血尿?qū)δI癌預(yù)后的價(jià)值分析

聶文遠(yuǎn) 馬鑫 高宇 張瑜 彭程 張旭

1中國(guó)人民解放軍總醫(yī)院泌尿外科 中國(guó)人民解放軍總醫(yī)院腎臟疾病國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室 100853 北京

影響腎癌預(yù)后的最主要因素是病理分期以及Fuhrman核分級(jí)[1～3]。但以上兩個(gè)因素都是基于術(shù)后的病理分析，血尿是腎癌患者的重要臨床癥狀之一，資料顯示腎癌患者血尿的發(fā)生率約為45.6%[4]。肉眼血尿往往預(yù)示著腫瘤已經(jīng)侵入腎盞、腎盂，這類(lèi)患者的通常伴隨著更高的臨床分期和病理分級(jí)，預(yù)后較差。在數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的過(guò)程中作者發(fā)現(xiàn)，仍然有部分臨床分期較低的腎癌患者發(fā)生鏡下血尿或者肉眼血尿，以往的研究并未對(duì)這類(lèi)患者有足夠的重視。對(duì)于這類(lèi)患者來(lái)說(shuō)血尿的發(fā)生是否意味著更差的預(yù)后？本研究旨在探討血尿的發(fā)生是否為T(mén)1～T2期局限性腎癌患者預(yù)后的影響因素。

1 資料與方法

1.1 臨床資料

收集我院泌尿外科2010年1月1日～2012年12月31日經(jīng)手術(shù)治療的腎癌患者的臨床資料。納入標(biāo)準(zhǔn)：①行腎切除術(shù)(根治性或部分切除術(shù))；②術(shù)后病理證實(shí)為腎細(xì)胞癌的患者；③術(shù)后病理診斷為T(mén)1a～T2b的患者。排除標(biāo)準(zhǔn)：①術(shù)前缺乏尿常規(guī)數(shù)據(jù)；②患有急慢性泌尿系統(tǒng)感染性疾病、泌尿系統(tǒng)結(jié)石、其他泌尿系統(tǒng)腫瘤；③患有免疫缺陷或血液系統(tǒng)疾病的患者。研究共納入1 352例，其中男1 025例(75.81%)，女327例(24.19%)，年齡11～83歲，中位年齡53歲。

1.2 檢測(cè)方法

患者入院后均常規(guī)行臨床尿常規(guī)化驗(yàn)檢查，包括尿鏡檢紅細(xì)胞、尿鏡檢白細(xì)胞等，尿沉渣鏡檢每高倍鏡下視野紅細(xì)胞>3個(gè)即為血尿。尿常規(guī)指標(biāo)為距離手術(shù)最近的一次化驗(yàn)檢測(cè)。術(shù)后腫瘤標(biāo)本在病理科行常規(guī)病理檢查。

1.3 評(píng)估方法

根據(jù)尿常規(guī)檢查分為血尿組和正常組。腫瘤分期根據(jù)術(shù)后病理檢查結(jié)果按 2010 AJCC 版TNM 分期進(jìn)行分類(lèi)。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

數(shù)據(jù)處理采用SPSS 23.0軟件。計(jì)量資料采用非參數(shù)兩獨(dú)立樣本Mann-Whitney檢驗(yàn)；定性資料采用Pearson Ch-iSquare檢驗(yàn)；對(duì)影響患者預(yù)后的可能因素進(jìn)行單因素分析并用Cox回歸模型進(jìn)行影響預(yù)后的多因素分析；用Kaplan-Meier生存曲線評(píng)估血尿與正常組的無(wú)病生存率。P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 病例特征

1 352例患者中，血尿組患者153例占11.32%(其中鏡下血尿86例占6.36%，肉眼血尿67例占4.96%)，正常組患者1 199例占88.68%。T1aN0M0期900例(66.57%)，T1bN0M0期347例(25.67%)，T2aN0M0期74例(5.47%)，T2bN0M0期31例(2.29%)。Furhman核分級(jí)：Ⅰ級(jí)20.56%(n=278)，Ⅱ級(jí)69.31%(n=937)，Ⅲ級(jí)9.69%(n=131)，Ⅳ級(jí)0.45%(n=6)。無(wú)病生存時(shí)間9～74個(gè)月，中位無(wú)病生存時(shí)間61.5個(gè)月。

2.2 術(shù)后無(wú)病生存期的單因素及多因素分析

在單因素分析中，血尿，術(shù)后TNM分期及Furhman核分級(jí)是腎癌患者術(shù)后無(wú)病生存時(shí)間的有效影響因素，其相對(duì)危險(xiǎn)度分別為2.8、4.6、7.8；在多因素分析中均為腎癌預(yù)后的獨(dú)立影響因素(表1)。

2.3 血尿與術(shù)后無(wú)轉(zhuǎn)移生存情況

本研究病例隨訪時(shí)間截止于2016年5月19日，無(wú)病生存時(shí)間9～74個(gè)月，中位無(wú)病生存時(shí)間61.5個(gè)月，平均無(wú)病生存時(shí)間62.9個(gè)月，血尿組和正常組的臨床特征均衡性良好(表2)。Log-rank分析顯示，血尿組患者的轉(zhuǎn)移或者復(fù)發(fā)率高于正常組患者(P<0.01)。Kaplan-Meier分析提示，兩組生存時(shí)間存在顯著差異:血尿組(共153例患者，占比11.32%；平均無(wú)病生存時(shí)間65.4個(gè)月，95%CI=60.2～70.5 )與正常組(共1199例患者，88.68%占比；平均無(wú)病生存時(shí)間，70.8個(gè)月95%CI=68.4～72.6)的5年無(wú)病生存率分別為84.3%和92.9%(圖1)。

表1 1 352例腎癌患者術(shù)后無(wú)轉(zhuǎn)移生存期及預(yù)后的單因素和多因素Cox風(fēng)險(xiǎn)回歸分析

表2 血尿組與正常組病例特征關(guān)系

圖1無(wú)病生存情況

3 討論

血尿是泌尿系統(tǒng)腫瘤的常見(jiàn)癥狀，包括鏡下血尿和肉眼血尿。鏡下血尿是指新鮮尿液離心沉淀后每高倍鏡下紅細(xì)胞的數(shù)目大于3個(gè)，有研究表明無(wú)癥狀性鏡下血尿在人群中的發(fā)生率在0.19%～16.1%；肉眼血尿是每1 000 ml尿液中含有1 ml血液，常見(jiàn)于泌尿系統(tǒng)腫瘤[4, 5]。引起血尿的病因較多，包括泌尿系統(tǒng)炎癥、結(jié)核、結(jié)石、腫瘤、外傷、藥物等，還包括一些全身性出血性疾病、內(nèi)分泌疾病、心血管病[6, 7]。Sharp等[7]分析了1 305例無(wú)癥狀性鏡下血尿的患者，發(fā)現(xiàn)有0.8%的血尿是由泌尿系統(tǒng)的腫瘤引起。

已有研究表明肥胖、切緣陽(yáng)性、中性淋巴百分比、術(shù)前C反應(yīng)蛋白/白蛋白比值等與腎癌的預(yù)后相關(guān)，雖然血尿在腎癌患者中并不少見(jiàn)，但是相關(guān)的研究并不多[8～11]。Velis等曾在596例腎癌患者的研究中報(bào)道血尿、淋巴或血管浸潤(rùn)、T3～T4臨床分期、腫瘤壞死是局限性腎癌患者的術(shù)后無(wú)病生存期的獨(dú)立影響因子[4, 12]，但是報(bào)道中并未明確指出血尿?qū)Σ煌R床分期腎癌的影響。

隨著現(xiàn)代影像學(xué)技術(shù)的應(yīng)用，早期腎癌在入院診治的腎癌患者中的比例越來(lái)越高，根治性或部分腎切除術(shù)是這類(lèi)患者的最主要的治療方法[13, 14]。本研究通過(guò)對(duì)2010～2012年在我院診治的腎癌患者進(jìn)行篩選，剔除了合并其他泌尿系統(tǒng)疾病的患者，篩選出1 352例T1～T2期局限性腎癌患者。通過(guò)系統(tǒng)性的分析發(fā)現(xiàn)，血尿在這類(lèi)患者中的發(fā)生率約為11%，兩組患者在發(fā)病年齡、性別、BMI上的分布差異并不顯著，但是在臨床分期和Furhman分級(jí)兩組患者差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。血尿組的患者術(shù)后的臨床分期和Furhman分級(jí)高于正常組，血尿組和正常組腎癌患者術(shù)后的5年轉(zhuǎn)移或復(fù)發(fā)率分別為15.7%和7.1%，平均無(wú)病生存時(shí)間分別為65.4和70.8個(gè)月。通過(guò)單因素和多因素的Cox回歸分析我們發(fā)現(xiàn)，血尿是T1～T2期局限性腎癌患者無(wú)轉(zhuǎn)移生存期的獨(dú)立影響因子。

綜上所述，血尿是預(yù)測(cè)T1～T2期局限性腎癌患者預(yù)后的有效指標(biāo)，對(duì)于發(fā)生血尿的腎癌患者可以采取一些更為優(yōu)化的治療策略，或者更密切地復(fù)查隨訪來(lái)確保早期發(fā)現(xiàn)腎癌的轉(zhuǎn)移或復(fù)發(fā)。由于本研究尚未納入T3～T4期腎癌和術(shù)前已經(jīng)發(fā)生淋巴和腎外轉(zhuǎn)移的患者，并且未對(duì)血尿的程度進(jìn)行分層分析，因此尚需進(jìn)一步的多中心研究和更為深入的探討。

[參考文獻(xiàn)]

[1] Capitanio U, Montorsi F. Renal cancer. Lancet, 2016,387(10021):894-906.

[2] 徐虎,王福利,袁建林.腎癌患者后腹腔鏡下腎部分切除術(shù)的預(yù)后相關(guān)因素分析.中華泌尿外科雜志,2017,38(8):591-594.

[3] Krejci KG, Blute ML, Cheville JC, et al. Nephron-sparing surgery for renal cell carcinoma: clinicopathologic features predictive of patient outcome. Urology, 2003,62(4):641-646.

[4] Jung H, Gleason JM, Loo RK, et al. Association of hematuria on microscopic urinalysis and risk of urinary tract cancer. J Urol, 2011,185(5):1698-1703.

[5] Thompson IM. The evaluation of microscopic hematuria: a population-based study. J Urol, 1987,138(5):1189-1190.

[6] Cao Y, Fan Y, Chen Y, et al. Gross hematuria is more common in male and older patients with renal tuberculosis in China: a Single-Center 15-Year clinical experience. Urol Int, 2017,99(3):290-296.

[7] Sharp VJ, Barnes KT, Erickson BA. Assessment of asymptomatic microscopic hematuria in adults. Am Fam Physician, 2013,88(11):747-754.

[8] Watanabe D, Horiguchi A, Tasaki S, et al. Impact of body mass index on clinicopathological outcomes in patients with renal cell carcinoma without anorexia-cachexia syndrome. Mol Clin Oncol, 2018,8(1):47-53.

[9] 范敏,徐仁芳,陸?zhàn)?等.術(shù)前C反應(yīng)蛋白/白蛋白比值在預(yù)測(cè)腎透明細(xì)胞癌患者預(yù)后方面的價(jià)值.中華泌尿外科雜志,2017,38(12):918-922.

[10] Schiavina R, Borghesi M, Chessa F, et al. [Predictors of positive surgical margins after nephron-sparing surgery for renal cell carcinoma: retrospective analysis on 298 consecutive patients]. Urologia, 2014,81(1):40-45.

[11] Templeton AJ, Knox JJ, Lin X, et al. Change in neutrophil-to-lymphocyte ratio in response to targeted therapy for metastatic renal cell carcinoma as a prognosticator and biomarker of efficacy. Eur Urol, 2016,70(2):358-364.

[12] Velis JM, Ancizu FJ, Hevia M, et al. Risk models for patients with localised renal cell carcinoma. Actas Urol Esp, 2017,41(9):564-570.

[13] Rodríguez A, Patard JJ, Lobel B. Renal cell carcinoma in young adults: incidence, disease outcome and review of the literature. Arch Esp Urol, 2002,55(8):969-975.

[14] 張旭,李宏召.腹腔鏡下保留腎單位手術(shù)治療腎腫瘤現(xiàn)狀.中華泌尿外科雜志,2007,28(7):437-438.