià)值的研究仍較少，故筆者以此展開研究，為NSCLC患者的治療和預(yù)防提供參考依據(jù)，幫助NSCLC患者制定最佳的治療策略。

1 資料和方法

1.1 一般資料 回顧性分析我院2010年1月至2015年12月NSCLC患者的臨床病歷資料。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）首次因肺癌行根治術(shù)、且術(shù)后病理證實(shí)為NSCLC患者；（2）術(shù)前尚未進(jìn)行輔助化療；（3）在2010年1月至2015年12月期間被診斷為NSCLC患者；（4）NSCLC由組織病理學(xué)確診，包括腺癌、大細(xì)胞癌、鱗狀細(xì)胞癌；（5）患者近期未發(fā)生感染及自身免疫性疾?。唬?）術(shù)前獲得實(shí)驗(yàn)室檢查資料；（7）患者同意進(jìn)行術(shù)后的隨訪。病歷資料主要包括患者性別、年齡、TNM分期、病歷類型、吸煙史、飲酒史、腫瘤部位、出院時(shí)間、隨訪時(shí)間等。NLR=中性粒淋巴數(shù)/淋巴細(xì)胞數(shù)；dNLR=絕對(duì)嗜中性粒細(xì)胞數(shù)/（白細(xì)胞數(shù)-絕對(duì)嗜中性粒細(xì)胞數(shù)）。TNM分期根據(jù)國際抗癌聯(lián)盟發(fā)布的第7版TMN分期標(biāo)準(zhǔn)。吸煙定義參考2002年中國居民健康與營養(yǎng)調(diào)查，吸煙者指一生中連續(xù)或累積吸煙6個(gè)月及以上者，吸煙達(dá)到100支者。

1.2 方法 采用電話形式對(duì)患者進(jìn)行隨訪，隨訪截止時(shí)間為2017年4月15日，回訪總病例數(shù)643例，有效病例503例。隨訪時(shí)間指自患者確診為NSCLC的時(shí)間至死亡或2017年4月15日，以月計(jì)算?？偵嫫冢∣S）是指從隨訪開始至因任何原因引起死亡的時(shí)間。無病生存期（DFS）是指從隨訪開始至疾病復(fù)發(fā)或由于疾病進(jìn)展導(dǎo)致患者死亡的時(shí)間。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理 采用SPSS 22.0統(tǒng)計(jì)軟件及R軟件版本3.5.0。NLR、dNLR的臨界值（節(jié)點(diǎn)）通過X-Tile（Yale University，New Haven，CT，USA）確定[12]。非正態(tài)分布的計(jì)量資料以中位數(shù)（四分位間距）表示，計(jì)數(shù)資料以例（百分比）表示。不同NLR、dNLR水平患者的臨床病理特征比較采用χ2檢驗(yàn)。采用Kaplan-Meier法繪制生存曲線，不同NLR、dNLR水平患者生存曲線的比較采用logrank檢驗(yàn)。采用Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型分析影響預(yù)后因素的獨(dú)立危險(xiǎn)因素。采用Bootstmp等量有放回重復(fù)抽樣1000次，驗(yàn)證模型預(yù)測(cè)性能。用一致性指數(shù)（c．index）表示模型預(yù)測(cè)性能。P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 503例NSCLC患者的臨床資料 納入患者503例，基本臨床情況見表1、2。隨訪時(shí)間23.5～47.5個(gè)月，中位數(shù)34.5個(gè)月。

2.2 NLR與dNLR的臨界值確定OS 采用X-Tile軟件找到cutoff，得出NLR的臨界值為3.6，同理得出dNLR的臨界值為2.4。DFS：采用X-tile軟件找到cutoff，得出NLR的臨界值為3.6，同理得出dNLR的臨界值為1.4。最后選擇OS的NLR與dNLR的臨界值作為最后的臨界分組，將NLR分為低組（NLR≤3.6）和高組（NLR＞3.6），將dNLR分為低組（dNLR≤2.4）和高組（dNLR＞2.4）。

2.3 不同NLR及dNLR水平的NSCLC患者臨床病理資料分析 不同NLR水平的吸煙史、腫瘤分期、病理分型均有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（均P＜0.05）；不同dNLR水平的性別、年齡、吸煙史、飲酒史、TNM分期等均無統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（均P＞0.05），見表 3。

2.4 NLR、dNLR與NSCLC患者預(yù)后的生存分析 OS：運(yùn)用Kaplan-Meier分析法分析NLR、dNLR與NSCLC患者預(yù)后的關(guān)系，可見高水平NLR的NSCLC患者預(yù)后差（P=0.001），高水平dNLR的NSCLC患者預(yù)后差（P=0.001），見圖1。DFS：運(yùn)用 Kaplan-Meier法分析 NLR、dNLR與NSCLC患者預(yù)后的關(guān)系，可見高水平NLR的NSCLC患者預(yù)后差（P=0.001），高水平dNLR的NSCLC患者預(yù)后差（P=0.038），見圖2。

2.5 NLR與NSCLC患者預(yù)后的Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型分析 對(duì)單因素分析有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的因素進(jìn)行Cox多因素逐步回歸分析。年齡（≥60歲）、T分期（T2～T3）、N 分期（N1～N2）是NSCLC患者OS較短的危險(xiǎn)因素。而對(duì)于NSCLC患者DFS較短的危險(xiǎn)因素有以下幾個(gè)：性別（男）、年齡（≥60 歲）、T 分期（T2～T3）、N 分期（N1～N2）、NLR（＞3.6）。見表 4。

2.6 建模組與驗(yàn)證組的預(yù)后性能比較 按照手術(shù)順序，把503例患者分成模型訓(xùn)練組（350例）與驗(yàn)證組（153例），通過R語言進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，模型訓(xùn)練組的C指數(shù)為 0.687，95%CI：0.644～0.731，驗(yàn)證組的 C 指數(shù)是0.649，95%CI：0.575～0.723。通過兩組的 C-index對(duì)比可知，本研究得出的預(yù)測(cè)模型能夠較好地預(yù)測(cè)非小細(xì)胞肺癌患者的預(yù)后情況。

3 討論

本研究表明升高的NLR（＞3.6）為NSCLC患者手術(shù)后DFS較短的獨(dú)立危險(xiǎn)因素。而dNLR并不是NSCLC患者術(shù)后DFS與OS的危險(xiǎn)因素。

表1 503例NSCLC患者的一般資料

表2 503例NSCLC患者的實(shí)驗(yàn)室檢測(cè)結(jié)果

許多常規(guī)血液參數(shù)已被研究作為潛在的炎癥生物標(biāo)志物，包括升高的嗜中性粒細(xì)胞、血小板、LDH和低白蛋白血癥，其中10%與癌癥的預(yù)后相關(guān)。而最近，新的參數(shù)如dNLR也正在研究中。癌癥通常表現(xiàn)為炎癥反應(yīng)，而淋巴細(xì)胞作為宿主免疫的關(guān)鍵組成部分，并且這種細(xì)胞的減少能導(dǎo)致腫瘤免疫失調(diào)[13]。由于血常規(guī)普遍應(yīng)用于臨床因此比其他指標(biāo)更具有可行性。此外，有研究結(jié)果表示，IL-6、IL-7、IL-8、血小板源生長因子和單核細(xì)胞趨化蛋白I不僅參與維持腫瘤侵襲的微環(huán)境，促進(jìn)腫瘤轉(zhuǎn)移，而且可以使T淋巴細(xì)胞減少，抑制活性T細(xì)胞和NK細(xì)胞的活性，上述因子的升高與NLR的升高有著密切聯(lián)系。最近研究表明，術(shù)前dNLR可能是預(yù)測(cè)胃癌患者總體生存率的更好的生物標(biāo)志物[14]。PLR和NLR的組合診斷可以更好的預(yù)測(cè)宮頸癌患者生存的風(fēng)險(xiǎn)。

表3 NLR及dNLR水平的NSCLC患者臨床病理資料分析（例）

傳統(tǒng)的找臨界值的方法有通過參考文獻(xiàn)、指南共識(shí)或ROC曲線進(jìn)行常規(guī)分組。而X-Tile雖然類似ROC曲線，但它考慮了時(shí)間因素（預(yù)后研究都要考慮患者的生存時(shí)間）。通俗的說，X-Tile可以直觀地計(jì)算出最佳截點(diǎn)，從而更可能做出陽性結(jié)果（統(tǒng)計(jì)學(xué)差異）。本研究運(yùn)用了X-Tile軟件來進(jìn)行尋找NLR、dNLR的臨界值，發(fā)現(xiàn)NLR的cutoff值是3.6，dNLR是2.4。雖然這與以前的研究報(bào)道的cutoff值是不一樣的，但是這cutoff值是比較可靠的。因?yàn)槲覀兊臉颖玖勘容^大，且又考慮了患者的生存時(shí)間。

本研究中，運(yùn)用Kaplan-Meier分析法說明NLR、dNLR與NSCLC患者預(yù)后的關(guān)系，可見NLR越高NSCLC患者總生存率越差（P=0.001），dNLR越高NSCLC患者總生存率越差（P=0.001）。NLR越高NSCLC患者無病生存期越差（P=0.001），dNLR越高NSCLC患者預(yù)后越差（P=0.038）。多因素Cox分析中，NSCLC癌患者的OS較短的危險(xiǎn)因素有以下幾個(gè)：年齡（≥60歲）、T分期（T2～T3）、N 分期（N1～N2）。而對(duì)于 NSCLC 患者 DFS 較短的危險(xiǎn)因素有以下幾個(gè)：性別（男）、年齡（≥60歲）、T分期（T2～T3）、N 分期（N1～N2）、NLR（＞3.6）。高 NLR 是NSCLC患者的DFS較短的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，dNLR并不是NSCLC手術(shù)患者的OS與DFS的危險(xiǎn)因素。

表4 NSCLC患者的OS和DFS的單因素及多因素分析

圖1 NLR、DNLR與NSCLC患者預(yù)后的Kaplan-Meier分析

圖2 NLR、DNLR與NSCLC患者預(yù)后的Kaplan-Meier分析

本文還有以下幾個(gè)不足之處：（1）本研究是單中心的回顧性研究，它不能完全代表整個(gè)中國人群；（2）大部分患者都是肺癌Ⅰ期患者（70.6%），這可能對(duì)于預(yù)后也有影響；（3）本研究納入的是在臺(tái)州醫(yī)院住院進(jìn)行肺癌根治術(shù)的非小細(xì)胞肺癌患者，這可能有選擇上的偏倚。

總之，術(shù)前NLR高水平是NSCLC手術(shù)患者DFS較短的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，dNLR并不是NSCLC手術(shù)患者OS與DFS的危險(xiǎn)因素。對(duì)于這些容易獲得并且便宜的生物標(biāo)志物，能更好的預(yù)測(cè)NSCLS患者預(yù)后情況。