術(shù)前血小板參數(shù)與局部進(jìn)展期腎細(xì)胞癌預(yù)后

肖若陶，劉 承，徐楚瀟，何 為，馬潞林

(北京大學(xué)第三醫(yī)院泌尿外科，北京 100191)

血小板由骨髓中成熟的多核巨細(xì)胞產(chǎn)生，主要參與機(jī)體的止血功能。近年研究顯示，血小板可通過各種途徑參與腫瘤發(fā)生、發(fā)展及遠(yuǎn)處轉(zhuǎn)移[1]。腫瘤細(xì)胞可以激活血小板并釋放相關(guān)細(xì)胞因子，促進(jìn)腫瘤周圍新生血管形成并協(xié)助腫瘤細(xì)胞發(fā)生上皮-間質(zhì)轉(zhuǎn)化[2]。活化后的血小板還能附著于循環(huán)腫瘤細(xì)胞表面，協(xié)助腫瘤細(xì)胞逃避免疫細(xì)胞識別殺傷，并介導(dǎo)腫瘤細(xì)胞遠(yuǎn)處種植等[3]。術(shù)前血小板參數(shù)[包括血小板數(shù)量(platelet count, PLT)、血小板平均體積(mean platelet volume, MPV)及血小板分布寬度(platelet distribution width, PDW)等]是臨床上簡便易得反映血小板活性的指標(biāo)，相關(guān)研究表明，術(shù)前血小板參數(shù)在結(jié)直腸癌、肺癌、乳腺癌等腫瘤中具有預(yù)測預(yù)后的價值[4-6]。

腎癌目前缺乏成熟的血清腫瘤標(biāo)志物，術(shù)前血小板參數(shù)是否與腎癌預(yù)后相關(guān)尚存有爭議。對于轉(zhuǎn)移性腎癌而言，PLT指標(biāo)已納入國際轉(zhuǎn)移性腎細(xì)胞癌聯(lián)合數(shù)據(jù)庫(International Metastatic Renal Cell Carcinoma Database Consortium, IMDC)預(yù)后評分模型用于評估轉(zhuǎn)移性腎癌預(yù)后[7]。在非轉(zhuǎn)移性腎癌，雖有部分證據(jù)表明PLT、MPV與腫瘤預(yù)后相關(guān)[8-9]，但不同研究結(jié)果仍存在矛盾[10]，且非轉(zhuǎn)移性腎癌預(yù)后模型如UISS、SSIGN等并未包含血小板參數(shù)[11-12]，因此術(shù)前血小板參數(shù)的預(yù)后價值仍需進(jìn)一步探索，尤其對局部進(jìn)展期腎癌而言，探索更多的預(yù)后標(biāo)志物有助于患者危險分層，從而選擇高危患者進(jìn)行術(shù)后輔助治療。本研究旨在探討術(shù)前血小板參數(shù)對局部進(jìn)展期腎癌患者預(yù)后的預(yù)測價值，并分析其對SSIGN預(yù)后模型改良情況，以更好地指導(dǎo)患者危險度分層。

1 資料與方法

1.1 病例資料

選擇北京大學(xué)第三醫(yī)院2015年1月—2017年12月行根治性手術(shù)治療且組織病理學(xué)診斷明確為腎癌患者的病例資料進(jìn)行回顧性分析，依據(jù)《歐洲泌尿外科協(xié)會(European Association of Urology, EAU)指南》及第8版TNM分期標(biāo)準(zhǔn)，將T3～4N0M0或T1～4N1M0期腎癌定義為局部進(jìn)展期腎癌[13-14]。符合分期的腎癌患者納入本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：(1)病歷資料顯示合并血液病、感染性疾病或自身免疫性疾病者；(2)雙側(cè)腎癌或復(fù)發(fā)性腎癌者；(3)長期服用抗血小板類藥物者；(4)臨床資料不完整者。本研究開始前已經(jīng)北京大學(xué)第三醫(yī)院倫理委員會審查批準(zhǔn)(M2021003)。

1.2 方法及定義

查閱北京大學(xué)第三醫(yī)院電子病歷系統(tǒng)，收集患者的臨床及組織病理學(xué)資料，包括年齡,性別,體重指數(shù)(body mass index, BMI)， 既往合并癥情況，手術(shù)資料(手術(shù)入路、手術(shù)時間及術(shù)中出血量)，腫瘤位置及大小，組織病理學(xué)類型，細(xì)胞核分級，是否合并壞死、肉瘤樣分化、橫紋肌樣分化，是否腎周侵犯，是否合并靜脈瘤栓等。收集所有患者術(shù)前1周內(nèi)血小板參數(shù)結(jié)果，包括PLT、MPV及PDW等。依據(jù)SSIGN預(yù)后評分模型，對本組患者進(jìn)行預(yù)后評分，分值分成0～3分組、4～6分組及7～11分組[11]。細(xì)胞核分級標(biāo)準(zhǔn)主要依據(jù)2016年WHO/ISUP(International Society of Urological Pathology)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行，Ⅰ～Ⅱ級為高分化，Ⅲ～Ⅳ級為低分化[15]。

收集患者隨訪資料，患者隨訪通常采用門診或電話隨訪方式進(jìn)行。推薦患者術(shù)后1年內(nèi)每3個月復(fù)診1次，第2年每6個月復(fù)診1次，隨后每年復(fù)診1次。每次復(fù)診常規(guī)行實驗室和影像學(xué)(胸部X線片，泌尿系統(tǒng)超聲、CT或MRI)檢查。對未復(fù)診的患者進(jìn)行電話隨訪并記錄生存情況。疾病進(jìn)展定義為隨訪過程中影像學(xué)檢查高度懷疑或是經(jīng)組織病理學(xué)確診的腫瘤局部復(fù)發(fā)或遠(yuǎn)處轉(zhuǎn)移。結(jié)局指標(biāo)采用疾病無進(jìn)展生存時間(progression-free survival, PFS)，即從手術(shù)當(dāng)日起至疾病出現(xiàn)進(jìn)展的時間。

1.3 統(tǒng)計學(xué)分析

采用SPSS26.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析，連續(xù)變量以用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差或中位數(shù)(四分位數(shù))表示，組間比較采用兩獨(dú)立樣本t檢驗或Mann-WhitneyU檢驗。分類變量采用例數(shù)(比例)表示，組間比較采用Pearsonχ2檢驗或Fisher確切概率法。采用受試者工作特征曲線(receiver operating characteristic curve, ROC)確定血小板參數(shù)對于疾病進(jìn)展的最佳臨界值。通過Kaplan-Meier生存曲線分析不同血小板參數(shù)與本組患者PFS的關(guān)系。采用Cox比例風(fēng)險回歸模型對危險因素進(jìn)行多因素分析。通過時間依賴ROC曲線及曲線下面積(area under curve,AUC)、凈重新分類指數(shù)(net reclassification index, NRI)和綜合判別改善指數(shù)(integrated discrimination improvement, IDI)來評估血小板參數(shù)對疾病預(yù)后模型的改良情況，P<0.05認(rèn)為差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 本組患者預(yù)后情況及單因素分析

本組共215例患者，男性151例(70.2%)， 女性64例(29.8%)， 年齡15～86歲，平均年齡(59.33±11.42)歲。血小板參數(shù):平均PLT為(235.65±76.63)×109/L，平均MPV為(9.98±1.20) fL，平均PDW為(12.87±2.72)%。共計192例(89.3%)患者獲得隨訪，中位隨訪時間為36個月(四分位數(shù)：27～40個月)， 其中64例(29.8%)患者隨訪過程中出現(xiàn)疾病進(jìn)展，中位PFS時間為46個月(四分位數(shù)：38～57個月)。

依據(jù)疾病是否進(jìn)展，將本組患者分為進(jìn)展組和無進(jìn)展組(表1)， 進(jìn)展組相較于無進(jìn)展組在臨床癥狀(P<0.001)，手術(shù)時間(P<0.001)，術(shù)中出血量(P=0.027)， 細(xì)胞核分級(P<0.001)，是否合并壞死(P<0.001)、肉瘤樣分化(P=0.044)、脈管侵犯(P=0.011)、靜脈瘤栓(P<0.001)、淋巴結(jié)侵犯(P=0.018)及SSIGN預(yù)后評分(P=0.013)等臨床資料上差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。在術(shù)前血小板參數(shù)上，進(jìn)展組相較于無進(jìn)展組PLT較高[(250.72±88.59)×109/Lvs.(227.27±66.94)×109/L,P=0.042]且PDW較低[(12.01±2.27)%vs.(13.31±2.74)%,P=0.001]， 而在MPV上差異無統(tǒng)計學(xué)意義。

表1 患者臨床組織病理學(xué)資料及與疾病進(jìn)展相關(guān)單因素分析Table 1 Clinicopathological data and univariate analysis of disease progression

依據(jù)ROC曲線分析結(jié)果，最終將285×109/L和12.65%作為PLT和PDW的最佳臨界值。PLT≤285×109/L組患者中位PFS時間顯著長于PLT>285×109/L組(53個月vs.41個月，P=0.033，圖1)，并且PDW>12.65%組患者中位PFS時間也顯著長于PDW≤12.65%組(56個月vs.41個月，P<0.001)。

圖1 Kaplan-Meier法繪制患者在術(shù)前不同水平PLT(A)和PDW(B)的腎癌無進(jìn)展生存曲線Figure 1 Kaplan-Meier for progression-free survival curve of renal cell carcinoma patients with different level of PLT (A) and PDW (B)

2.2 疾病進(jìn)展相關(guān)多因素分析

多因素回歸模型變量納入標(biāo)準(zhǔn)為：(1)單因素分析差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)；(2)具有臨床預(yù)后價值。將是否伴有臨床癥狀，細(xì)胞核分級，是否合并壞死、肉瘤樣分化、脈管侵犯、靜脈瘤栓、淋巴結(jié)轉(zhuǎn)移，以及術(shù)前PLT(連續(xù)變量)、PDW(連續(xù)變量)等變量納入Cox比例風(fēng)險模型，采用逐步向前最大似然比法進(jìn)行分析。疾病進(jìn)展的獨(dú)立危險因素包括術(shù)前PDW(HR=0.735,P<0.001)、細(xì)胞核分級Ⅲ～Ⅳ級(HR=2.425,P=0.001)和合并肉瘤樣分化(HR=3.101,P=0.008，表2)。

表2 腎癌術(shù)后發(fā)生進(jìn)展Cox比例風(fēng)險模型多因素分析Table 2 Multivariate analysis results of Cox proportional hazards model for postoperative progression of renal cell carcinoma

2.3 PDW指標(biāo)對SSIGN預(yù)后評分模型的改良程度

為評估PDW指標(biāo)對SSIGN預(yù)后評分模型改良程度，采用時間依賴的ROC曲線，NRI及IDI進(jìn)行分析。鑒于本組患者中位隨訪時間為36個月，故選擇術(shù)后36個月作為疾病是否進(jìn)展的時間評估截點(diǎn)。術(shù)前PDW聯(lián)合SSIGN預(yù)后評分模型曲線下面積較原有SSIGN模型增加[AUC=0.748 (95%CI:0.662～0.833)vs.AUC=0.678 (95%CI:0.583～0.773),P=0.193，圖2]，NRI為 0.262(P=0.04)， IDI為0.085(P=0.01)， 表明PDW納入SSIGN模型后其預(yù)測能力有所提高。

圖2 時間依賴ROC曲線評估術(shù)前PDW聯(lián)合SSIGN預(yù)后評分模型對原有模型改良情況Figure 2 The time-dependent ROC curve was used to evaluate the improvement of the SSIGN model by incorporating PDW compared to original model

3 討論

腎癌的發(fā)病率約占成人惡性腫瘤的3%～5%，是第三常見的泌尿系統(tǒng)腫瘤，且發(fā)病率逐年遞增[16]。目前指南推薦，局限性腎癌的治療主要方式為根治性手術(shù)切除，而轉(zhuǎn)移性腎癌的治療則需要采取聯(lián)合手術(shù)、靶向治療或免疫治療為主的綜合治療策略[14]。對于局部進(jìn)展期腎癌的治療方式與局限性腎癌一致，術(shù)后是否進(jìn)行輔助治療仍存有爭議。ASSURE試驗研究舒尼替尼、索拉菲尼及安慰劑在高危局限性腎癌術(shù)后輔助治療的價值，發(fā)現(xiàn)組間總體生存率(overall survival, OS)和疾病無進(jìn)展生存率(disease free survival, DFS)的差異均無統(tǒng)計學(xué)意義[17]。另一項研究探討培唑帕尼對高危局限性腎癌術(shù)后輔助治療的價值，也發(fā)現(xiàn)并無生存獲益[18]。然而，S-TRAC試驗卻發(fā)現(xiàn)高危局限性腎癌術(shù)后使用舒尼替尼相較安慰劑組，中位DFS顯著延長(6.2年vs.4.0年，P=0.04)[19]。不同臨床試驗結(jié)果不一致的原因在于研究人群的異質(zhì)性，可能在S-TRAC研究中所入組的患者更加高危，進(jìn)而能夠在輔助治療中獲益[19]。因此，對于局部進(jìn)展期腎癌進(jìn)行進(jìn)一步危險分層具有重要臨床意義。目前非轉(zhuǎn)移性腎癌的預(yù)后模型包括UISS、SSIGN、Leibovich及Karakiewicz等，包含的預(yù)測指標(biāo)包括臨床癥狀、體力狀況評分(eastern cooperative oncology group perfor-mance status, ECOG-PS)、TNM分期、Fuhrman分級和是否合并壞死等[11-12, 20-21]。然而，一項研究前瞻性入組1 647例高危局限性腎癌隊列并對現(xiàn)有預(yù)測模型進(jìn)行外部驗證，發(fā)現(xiàn)所有模型預(yù)測能力均出現(xiàn)大幅下降[22]。因此，現(xiàn)有預(yù)后預(yù)測模型對局部進(jìn)展期腎癌的評估仍然具有局限性，并不能協(xié)助醫(yī)生精準(zhǔn)地篩選出高危人群。鑒于此，局部進(jìn)展期腎癌仍需探索更多預(yù)后標(biāo)志物以提供更加精準(zhǔn)的危險分層。

血小板參數(shù)是術(shù)前常規(guī)檢查的項目，是一種簡便易得、可及性高的指標(biāo)。目前已有研究發(fā)現(xiàn)，術(shù)前PLT、MPV及PDW可以實現(xiàn)對不同腫瘤預(yù)后的預(yù)測價值[4-6]。本課題組前期對腎癌合并瘤栓患者進(jìn)行預(yù)后分析發(fā)現(xiàn)，PLT升高是腎癌合并瘤栓患者術(shù)后出現(xiàn)疾病進(jìn)展的獨(dú)立危險因素[23]。本研究進(jìn)一步分析了215例局部進(jìn)展期腎癌患者，單因素分析時發(fā)現(xiàn)術(shù)前PLT和PDW兩者均與患者PFS相關(guān);多因素回歸分析表明PDW是局部進(jìn)展期腎癌預(yù)后的獨(dú)立危險因素。目前尚未見文獻(xiàn)報道PDW在腎癌預(yù)后中的預(yù)測價值。在其他腫瘤的研究中，Liu等[5]對750例非小細(xì)胞肺癌患者預(yù)后研究發(fā)現(xiàn)，術(shù)前低PDW的患者中位OS及DFS顯著縮短。Yue等[24]對273例肝細(xì)胞癌患者預(yù)后分析發(fā)現(xiàn)，PDW是肝細(xì)胞癌OS的獨(dú)立危險因素。此外，在宮頸癌、食管癌及子宮內(nèi)膜癌等腫瘤的研究中也得出類似的結(jié)果[25-27]。本研究為進(jìn)一步探討PDW的預(yù)后價值，將PDW納入SSIGN預(yù)后評分模型中，發(fā)現(xiàn)其對原有模型預(yù)測能力具有提高作用，提示PDW可作為生物標(biāo)志物為局部進(jìn)展期腎癌提供更加精準(zhǔn)的預(yù)后分層。

PDW與腫瘤進(jìn)展轉(zhuǎn)移相關(guān)的具體機(jī)制目前尚不明確，既往研究表明，腫瘤細(xì)胞能夠刺激血小板從而變成活化狀態(tài)，激活的血小板可以通過各種途徑促進(jìn)腫瘤細(xì)胞發(fā)生轉(zhuǎn)移[1]。PDW是衡量血小板異質(zhì)性的一種指標(biāo)，可一定程度反映血小板活化狀態(tài)而不受血小板數(shù)量的影響[28]。因此，術(shù)前PDW也能在一定程度上反映腫瘤預(yù)后。然而，關(guān)于PDW具體值的變化在不同腫瘤研究結(jié)果也存在矛盾情況。PDW在肺癌、肝癌及宮頸癌等腫瘤中的研究結(jié)果與本研究結(jié)果一致，發(fā)現(xiàn)術(shù)前低PDW為腫瘤不良預(yù)后的獨(dú)立危險因素；但是在乳腺癌、鼻咽癌及神經(jīng)母細(xì)胞瘤等腫瘤中卻發(fā)現(xiàn)，術(shù)前高PDW為腫瘤不良預(yù)后的預(yù)測因素[29-31]。PDW對腫瘤預(yù)后預(yù)測價值似乎取決于具體腫瘤類型，其內(nèi)在作用機(jī)制尚不清楚，有待進(jìn)一步研究闡明。

本研究為單中心回顧性研究，存在一定局限性,如回顧性研究會缺失一些重要數(shù)據(jù)(如患者具體用藥情況等)， 這些因素可能會對血小板產(chǎn)生潛在影響從而發(fā)生混雜偏倚。此外，不同中心所使用的采血管、血液檢測儀器也存在差異，因而存在一定的信息偏倚。因此本研究所得出的結(jié)果仍然需要在前瞻性多中心隊列中進(jìn)行驗證。

綜上所述，術(shù)前血小板參數(shù)對于局部進(jìn)展期腎癌的預(yù)后具有一定預(yù)測價值。術(shù)前高PLT及低PDW與局部進(jìn)展期腎癌不良預(yù)后相關(guān)，其中PDW為患者預(yù)后相關(guān)的獨(dú)立危險因素。因此，術(shù)前PDW有助于對局部進(jìn)展期腎癌進(jìn)行危險分層。