姑息性功能狀態評分在晚期癌癥住院患者預后評估中的應用

張偉，魏佳慧，張文杰，賈悅

準確評估惡性腫瘤患者的生存時間，可以幫助醫護人員決定臨終關懷的介入時間，并根據患者病情制訂最優照護方案[1]，對促進姑息資源合理使用，提高護理質量和死亡質量均具有積極意義。然而晚期癌癥患者的預后評估一直是個挑戰性問題。姑息性功能狀態評分(Palliative Performance Scale，PPS)是卡氏評分量表(Karnofsky Performance Scale，KPS)的修訂版，相關研究顯示PPS不僅與生存期有顯著的相關性[2-3]，且具有運用簡單、方便等優點。目前PPS在國外已被廣泛運用于姑息患者的生存預測[4-5]，但我國尚未見運用的相關報道。本研究采用回顧性研究方法，分析PPS與晚期癌癥住院患者30 d、90 d生存期之間的關系，探索PPS在臨終關懷實踐中的參考價值，旨在為進一步細化階段性臨終護理目標及措施提供參考。

1 資料與方法

1.1一般資料 對2016年1月至2018年12月入住江蘇大學附屬人民醫院腫瘤中心的晚期癌癥患者電子病歷和隨訪記錄進行回顧，重復住院者回顧最后一次入院信息。納入標準：入院診斷為晚期癌癥或惡性腫瘤Ⅳ期以上，治療方案為對癥治療且患者已經死亡。排除標準：入院前1個月內存在積極治療史的患者(如放療或化療等)、非癌癥原因死亡的患者。剔除信息不全的資料。

1.2方法

1.2.1研究工具 PPS由Anderson等[6]于1996年開發，2001年維多利亞臨終關懷協會進行改良，本研究采用PPS改良版，該量表從活動能力、活動和疾病程度、自我照顧、攝入量、意識水平5個方面評估患者功能狀態，評分范圍從0到100%，以10%遞增,分值越低，功能狀態越差。其中0表示死亡，100%表示患者能進行正常活動和工作。國外相關研究表明該工具有良好的信效度[2,7-8]。筆者前期漢化該量表，顯示中文版PPS的Cronbach′s α系數為0.966,結構效度為0.752～0.960。

1.2.2資料收集方法 根據患者首次病程記錄和護理記錄(入院24 h內)，評估患者初始PPS分值。由于我國未將PPS評分作為常規記錄內容，因此由2名經過培訓的審查員(護理學在讀研究生)各自進行PPS評分。如評分結果出現分歧，則通過討論確定分值或剔除該樣本。20份回顧性資料預評估結果顯示，評分者信度一致性較高(Cohen′s Kappa系數為0.815，P<0.01)。其他采集的資料主要包括年齡、性別、癌癥類型、生存期、有無腫瘤手術史、水腫、消化道出血、疼痛情況。最終有效收集194例患者的資料。本研究生存期指從患者入院到死亡期間的存活天數；年齡根據WHO的劃分標準，分為<60歲，60～74歲，≥75歲三組；疼痛采用數字分級法(NRS)分為無痛、輕度、中度、重度疼痛四組。

1.2.3統計學方法 運用Stata15.0進行數據分析。使用描述性統計匯總患者的人口學特征、PPS評分及平均生存天數等；PPS與生存期及30 d、90 d生存率的相關性用Spearman系數表示；初始PPS均分、平均生存天數的組間差異使用t檢驗或方差分析，不滿足正態分布數據采用Kruskal-Wallis檢驗；Log-rank檢驗用于考察各變量組間的死亡率差異；繪制以PPS為分層的Kaplan-Meier生存曲線并采用Bonferroni法進行兩兩比較；Cox比例危險模型(前向似然比模型)用于多因素分析，以確定獨立的預后因素。檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1總體生存結果 194例患者生存時間為1～135(33.5±1.6)d，入院時PPS評分為[10～70(48.4±1.1)]%。35例PPS低于30%的患者在30 d內全部死亡；31例PPS為40%的患者生存時間均小于90 d；僅5例患者生存期超過90 d，PPS均≥50%。PPS分值與生存時間呈中等正相關(r=0.643，P<0.01)。不同特征患者的生存情況比較見表1。

表1 不同特征患者的生存情況比較

2.2單因素分析 表1可見，不同PPS分值、疼痛及是否存在水腫、消化道出血患者的30 d、90 d死亡率有顯著差異(Log-rank檢驗，均P<0.05)。以PPS為分層的30 d、90 d Kaplan-Meier生存曲線(Log-rank檢驗，均P<0.01)，見圖1、圖2。各分值曲線兩兩比較結果顯示：PPS 10%曲線與其他6條曲線均無相交，差異有統計學意義(30 d同90 d，χ2=16.929～99.536，均P<0.01)；PPS 70%曲線與其他6條曲線差異有統計學意義(30 d:χ2=5.562～57.602,P<0.05，P<0.01; 90 d:χ2=8.304～57.602, 均P<0.01)；所有間隔分值的曲線間差異有統計學意義(均P<0.01)；相鄰PPS曲線在30%與40%、40%與50%之間差異有統計學意義(30 d：χ2=9.493、14.078，均P<0.01；90 d：χ2=9.116、12.676，均P<0.01)。

2.3多因素分析 分別以30 d、90 d生存狀態為因變量，采用逐步向前法建立Cox比例風險模型。表2顯示，在控制混雜變量后，年齡、手術史、PPS分值為影響患者30 d、90 d死亡的獨立因素。2個模型均通過了比例風險假定檢驗(χ2=7.431,P=0.390;χ2=5.680,P=0.591)。

圖1 以PPS分層的30 d Kaplan-Meier生存曲線

圖2 以PPS分層的90 d Kaplan-Meier生存曲線

3 討論

3.1PPS與生存期的關系 自PPS被開發以來，其所包含的5個維度被認為是評估姑息患者功能狀態的最佳組合。相關的Meta分析[9]、系統文獻綜述[5]均肯定了PPS與姑息患者生存期的相關性及在生存預測中的效果。但由于受研究環境、研究對象、樣本量大小、癌癥與非癌癥患者比例等因素的影響，相關的研究結果還存在一定差異[10-13]。因此，在具體人群和具體環境下考察PPS與生存期的關系，已成為目前研究者的共識[14-15]。本研究結果顯示PPS與住院晚期癌癥患者生存期呈正相關，是患者30 d、90 d死亡風險的獨立影響因素。

3.2PPS在臨終關懷中的運用價值 目前加拿大維多利亞州將PPS作為患者臨終關懷轉介或出院的評價工具之一，安大略省則將PPS低于40%作為臨終關懷資格標準，然而來自荷蘭臨終關懷院的研究發現，44%在3個月內死亡的患者PPS評分高于40%[3]。本研究90 d死亡的患者中，有63.4%患者PPS評分高于40%，故認為加拿大臨終關懷準入資格并不適用于我國晚期癌癥患者，但并不否認PPS在臨終關懷實踐中的參考價值。首先，本研究中PPS評分70%的患者90 d死亡率為89.3%，提示對于晚期癌癥患者來說，PPS一旦下降至70%，就有必要評估患者對臨終護理機構的預期，并及時提出轉介建議。其次，本研究PPS 30%、40%、50%的患者30 d死亡率分別約100%、74.2%和41.7%，因此在臨床實踐中，PPS 40%可作為30 d生存期的警戒分值，該分值提示護理人員與家屬應及時評估并盡量滿足患者的需求，尤其應關注心理和精神需求，這是幫助患者獲得“無憾”死亡的最后機會(中位生存期為22 d)；如患者PPS為10%時(中位生存期為2 d)，護理人員則需與家屬溝通死亡相關事宜并及時介入喪親輔導。

表2 Cox比例風險模型分析結果

3.3年齡、腫瘤手術史對生存期的影響 盡管PPS在姑息患者生存期預測中的價值已被肯定，但由于PPS評分過程存在不可避免的主觀性，因此多數研究也同時報告了年齡、性別等其他變量對患者生存率的影響，以及這些變量與PPS的關系[4，7，14-17]。但結果尚存在爭議。如Weng等[4]發現年齡與PPS得分弱負相關；Lau等[14]的研究中小于45歲患者與大于85歲患者死亡率并無顯著差異；Harrold等[17]發現PPS與診斷(癌癥與非癌癥)之間的相互作用；也有研究認為PPS在生存期預測中與其他人口學變量無關[16]。本研究年齡≥75歲組患者雖初始PPS得分顯著低于其他組，但平均生存天數與其他組無統計學差異，Cox回歸分析發現在控制其他變量影響后，該組患者死亡風險顯著低于年齡<60歲組。因本研究患者并非全部在醫院死亡，未能觀察到所有患者死亡前的一些特征變量變化，具體原因還需進一步研究。此外，有手術史的患者30 d、90 d死亡風險比無手術史患者分別低45%和42%，這是以初始PPS為基礎的預后預測研究中的新發現。既往相關研究所考察的變量中一般不包括手術史，這可能與歐洲姑息治療協會沒有將癌癥治療方式作為晚期癌癥患者生存預測的因素有關[18]。目前，已有研究表明手術可以減少腫瘤負荷，對患者的生存期有重要影響[19-20]。但這一結果仍需要更大樣本的研究支持。本研究由于樣本量小，未能識別出其他變量對生存期的影響，但研究結果提示，在運用PPS進行生存預測時應與其他客觀變量的考察相結合。

4 小結

本研究結果表明，PPS是影響住院晚期癌癥患者30 d、90 d死亡率的獨立因素，與生存期存在顯著相關性。PPS對臨終關懷實踐有一定參考價值；同時在運用PPS預測晚期癌癥患者生存期的過程中，除考慮年齡、腫瘤手術史的影響作用外，尚需進一步考察癌癥類型等其他變量的作用。由于本研究采取的是回顧性研究方法，樣本來自于三級醫療機構，樣本量不夠大，存在一定的局限性，結果在其他機構解釋時需謹慎。