術前NLR、dNLR水平對非小細胞肺癌根治術患者預后的預測價值

楊瓊 吳春龍 沈益敏 顏海希

由于高發病率和不良預后，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，發現簡便的預后指標對于改善治療決策至關重要。最近研究表明，炎癥反應和免疫狀態都是腫瘤發展的預后因素[4-5]。腫瘤誘導的炎癥反應可導致血液成分如中性粒細胞、淋巴細胞、單核細胞和血小板的改變[6-7]。外周血炎癥狀態與癌癥患者的惡化結果有關[8-9]。有研究發現了新的潛在生物標志物，例如中性粒細胞淋巴細胞比值（NLR）及派生的中性粒細胞與淋巴細胞比例（dNLR）與宮頸癌、胰腺癌預后有關[10-11]。然而，術前NLR及dNLR水平對NSCLC患者預后的預測價值的研究仍較少，故筆者以此展開研究，為NSCLC患者的治療和預防提供參考依據，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。納入標準：（1）首次因肺癌行根治術、且術后病理證實為NSCLC患者；（2）術前尚未進行輔助化療；（3）在2010年1月至2015年12月期間被診斷為NSCLC患者；（4）NSCLC由組織病理學確診，包括腺癌、大細胞癌、鱗狀細胞癌；（5）患者近期未發生感染及自身免疫性疾病；（6）術前獲得實驗室檢查資料；（7）患者同意進行術后的隨訪。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、出院時間、隨訪時間等。NLR=中性粒淋巴數/淋巴細胞數；dNLR=絕對嗜中性粒細胞數/（白細胞數-絕對嗜中性粒細胞數）。TNM分期根據國際抗癌聯盟發布的第7版TMN分期標準。吸煙定義參考2002年中國居民健康與營養調查，吸煙者指一生中連續或累積吸煙6個月及以上者，吸煙達到100支者。

1.2 方法 采用電話形式對患者進行隨訪，隨訪截止時間為2017年4月15日，回訪總病例數643例，有效病例503例。隨訪時間指自患者確診為NSCLC的時間至死亡或2017年4月15日，以月計算。總生存期（OS）是指從隨訪開始至因任何原因引起死亡的時間。無病生存期（DFS）是指從隨訪開始至疾病復發或由于疾病進展導致患者死亡的時間。

1.3 統計學處理 采用SPSS 22.0統計軟件及R軟件版本3.5.0。NLR、dNLR的臨界值（節點）通過X-Tile（Yale University，New Haven，CT，USA）確定[12]。非正態分布的計量資料以中位數（四分位間距）表示，計數資料以例（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。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。采用Cox比例風險模型分析影響預后因素的獨立危險因素。采用Bootstmp等量有放回重復抽樣1000次，驗證模型預測性能。用一致性指數（c．index）表示模型預測性能。P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

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。隨訪時間23.5～47.5個月，中位數34.5個月。

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、病理分型均有統計學差異（均P＜0.05）；不同dNLR水平的性別、年齡、吸煙史、飲酒史、TNM分期等均無統計學差異（均P＞0.05），見表 3。

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

2.5 NLR與NSCLC患者預后的Cox比例風險模型分析 對單因素分析有統計學意義的因素進行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較短的危險因素。而對于NSCLC患者DFS較短的危險因素有以下幾個：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 建模組與驗證組的預后性能比較 按照手術順序，把503例患者分成模型訓練組（350例）與驗證組（153例），通過R語言進行統計分析，模型訓練組的C指數為 0.687，95%CI：0.644～0.731，驗證組的 C 指數是0.649，95%CI：0.575～0.723。通過兩組的 C-index對比可知，本研究得出的預測模型能夠較好地預測非小細胞肺癌患者的預后情況。

3 討論

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

表1 503例NSCLC患者的一般資料

表2 503例NSCLC患者的實驗室檢測結果

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

表3 NLR及dNLR水平的NSCLC患者臨床病理資料分析（例）

傳統的找臨界值的方法有通過參考文獻、指南共識或ROC曲線進行常規分組。而X-Tile雖然類似ROC曲線，但它考慮了時間因素（預后研究都要考慮患者的生存時間）。通俗的說，X-Tile可以直觀地計算出最佳截點，從而更可能做出陽性結果（統計學差異）。本研究運用了X-Tile軟件來進行尋找NLR、dNLR的臨界值，發現NLR的cutoff值是3.6，dNLR是2.4。雖然這與以前的研究報道的cutoff值是不一樣的，但是這cutoff值是比較可靠的。因為我們的樣本量比較大，且又考慮了患者的生存時間。

本研究中，運用Kaplan-Meier分析法說明NLR、dNLR與NSCLC患者預后的關系，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患者預后越差（P=0.038）。多因素Cox分析中，NSCLC癌患者的OS較短的危險因素有以下幾個：年齡（≥60歲）、T分期（T2～T3）、N 分期（N1～N2）。而對于 NSCLC 患者 DFS 較短的危險因素有以下幾個：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較短的獨立危險因素，dNLR并不是NSCLC手術患者的OS與DFS的危險因素。

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患者預后的Kaplan-Meier分析

圖2 NLR、DNLR與NSCLC患者預后的Kaplan-Meier分析

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

總之，術前NLR高水平是NSCLC手術患者DFS較短的獨立危險因素，dNLR并不是NSCLC手術患者OS與DFS的危險因素。對于這些容易獲得并且便宜的生物標志物，能更好的預測NSCLS患者預后情況。