引用本文： 王金濤, 韓博強, 安東均, 何進程, 李紅梅, 楊林, 徐垚, 張成. 術前血清γ-谷氨酰轉肽酶與血小板比值預測乙型肝炎病毒相關性肝細胞癌患者預后的預測模型構建. 中國普外基礎與臨床雜志, 2023, 30(4): 450-455. doi: 10.7507/1007-9424.202211041 復制
肝切除術是HCC的傳統治療方法。然而由于HCC缺乏特異性表現，患者早期癥狀較為隱匿，臨床診斷為HCC患者多處于晚期階段，且部分患者易出現肝內轉移、遠處轉移及術后易復發，其療效往往不佳[1-2]。目前，臨床上主要根據TNM分期來指導HCC患者的治療，但即使相同分期的HCC患者接受同一治療方案，患者的預后也不盡相同[3]。因此，探索術前評估HCC患者的復發以及有效預測HCC患者預后的新指標至關重要。由于我國的 HCC主要發生于有乙型肝炎病毒（hepatitis B virus，HBV）的肝纖維化背景人群，超80%的HCC患者合并HBV感染[4]，肝纖維化程度與HCC發生、復發及不良預后密切相關。近年來有研究[5-6]指出，炎癥反應參與HBV相關性HCC的致病過程，涉及中性粒細胞（neutrophils，NE）、淋巴細胞、血小板（platelet，PLT）等；還有研究[7]顯示，γ-谷氨酰轉肽酶（γ-glutamyl transpeptidase，γ-GGT）與PLT比值（γ-GGT to PLT ratio，GPR）在一定程度上可反映肝纖維化的程度且與HBV相關性HCC術后預后有關。目前關于探索GPR與HBV相關性HCC患者預后的相關性研究較少。本研究通過分析術前血清GPR與HBV相關性HCC行根治性切除術患者（后文簡稱“HCC患者”）的臨床病理特征及預后的關系，探討術前血清GPR在HCC患者預后預測中的意義，同時構建預測HCC患者預后的列線圖模型，為臨床決策提供依據。
1 對象與方法
1.1 患者納入和排除標準
收集2012年1月15日至2018年12月15日期間于咸陽市中心醫院（簡稱“我院”）肝膽外科收治的HCC患者。納入標準：① 術后病理確診為HCC；② 行根治性切除術治療且組織病理學檢查證明已完整切除者；③ 肝功能為Child-Pugh分級A級或B級；④ 患者臨床病理資料及術后隨訪資料完整。排除標準：① 術前合并血液系統疾病患者；② 術前、術后接受過放化療或行經皮消融、經導管動脈化療栓塞患者；③ 術前合并危重癥患者；④ 發生遠處轉移；⑤ 資料缺失或失訪患者。
1.2 資料收集
收集患者相關臨床病理資料，包括人口學資料如年齡、性別、吸煙、飲酒；術前實驗室指標如甲胎蛋白（alpha-fetoprotein，AFP）水平、CA19-9水平、淋巴細胞、凝血酶原時間（prothrombin time，PT）、白蛋白（albumin，ALB）、總膽紅素（total bilirubin，TBIL）、丙氨酸轉氨酶（alanine aminotransferase，ALT）、白細胞（white blood cell，WBC）、PLT、NE、γ?GGT；術前影像學評估的腫瘤相關資料如Child-Pugh分級、腫瘤最大直徑、腫瘤數目、TNM分期；術中相關指標如術中出血量、包膜是否完整；術后情況如術后并發癥、腫瘤分化程度、微血管侵犯（microvascular invasion，MVI）、復發等。收集患者入院后首次采血結果，計算GPR，其計算公式為“GPR=γ-GGT（U/L）/PLT水平（×109/L）”。
1.3 隨訪方法
對所有術后患者定期隨訪，隨訪周期為術后2年內每3個月復查肝功能、AFP、CA19-9、上腹部計算機斷層掃描或磁共振成像，2年后每3～6個月復查1次。總生存期為術后第1天至死亡或隨訪時間結束。隨訪結局事件為死亡。術后復發患者根據不同個體制定合適的治療方案（如經導管動脈化療栓塞術、射頻消融術、二次肝切除術等）。隨訪時間截至2022年7月1日。
1.4 統計學方法
采用SPSS 26.0軟件、R4.4.0軟件進行統計學分析。本研究中的計量資料符合正態分布者以均數±標準差（
±s）表示，在進行比較分析時均轉換為二分類數據。計數資料以例數和百分率（%）表示，2組間比較采用成組χ2檢驗或Fisher確切概率法。通過繪制受試者操作特征（receiver operating characteristic，ROC）曲線確定GPR的最佳臨界值，據此將患者分為低GPR組（GPR≤最佳臨界值）和高GPR組（GPR>最佳臨界值），同時比較2組患者臨床病理特征方面的差異；采用Kaplan-Meier法繪制生存曲線并計算患者累積總生存率；采用Cox比例風險回歸（簡稱“Cox回歸”）模型進行單因素和多因素分析以篩選影響總生存期的風險因素；根據多因素Cox回歸分析結果，采用R軟件（版本3.6.0）中“rms”包建立預測患者累積總生存率的列線圖預測模型。模型的選擇通過遵循赤池信息準則逐步選擇過程進行[8]。此外，采用Harrell一致性指數以評估列線圖預測模型的效能[9]，一致性指數越大，預后預測就越準確。用校準曲線評價該模型一致性，比較列線圖預測和實際Kaplan-Meier法估計的生存概率，過程中采用具有1 000次重采樣的Bootstrap validation法進行內部驗證，使用“rms”包進行校準曲線分析與可視化[10]。檢驗水準α=0.05。
2 結果
2.1 納入患者的基本情況
本研究共納入符合納入標準的HCC患者213例，其中男172例，女41例；年齡25～82歲，中位年齡為56歲。截至2022年7月1日，213例患者全部獲得隨訪，中位隨訪時間79個月，其中死亡131例（61.5%），82例（38.5%）患者存活。
2.2 術前GPR最佳臨界值的確定及低GPR組和高GPR組患者臨床病理特征方面的差異
以患者存活即總生存期作為結局變量，繪制GPR的ROC曲線（圖1），得到ROC曲線下面積（95%CI）為0.730（0.662，0.798），靈敏度為62.6%、特異度為79.3%時Youden指數最大（為0.419），它對應的最佳臨界值為0.906。低GPR組和高GPR組分別有114例和99例，2組患者臨床病理特征比較結果見表1。從表1可見，低GPR組和高GPR組患者在年齡、性別、吸煙、AFP水平、CA19-9水平、淋巴細胞、PT、TBIL、WBC、NE、Child-Pugh分級、腫瘤最大直徑、術中出血量、包膜是否完整、術后并發癥、腫瘤分化程度及MVI方面比較差異均無統計學意義（P>0.05），而高GPR組中飲酒、ALB≤30 g/L、ALT>40 U/L、PLT≤300×109/L、腫瘤多發、TNM分期Ⅲ期及復發患者占比高于低GPR組（P<0.05）。
圖1
示術前GPR預測HCC患者總生存情況的ROC曲線
注：
表1
低GPR組和高GPR組患者臨床病理特征比較結果［例（%）］
2.3 GPR與HCC患者總生存情況的關系
低GPR組的中位總生存時間為72個月，高GPR組的中位總生存時間為36個月，低GPR組1、3、5年累積總生存率分別為99.1%、81.8%、60.6%，高GPR組1、3、5年累積總生存率分別為74.2%、49.1%、35.7%；低GPR組和高GPR組患者的生存曲線（圖2a）比較，低GPR組的總生存情況優于高GPR組（χ2=25.893，P<0.001）。
圖2
示低GPR組和高GPR組患者的總生存曲線（a）、預測HCC患者3、5年累積總生存率的列線圖（b）及校準曲線圖（c）
2.4 影響HCC患者總生存期的Cox回歸分析結果
單因素Cox回歸分析結果見表2。從表2可見，術前CA19-9水平、TNM分期、術中出血量、包膜是否完整、腫瘤分化程度、MVI、GPR及腫瘤復發與HCC患者總生存期有關（P<0.05），未發現其他因素與此有關（P>0.05）。將單因素分析結果中有統計學意義（P<0.05）的因素以及可能影響患者總生存期的因素納入多因素Cox回歸模型進行分析，結果見表3，從表3可見，MVI、包膜不完整、術中出血量＞1 000 mL、GPR＞0.906、術后并發癥、腫瘤分化程度低分化及TNM分期晚的HCC患者總生存期縮短的概率增加（P<0.05）。
表2
影響患者總生存期的單因素分析結果
表3
影響患者總生存期的多因素Cox回歸分析結果
2.5 列線圖預測模型對HCC患者3年和5年累積總生存率的預測效能
根據Cox回歸模型篩選出來的風險因素（包膜、術中出血量、GPR、TNM分期、MVI、術后并發癥以及腫瘤分化程度）構建列線圖預測模型（圖2b），在列線圖中，每個患者的總分是通過從每個預測變量的相應點畫一條垂直線到分值表來分配的，并將這些分數相加得到總得分，對HCC患者3、5年累積總生存率進行預測，其一致性指數（95%CI）分別為0.761（0.739，0.783）和0.735（0.702，0.838）。校正曲線顯示，HCC患者實際生存概率與列線圖預測的生存概率較為一致（圖2c），提示根據列線圖預測模型得到的預測值能較好地代表實際值。
3 討論
腫瘤相關炎癥反應和宿主的免疫防御是一個動態過程，一些生物炎癥標志物如PLT在腫瘤的發生及發展中扮演重要的角色[11]，如基于PLT和γ-GGT的GPR已被證實評估肝纖維化具有重要價值，肝纖維化程度越重，術前GPR值越高[12-13]。目前也有相關文獻[14]報道肝纖維化與HCC有關，是HCC患者預后及復發的危險因素。考慮到GPR與肝纖維化明顯相關，而肝纖維化與HCC患者的預后有關，因此相關研究者[15-16]將GPR應用于HCC患者術后預后的預測發現，術前血清GPR水平與HCC的發生及發展密切相關。然而GPR預測HCC患者的預后報道較少，因此，本研究通過分析術前血清GPR與HCC患者預后之間的關系，同時構建預測HCC患者預后（本研究中指標為總生存情況）的列線圖模型，為臨床決策提供參考。
本研究根據ROC曲線分析得到的GPR最佳臨界值將患者分為高、低GPR組進行分析發現，GPR與HCC患者預后有關，即高GPR組5年累積總生存率明顯低于低GPR組（35.7%比60.6%，P<0.05）。此外，通過多因素Cox回歸分析發現，GPR＞0.906是影響HCC患者總生存期的重要風險因素。GPR對HCC患者生存預后影響的具體生物學因素尚不清楚，考慮GPR包含γ-GGT與PLT兩項指標，推測可能與以下因素相關：① γ-GGT多存在于肝細胞漿，可協助肝細胞抗氧化，是反映肝功能異常的重要血清學指標，在急慢性肝炎、肝硬化中可表現為輕中度升高[17]；② γ-GGT在肝癌的發生、發展和轉移中扮演重要的角色[18]，在HCC患者中γ-GGT呈異常高表達，可協助診斷早期HCC[19]；③ 血液中PLT的表達水平在一定程度上可反映肝硬化患者病情輕重，臨床上重度肝硬化患者多伴門靜脈高壓、脾功能亢進，進而降低血液中PLT水平；④ 活化的PLT在一定程度上可促進 HCC的進展[20]。
此外，本研究中通過多因素Cox回歸分析結果提示，包膜不完整、術中出血量＞1 000 mL、伴MVI、有術后并發癥、腫瘤分化程度低分化以及TNM分期晚是影響HCC患者預后的風險因素。其中TNM分期以及腫瘤分化程度是目前主要應用于評估HCC患者預后的工具，與患者預后密切相關；腫瘤包膜不完整以及術后并發癥在一定程度上反映患者較差的預后；而術中過多的出血量可加重肝功能損傷，有文獻[21]指出術中出血量≥1 000 mL是肝癌肝切除術后肝衰竭發生的危險因素。孫雅軒[22]通過回顧性分析HCC患者的臨床資料發現，MVI是HCC患者預后不良的危險因素，且HCC患者伴MVI的1、3、5年總生存率及無病生存率均較不伴MVI的患者低，本研究結果與此基本一致。
本研究根據Cox回歸模型篩選的預后風險因素構建列線圖，并通過列線圖對HCC患者的3、5年累積總生存率進行預測的一致性指數較高（分別為0.761和0.735），校正曲線均與理想曲線比較接近。列線圖將復雜的回歸方程轉化為可視化圖形，這使得預測模型結果更直觀，使用更方便[23]。醫務人員可以通過構建的列線圖直觀地預測HCC患者的預后并做出最優的診療方案，從而達到改善患者預后的目的[24]。
總之，從本研究結果看，GPR與HCC患者的預后有關。本研究根據HCC患者預后風險因素構建的列線圖對HCC患者的3、5年累積總生存率具有較好的預測價值。列線圖可以直觀地進行HCC患者的預后預測，幫助臨床醫生及時制定或調整合理的診療方案。但也需看到本研究存在的局限性：首先，本研究是一個小樣本的單中心回顧性研究，在數據搜集過程中可能存在選擇偏差；其次，在一些研究中，GPR的臨界值并不一致，無法確定理想的截斷值，限制了GPR在臨床中的推廣應用。因此，未來還需開展多中心、大樣本量的前瞻性研究，進一步驗證本研究的初步結論。
重要聲明
利益沖突聲明：本研究不存在研究者、倫理委員會成員、受試者監護人以及與公開研究成果有關的利益沖突。
作者貢獻聲明：王金濤負責課題設計、資料分析及撰寫論文；韓博強、安東均、何進程、李紅梅、楊林及徐垚負責收集數據及修改論文；王金濤和張成負責擬定寫作思路；張成指導撰寫文章并最后定稿。
倫理聲明：本研究通過了咸陽市中心醫院醫學倫理委員會審批（批文編號：2022-IRB-82號）。
肝切除術是HCC的傳統治療方法。然而由于HCC缺乏特異性表現，患者早期癥狀較為隱匿，臨床診斷為HCC患者多處于晚期階段，且部分患者易出現肝內轉移、遠處轉移及術后易復發，其療效往往不佳[1-2]。目前，臨床上主要根據TNM分期來指導HCC患者的治療，但即使相同分期的HCC患者接受同一治療方案，患者的預后也不盡相同[3]。因此，探索術前評估HCC患者的復發以及有效預測HCC患者預后的新指標至關重要。由于我國的 HCC主要發生于有乙型肝炎病毒（hepatitis B virus，HBV）的肝纖維化背景人群，超80%的HCC患者合并HBV感染[4]，肝纖維化程度與HCC發生、復發及不良預后密切相關。近年來有研究[5-6]指出，炎癥反應參與HBV相關性HCC的致病過程，涉及中性粒細胞（neutrophils，NE）、淋巴細胞、血小板（platelet，PLT）等；還有研究[7]顯示，γ-谷氨酰轉肽酶（γ-glutamyl transpeptidase，γ-GGT）與PLT比值（γ-GGT to PLT ratio，GPR）在一定程度上可反映肝纖維化的程度且與HBV相關性HCC術后預后有關。目前關于探索GPR與HBV相關性HCC患者預后的相關性研究較少。本研究通過分析術前血清GPR與HBV相關性HCC行根治性切除術患者（后文簡稱“HCC患者”）的臨床病理特征及預后的關系，探討術前血清GPR在HCC患者預后預測中的意義，同時構建預測HCC患者預后的列線圖模型，為臨床決策提供依據。
1 對象與方法
1.1 患者納入和排除標準
收集2012年1月15日至2018年12月15日期間于咸陽市中心醫院（簡稱“我院”）肝膽外科收治的HCC患者。納入標準：① 術后病理確診為HCC；② 行根治性切除術治療且組織病理學檢查證明已完整切除者；③ 肝功能為Child-Pugh分級A級或B級；④ 患者臨床病理資料及術后隨訪資料完整。排除標準：① 術前合并血液系統疾病患者；② 術前、術后接受過放化療或行經皮消融、經導管動脈化療栓塞患者；③ 術前合并危重癥患者；④ 發生遠處轉移；⑤ 資料缺失或失訪患者。
1.2 資料收集
收集患者相關臨床病理資料，包括人口學資料如年齡、性別、吸煙、飲酒；術前實驗室指標如甲胎蛋白（alpha-fetoprotein，AFP）水平、CA19-9水平、淋巴細胞、凝血酶原時間（prothrombin time，PT）、白蛋白（albumin，ALB）、總膽紅素（total bilirubin，TBIL）、丙氨酸轉氨酶（alanine aminotransferase，ALT）、白細胞（white blood cell，WBC）、PLT、NE、γ?GGT；術前影像學評估的腫瘤相關資料如Child-Pugh分級、腫瘤最大直徑、腫瘤數目、TNM分期；術中相關指標如術中出血量、包膜是否完整；術后情況如術后并發癥、腫瘤分化程度、微血管侵犯（microvascular invasion，MVI）、復發等。收集患者入院后首次采血結果，計算GPR，其計算公式為“GPR=γ-GGT（U/L）/PLT水平（×109/L）”。
1.3 隨訪方法
對所有術后患者定期隨訪，隨訪周期為術后2年內每3個月復查肝功能、AFP、CA19-9、上腹部計算機斷層掃描或磁共振成像，2年后每3～6個月復查1次。總生存期為術后第1天至死亡或隨訪時間結束。隨訪結局事件為死亡。術后復發患者根據不同個體制定合適的治療方案（如經導管動脈化療栓塞術、射頻消融術、二次肝切除術等）。隨訪時間截至2022年7月1日。
1.4 統計學方法
采用SPSS 26.0軟件、R4.4.0軟件進行統計學分析。本研究中的計量資料符合正態分布者以均數±標準差（±s）表示，在進行比較分析時均轉換為二分類數據。計數資料以例數和百分率（%）表示，2組間比較采用成組χ2檢驗或Fisher確切概率法。通過繪制受試者操作特征（receiver operating characteristic，ROC）曲線確定GPR的最佳臨界值，據此將患者分為低GPR組（GPR≤最佳臨界值）和高GPR組（GPR>最佳臨界值），同時比較2組患者臨床病理特征方面的差異；采用Kaplan-Meier法繪制生存曲線并計算患者累積總生存率；采用Cox比例風險回歸（簡稱“Cox回歸”）模型進行單因素和多因素分析以篩選影響總生存期的風險因素；根據多因素Cox回歸分析結果，采用R軟件（版本3.6.0）中“rms”包建立預測患者累積總生存率的列線圖預測模型。模型的選擇通過遵循赤池信息準則逐步選擇過程進行[8]。此外，采用Harrell一致性指數以評估列線圖預測模型的效能[9]，一致性指數越大，預后預測就越準確。用校準曲線評價該模型一致性，比較列線圖預測和實際Kaplan-Meier法估計的生存概率，過程中采用具有1 000次重采樣的Bootstrap validation法進行內部驗證，使用“rms”包進行校準曲線分析與可視化[10]。檢驗水準α=0.05。
2 結果
2.1 納入患者的基本情況
本研究共納入符合納入標準的HCC患者213例，其中男172例，女41例；年齡25～82歲，中位年齡為56歲。截至2022年7月1日，213例患者全部獲得隨訪，中位隨訪時間79個月，其中死亡131例（61.5%），82例（38.5%）患者存活。
2.2 術前GPR最佳臨界值的確定及低GPR組和高GPR組患者臨床病理特征方面的差異
以患者存活即總生存期作為結局變量，繪制GPR的ROC曲線（圖1），得到ROC曲線下面積（95%CI）為0.730（0.662，0.798），靈敏度為62.6%、特異度為79.3%時Youden指數最大（為0.419），它對應的最佳臨界值為0.906。低GPR組和高GPR組分別有114例和99例，2組患者臨床病理特征比較結果見表1。從表1可見，低GPR組和高GPR組患者在年齡、性別、吸煙、AFP水平、CA19-9水平、淋巴細胞、PT、TBIL、WBC、NE、Child-Pugh分級、腫瘤最大直徑、術中出血量、包膜是否完整、術后并發癥、腫瘤分化程度及MVI方面比較差異均無統計學意義（P>0.05），而高GPR組中飲酒、ALB≤30 g/L、ALT>40 U/L、PLT≤300×109/L、腫瘤多發、TNM分期Ⅲ期及復發患者占比高于低GPR組（P<0.05）。
圖1
示術前GPR預測HCC患者總生存情況的ROC曲線
注：
表1
低GPR組和高GPR組患者臨床病理特征比較結果［例（%）］
2.3 GPR與HCC患者總生存情況的關系
低GPR組的中位總生存時間為72個月，高GPR組的中位總生存時間為36個月，低GPR組1、3、5年累積總生存率分別為99.1%、81.8%、60.6%，高GPR組1、3、5年累積總生存率分別為74.2%、49.1%、35.7%；低GPR組和高GPR組患者的生存曲線（圖2a）比較，低GPR組的總生存情況優于高GPR組（χ2=25.893，P<0.001）。
圖2
示低GPR組和高GPR組患者的總生存曲線（a）、預測HCC患者3、5年累積總生存率的列線圖（b）及校準曲線圖（c）
2.4 影響HCC患者總生存期的Cox回歸分析結果
單因素Cox回歸分析結果見表2。從表2可見，術前CA19-9水平、TNM分期、術中出血量、包膜是否完整、腫瘤分化程度、MVI、GPR及腫瘤復發與HCC患者總生存期有關（P<0.05），未發現其他因素與此有關（P>0.05）。將單因素分析結果中有統計學意義（P<0.05）的因素以及可能影響患者總生存期的因素納入多因素Cox回歸模型進行分析，結果見表3，從表3可見，MVI、包膜不完整、術中出血量＞1 000 mL、GPR＞0.906、術后并發癥、腫瘤分化程度低分化及TNM分期晚的HCC患者總生存期縮短的概率增加（P<0.05）。
表2
影響患者總生存期的單因素分析結果
表3
影響患者總生存期的多因素Cox回歸分析結果
2.5 列線圖預測模型對HCC患者3年和5年累積總生存率的預測效能
根據Cox回歸模型篩選出來的風險因素（包膜、術中出血量、GPR、TNM分期、MVI、術后并發癥以及腫瘤分化程度）構建列線圖預測模型（圖2b），在列線圖中，每個患者的總分是通過從每個預測變量的相應點畫一條垂直線到分值表來分配的，并將這些分數相加得到總得分，對HCC患者3、5年累積總生存率進行預測，其一致性指數（95%CI）分別為0.761（0.739，0.783）和0.735（0.702，0.838）。校正曲線顯示，HCC患者實際生存概率與列線圖預測的生存概率較為一致（圖2c），提示根據列線圖預測模型得到的預測值能較好地代表實際值。
3 討論
腫瘤相關炎癥反應和宿主的免疫防御是一個動態過程，一些生物炎癥標志物如PLT在腫瘤的發生及發展中扮演重要的角色[11]，如基于PLT和γ-GGT的GPR已被證實評估肝纖維化具有重要價值，肝纖維化程度越重，術前GPR值越高[12-13]。目前也有相關文獻[14]報道肝纖維化與HCC有關，是HCC患者預后及復發的危險因素。考慮到GPR與肝纖維化明顯相關，而肝纖維化與HCC患者的預后有關，因此相關研究者[15-16]將GPR應用于HCC患者術后預后的預測發現，術前血清GPR水平與HCC的發生及發展密切相關。然而GPR預測HCC患者的預后報道較少，因此，本研究通過分析術前血清GPR與HCC患者預后之間的關系，同時構建預測HCC患者預后（本研究中指標為總生存情況）的列線圖模型，為臨床決策提供參考。
本研究根據ROC曲線分析得到的GPR最佳臨界值將患者分為高、低GPR組進行分析發現，GPR與HCC患者預后有關，即高GPR組5年累積總生存率明顯低于低GPR組（35.7%比60.6%，P<0.05）。此外，通過多因素Cox回歸分析發現，GPR＞0.906是影響HCC患者總生存期的重要風險因素。GPR對HCC患者生存預后影響的具體生物學因素尚不清楚，考慮GPR包含γ-GGT與PLT兩項指標，推測可能與以下因素相關：① γ-GGT多存在于肝細胞漿，可協助肝細胞抗氧化，是反映肝功能異常的重要血清學指標，在急慢性肝炎、肝硬化中可表現為輕中度升高[17]；② γ-GGT在肝癌的發生、發展和轉移中扮演重要的角色[18]，在HCC患者中γ-GGT呈異常高表達，可協助診斷早期HCC[19]；③ 血液中PLT的表達水平在一定程度上可反映肝硬化患者病情輕重，臨床上重度肝硬化患者多伴門靜脈高壓、脾功能亢進，進而降低血液中PLT水平；④ 活化的PLT在一定程度上可促進 HCC的進展[20]。
此外，本研究中通過多因素Cox回歸分析結果提示，包膜不完整、術中出血量＞1 000 mL、伴MVI、有術后并發癥、腫瘤分化程度低分化以及TNM分期晚是影響HCC患者預后的風險因素。其中TNM分期以及腫瘤分化程度是目前主要應用于評估HCC患者預后的工具，與患者預后密切相關；腫瘤包膜不完整以及術后并發癥在一定程度上反映患者較差的預后；而術中過多的出血量可加重肝功能損傷，有文獻[21]指出術中出血量≥1 000 mL是肝癌肝切除術后肝衰竭發生的危險因素。孫雅軒[22]通過回顧性分析HCC患者的臨床資料發現，MVI是HCC患者預后不良的危險因素，且HCC患者伴MVI的1、3、5年總生存率及無病生存率均較不伴MVI的患者低，本研究結果與此基本一致。
本研究根據Cox回歸模型篩選的預后風險因素構建列線圖，并通過列線圖對HCC患者的3、5年累積總生存率進行預測的一致性指數較高（分別為0.761和0.735），校正曲線均與理想曲線比較接近。列線圖將復雜的回歸方程轉化為可視化圖形，這使得預測模型結果更直觀，使用更方便[23]。醫務人員可以通過構建的列線圖直觀地預測HCC患者的預后并做出最優的診療方案，從而達到改善患者預后的目的[24]。
總之，從本研究結果看，GPR與HCC患者的預后有關。本研究根據HCC患者預后風險因素構建的列線圖對HCC患者的3、5年累積總生存率具有較好的預測價值。列線圖可以直觀地進行HCC患者的預后預測，幫助臨床醫生及時制定或調整合理的診療方案。但也需看到本研究存在的局限性：首先，本研究是一個小樣本的單中心回顧性研究，在數據搜集過程中可能存在選擇偏差；其次，在一些研究中，GPR的臨界值并不一致，無法確定理想的截斷值，限制了GPR在臨床中的推廣應用。因此，未來還需開展多中心、大樣本量的前瞻性研究，進一步驗證本研究的初步結論。
重要聲明
利益沖突聲明：本研究不存在研究者、倫理委員會成員、受試者監護人以及與公開研究成果有關的利益沖突。
作者貢獻聲明：王金濤負責課題設計、資料分析及撰寫論文；韓博強、安東均、何進程、李紅梅、楊林及徐垚負責收集數據及修改論文；王金濤和張成負責擬定寫作思路；張成指導撰寫文章并最后定稿。
倫理聲明：本研究通過了咸陽市中心醫院醫學倫理委員會審批（批文編號：2022-IRB-82號）。
