甲胎蛋白、异常凝血酶原对原发性肝癌诊断价值的Meta分析

周杰超

广东省江门市五邑中医院检验科，广东江门 529000

原发性肝癌(PHC)是我国常见的恶性肿瘤，致死率较高，对肝癌高危人群的筛查、监测有助于早期发现、早期诊断，是提高肝癌疗效的关键，能显著改善患者的预后。

原发性肝癌诊疗规范(2019年版)中指出PHC主要为肝细胞癌(HCC)，占比在85%～90%，其他为肝内胆管细胞癌(ICC)和HCC-ICC混合型，甲胎蛋白(AFP)和肝脏超声是早期筛查的主要手段[1]。研究表明，国内30%肝癌患者血清AFP水平正常，欧洲假阴性率更高[2]。对于一些隐匿型肝癌肝脏超声的灵敏度可能会比较低，然而检测其他血清标志物，如异常凝血酶原(DCP，又称PIVKA-Ⅱ)有助于提高早期诊断率[3]。

关于肝癌组织中产生DCP的机制，INAGAKI等[3]研究表明在肝癌细胞中γ谷氨酰羧化酶活性受损、维生素K异常代谢导致维生素K可用性下降，从而导致肝癌组织中凝血酶原前体过表达。但ONO等[4]研究表明在肝癌与非肝癌患者中维生素K的水平无明显差异，凝血酶原前体过量产生在DCP合成中有重要作用。UEDA等[5]研究表明HCC细胞系中产生DCP可能与γ-谷氨酰基羧化酶GGCX基因的外显子2缺失剪接变异体引起GGCX酶活性功能障碍有关，但此理论存在争议。有研究表明HCC中DCP的产生机制可能与一种聚腺苷二磷酸核糖聚合酶-1有关[6]。以上研究均有力地说明，HCC患者血中DCP的水平升高与肝癌细胞发生发展高度相关。本研究拟探讨AFP、DCP对PHC的诊断价值，现报道如下。

1 资料与方法

1.1文献纳入标准和排除标准

1.1.1文献纳入标准 (1)采用病例对照试验，凡是文献中提到有“病例对照”试验分组的中英文文献，无论是否采用盲法和分配隐藏，均纳入；(2)经病理组织细胞学确诊为PHC或根据《原发性肝癌诊疗规范(2019年版)》相关标准诊断为PHC[1]；(3)干预措施为AFP、DCP联合检测诊断PHC；(4)研究对象为非其他脏器癌细胞转移到肝脏且未使用过抗肿瘤药物；(5)真阳性(TP)例数、假阴性(FN)例数、假阳性(FP)例数及真阴性(TN)例数可以通过文献直接或计算得出；(6)检验方法为化学发光法、免疫法，标本类型均为血清；(7)联合检测法是采用的并联(平行)试验法。

1.1.2排除标准 (1)综述、Meta分析、未具体说明的文献；(2)动物实验文献；(3)非病例对照试验文献；(4)组间均衡性差，基线不一样，2组无法比较的文献；(5)重复发表的文献；(6)干预措施不是AFP、DCP联合检测与单独检测诊断PHC的文献；(7)研究对象为其他脏器癌细胞转移到肝和使用过抗肿瘤药物、研究组只片面地研究一种致病因素导致PHC的病例，良性对照组含有继发性肝癌病例或其他器官肿瘤病例，无正常或良性对照组；(8)研究对象无具体的年龄和性别等基本资料；(9)TP、FP、TN、FN数据不全；(10)经文献质量评分标准(QUADAS)评分得分较低的文献。

1.2文献检索方法

1.2.1检索方法 以“原发性肝癌(Primary liver cancer)、AFP、DCP、PIVKA-Ⅱ、异常凝血酶原”等为主题、主题和(或)关键词、题名、关键词组成相应高级检索信息或条件检索中英文数据库，包括万方数据库、中国知网数据库、维普数据库、PubMed、Web of Science。以上检索时间统一为建库至2020年11月2日。

1.2.2检索流程 通过选定数据库检索得到文献(n=803 386)，通过其他途径检索得到文献(n=0),进一步将以上所有数据库高级检索词之间的关系改为与、并且、AND并增加检索词“联合检测”之后检索得到的文献(n=619)，剔除重复文献，阅读文献题目和摘要后剔除不相关主题文献，多个或单个检测指标文献。再进行全文阅读，剔除非病例对照研究，无法准确计算TP、FP、TN、FN值，联合检测中没有明确的并联试验，研究组或对照组病例不符合纳入标准的文献，最终纳入文献(n=16)。

1.2.3纳入文献的基本信息和质量评价 所纳入的文献共16篇，均为中文文献，纳入的文献均为病例对照试验，纳入文献的研究组和对照组在年龄、病程等方面基线统一，总共有3 987例患者被纳入研究，其中研究组1 550例，对照组2 437例。纳入对象的年龄在17～89岁。纳入文献资料按作者、检验方法、作为对照的研究对象分组、各检测结果标本量、QUADAS得分见表1。质量评分采用QUADAS的14项项目进行纳入文献的评分，由2名评价员进行评分，意见不一时交由第3名评价，得出纳入文献质量评分见表1。采用Review Manager 5.3对纳入文献进行方法学质量评价，根据评价结果得出本次研究纳入的文献均为质量高、偏倚风险低及临床适用性高的文献。

表1 文献基本信息

续表1 文献基本信息

1.3统计学处理 Meta分析采用MetaDiSc1.4和Stata15.1软件。异质性检验以I2<25%为轻度异质性，I2在25%～75%为中度异质性，I2>为75%为高度异质性进行判断。当I2<25%时采用固定效应模型合并各效应量，当I2>25%时采用随机效应模型合并各效应量。

2 结 果

2.1异质性分析

2.1.1单独检测AFP AFP阈值效应分析：将16篇文献用Meta-Disc软件分析受试者工作特征(ROC)曲线平面图不呈“肩臂”状分布，Spearman相关系数为0.179,P=0.506，不存在阈值效应引起的异质性。AFP非阈值效应分析：分析合并的诊断比值比(DOR)与各个研究的DOR是否沿同一直线分布，绘制DOR森林图，显示数据排列不沿同一直线，并计算Cochran-Q=75.70，P<0.001，I2=80.2%，提示本研究可能存在由于非阈值效应引起的异质性。用Meta回归方法，探讨非阈值效应的影响程度，将数据按研究质量，检测方法，对照组类型，研究人群的地区、性别、年龄进行评估，根据P值的大小，逐个剔除，发现上述效应量与异质性差异均无统计学意义(P>0.05)。绘制Deeks′漏斗图，回归线显示双侧对称，P=0.79，显示纳入研究的发表偏倚不明显。见表2。

2.1.2单独检测DCP DCP阈值效应分析：将16篇文献用Meta-Disc软件分析ROC曲线平面图不呈“肩臂”状分布，Spearman相关系数为-0.364，P=0.166，不存在阈值效应引起的异质性。DCP非阈值效应分析：分析合并的DOR与各个研究的DOR是否沿同一直线分布，绘制DOR森林图，显示数据排列不沿同一直线，并计算Cochran-Q=76.94，P<0.001，I2=80.5%，提示本研究可能存在由于非阈值效应引起的异质性。用Meta回归方法，探讨非阈值效应的影响程度，将数据按研究质量，检测方法，对照组类型，研究人群的地区、性别、年龄进行评估，根据P值的大小，逐个剔除，发现上述效应量与异质性差异均无统计学意义(P>0.05)。绘制Deeks′漏斗图，回归线显示双侧对称，P=0.22，显示纳入研究的发表偏倚不明显。见表2。

2.1.3联合检测AFP、DCP 阈值效应分析：将16篇文献用Meta-Disc软件分析ROC曲线平面图不呈“肩臂”状分布，Spearman相关系数为-0.003，P=0.991，不存在阈值效应引起的异质性。联合检测AFP、DCP非阈值效应分析：分析合并的DOR与各个研究的DOR是否沿同一直线分布，绘制DOR森林图，显示数据排列不沿同一直线，并计算Cochran-Q=87.26，P<0.001，I2=82.8%，提示本研究可能存在由于非阈值效应引起的异质性。用Meta回归方法，探讨非阈值效应的影响程度，将数据按研究质量，检测方法，对照组类型，研究人群的地区、性别、年龄进行评估，根据P值的大小，逐个剔除，发现上述效应量中的对照组类型与异质性差异有统计学意义(P=0.044 5)，按对照组类型进行亚组分析(亚组研究文献数≤2时不作合并分析)，发现纳入文献的对照组类型为对照组+良性组时DOR和曲线下面积(AUC)最高。绘制Deeks′漏斗图，回归线显示双侧对称，P=0.91，显示纳入研究的发表偏倚不明显。见表2、表3。

表2 阈值效应、检验发表偏倚统计表

表3 按对照组的类型进行亚组分析

2.2DOR值计算 单独检测AFP，计算Cochran-Q=75.70，P<0.001，I2=80.2%，因此该数据选用随机效应模型，DOR合并=12.54(95%CI8.38～18.77)。单独检测DCP，计算Cochran-Q=76.94，P<0.001，I2=80.5%，因此该数据选用随机效应模型，DOR合并=42.88(95%CI26.74～68.75)。联合检测AFP、DCP，计算Cochran-Q=87.26，P<0.001，I2=82.8%，因此该数据选用随机效应模型，DOR合并=33.87(95%CI19.94～57.52)。见表4。

2.3合并分析 单独检测AFP其AUC为0.780 3，Q指数为0.733 5。单独检测DCP其AUC为0.914 9，Q指数为0.847 6。联合检测AFP、DCP其AUC为0.930 9，Q指数为0.866 2。单独检测AFP、DCP和联合检测AFP、DCP均采用随机效应模型合并各效应量。见表4、图1～3。

表4 各效应量合并统计表

注：每个圆点代表一篇文献，圆点的大小代表文献中纳入的样本量的大小；②为综合ROC曲线；①、③为95%CI；SE表示标准误；Q值表示测试的灵敏度和特异度的最高公共值。

注：每个圆点代表一篇文献，圆点的大小代表文献中纳入的样本量的大小；②为综合ROC曲线；①、③为95%CI；SE表示标准误；Q值表示测试的灵敏度和特异度的最高公共值。

注：每个圆点代表一篇文献，圆点的大小代表文献中纳入的样本量的大小；②为综合ROC曲线；①、③为95%CI；SE表示标准误，Q值表示测试的灵敏度和特异度的最高公共值。

2.4联合检测AFP、DCP的Fagan列线图 Fagan列线图分析联合检测AFP和DCP在PHC诊断中的结果表明，对任何检测前有25%概率患PHC的患者来说，联合检测AFP和DCP阳性时，患PHC的概率为63%，联合检测AFP和DCP阴性时，则检测后患病概率降低为4%。同样，当检测前概率为50%时，联合检测AFP和DCP阳性时，患PHC的概率为84%，联合检测AFP和DCP阴性时，检测后患病概率降低为12%。当检测前概率为75%时，联合检测AFP和DCP阳性时，患PHC的概率为94%，联合检测AFP和DCP阴性时，检测后患病概率降低为29%。见图4。

注：A为检测前概率为25%的Fagan列线图；B为检测前概率为50%的Fagan列线图；C为检测前概率为75%的Fagan列线图。

2.5单独检测和联合检测的结果比较 与单独检测AFP比较，联合检测AFP、DCP的AUC上升了0.150 6，DOR值上升了21.33，Q指数上升了0.132 7；与单独检测DCP比较，联合检测AFP、DCP的AUC上升了0.016 0，DOR值下降了9.01，Q指数上升了0.018 6。

3 讨 论

目前国内应用AFP、DCP联合检测诊断PHC的方法尚未得到广泛应用，虽然公开发表的关于联合检测血清标志物诊断HCC的研究报道较多，但尚未有研究总结得出诊断早期PHC的较好血清模型，鉴于公开发表的文献主要为少样本量、单中心的研究，本项目对这些文献进行一次Meta分析，为开展联合检测AFP、DCP诊断PHC研究提供有力的循证医学证据支持。

陈小红等[23]研究表明在HCC患者中，AFP和DCP水平无关，安云飞等[24]研究表明在其他良性肝病中DCP具有比AFP更低的FP率，席强等[25]研究表明在胃、结肠癌和其他肝病中DCP水平不升高，DCP的血清半衰期(40～72 h)比AFP的半衰期(3～7 d)短很多，所以有更高的灵敏度和特异度。胡仁智等[26]研究表明，联合检测AFP和DCP能提高HCC诊断的灵敏度和特异度，姚明解等[27]表明术前高水平AFP、DCP的患者比低水平AFP、DCP的患者生存率低。

本研究Meta分析结果显示，联合检测AFP、DCP的灵敏度为0.87(95%CI0.85～0.88)，特异度为0.77(95%CI0.75～0.79)；联合检测的DOR值为33.87(95%CI19.94～57.52)、AUC为0.930 9、Q指数为0.866 2。联合检测AFP、DCP比单独检测AFP、DCP的AUC和Q指数均升高，DOR值对比单独检测DCP有所下降，较高的灵敏度和AUC说明联合检测不仅能提高PHC诊断的灵敏度，而且增加了诊断效能，因此联合检测在临床中可以作为PHC早期诊断的合适检测策略，Fagan列线图表明联合检测AFP、DCP具有较好的临床应用价值。结果提示，AFP、DCP的联合检测策略的临床价值更高，更具实用性。上述研究显示联合检测AFP、DCP的特异度比单独检测AFP、DCP的特异度分别降低0.07、0.11，因此在联合检测AFP、DCP对PHC早期筛查和早期诊断中，针对少数高度怀疑FP的病例，需增加合适的检测指标来提高总体特异度，以进一步明确诊断依据。提高联合检测总体特异度需要更多的循证医学数据支持，是未来开展研究的探索之路。

为提高本次研究的可信度和降低研究风险，本次研究收集的文献比较全面，收集标准明确，但仍然存在不足之处：(1)纳入文献仅纳入公开发表的文献；(2)由于语言限制，本次研究分析仅为中英文文献；(3)没有纳入无法计算或通过统计学计算获得所需研究数据的文献；(4)没有纳入灵敏度或特异度计算结果不准确的文献；(5)没有纳入文献中未明确标明联合检测使用并联试验的文献。

综上所述，联合检测AFP、DCP对PHC早期筛查和诊断具有重要的意义和临床应用价值。在临床上综合血清肿瘤指标检测、影像学和病理学检查结果对PHC诊断进行综合分析判断，能更好地为临床确诊疾病提供参考依据。