PARIS出血評分對急性心肌梗死藥物支架術(shù)后患者院內(nèi)出血的預(yù)測價(jià)值
——中國急性心肌梗死注冊研究

趙雪燕，楊進(jìn)剛，范肖雪，張峻，吳元，王楊，許海燕，高曉津，竇克非，唐熠達(dá)，喬樹賓，蘇淑紅，楊紅梅，張旭霞，袁晉青，李衛(wèi)，楊躍進(jìn)，代表中國急性心肌梗死注冊研究組

我國急性心肌梗死（AMI）有較高的發(fā)病率和死亡率[1]，對于成功置入藥物洗脫支架（DES）術(shù)后的AMI患者，至少一年的雙聯(lián)抗血小板治療（DAPT）是標(biāo)準(zhǔn)治療方案[2-5]，但同時(shí)出血風(fēng)險(xiǎn)增加，嚴(yán)重出血?jiǎng)t增加了心血管事件和死亡風(fēng)險(xiǎn)[6，7]。因此，識別出血高?；颊呔哂兄匾饬x。

支架術(shù)后抗血小板藥物停藥模式（PARIS）評分為最新評估置入支架并使用DAPT的患者出現(xiàn)院外血栓及出血風(fēng)險(xiǎn)的評分工具，該出血評分共納入了6個(gè)變量，包括年齡、體重指數(shù)（BMI）、目前吸煙、貧血、肌酐清除率及是否使用了口服抗凝藥+DAPT[8]。由于貧血、肌酐清除率及是否使用了口服抗凝藥+DAPT等指標(biāo)也與AMI出血關(guān)系密切，我們推測該評分也可預(yù)測置入DES的AMI患者住院期間出血風(fēng)險(xiǎn)。本研究的目的是應(yīng)用中國急性心肌梗死（CAMI）注冊研究這一大規(guī)模、多中心的研究[9]，評估PARIS出血評分對成功置入DES并接受DAPT的AMI患者住院期間出血風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測價(jià)值。

1 資料與方法

病例入選及資料收集:自2013-01-01至2014-09-30期間，在參加CAMI研究的107家省、市和縣級醫(yī)院共連續(xù)入選包括ST段抬高型心肌梗死（STEMI）和非ST段抬高型心肌梗死（NSTEMI）在內(nèi)的27 594例AMI患者，排除沒有成功置入DES的AMI患者（n=12 325）和沒有接受DAPT的AMI患者（n=644）后，最終入選14 625例患者（圖1）。CAMI研究已通過阜外醫(yī)院倫理委員會(huì)審核。

圖1 患者入組流程圖

計(jì)劃急診經(jīng)皮冠狀動(dòng)脈介入治療（PCI）的AMI患者（包括STEMI及NSTEMI），術(shù)前盡早給予阿司匹林300 mg負(fù)荷量，同時(shí)氯吡格雷300 ～600 mg或替格瑞洛180 mg負(fù)荷量。術(shù)中經(jīng)動(dòng)脈鞘管給予肝素100 U/kg，如果手術(shù)時(shí)間超過1 h再追加1000 U，血小板糖蛋白Ⅱb/Ⅲa拮抗劑的應(yīng)用由術(shù)者根據(jù)臨床和病變情況決定。所有患者均在接受DES置入后服用包括阿司匹林100 mg/d和氯吡格雷75 mg/d或替格瑞洛90 mg每日兩次在內(nèi)的DAPT。記錄所有入選患者的一般臨床資料、實(shí)驗(yàn)室檢查結(jié)果和介入治療資料。

定義：心肌梗死診斷依據(jù)第三版心肌梗死全球定義[10]。出血判斷依據(jù)為出血學(xué)術(shù)研究聯(lián)合會(huì)（BARC）發(fā)布的心血管臨床試驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)化出血定義[11]。BARC出血定義的0型為無出血，出血包括1～5型，數(shù)字越大，出血越嚴(yán)重。1型出血，患者無需就醫(yī)或住院；2型有明顯活動(dòng)性出血，需要干預(yù)，但達(dá)不到3～5型標(biāo)準(zhǔn)；3型明顯出血且血紅蛋白下降＞3 g/dl，需要輸血，或?yàn)樾陌钊?，顱內(nèi)出血，損害視力的嚴(yán)重出血等；4型為冠狀動(dòng)脈旁路移植術(shù)（CABG）相關(guān)的出血；5型為致死性出血。本研究分別以非CABG相關(guān)出血的BARC 2型、3型和5型及BARC 3型和5型為出血事件的終點(diǎn)。

PARIS出血評分的參數(shù)共有6個(gè)，包括年齡（＜50歲：0分；50～59歲：+1分；60～69歲：+2分；70～79歲：+3 分；≥ 80 歲：+4 分 ）；BMI（kg/m2，＜25：+2 分；25～34.9：0分，≥ 35：+2分）；目前吸煙（是：+2分；否：0分）；貧血（有：+3分；無：0分）；肌酐清除率＜60 ml/min（是：+2分；否：0分）；出院時(shí)三聯(lián)抗栓治療（是：+2分；否：0分）。按照PARIS出血評分劃分低危、中危、高危（低危：0～3分，中危：4～7分，高危：≥8分）進(jìn)行危險(xiǎn)分層。

統(tǒng)計(jì)學(xué)分析：統(tǒng)計(jì)分析軟件采用SAS 9.4?；€人口學(xué)信息、病史、實(shí)驗(yàn)室指標(biāo)的描述按照描述性分析方法進(jìn)行，計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)和構(gòu)成比描述，滿足正態(tài)分布的計(jì)量資料表述為均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差，不滿足正態(tài)分布的計(jì)量資料表述為中位數(shù)（四分位間距）。對于組間均衡性檢驗(yàn)，計(jì)數(shù)資料采用似然比卡方檢驗(yàn)或Fisher精確概率法（當(dāng)＞25%的單元格期望頻數(shù)小于5時(shí)），計(jì)量資料采用成組t檢驗(yàn)或Wilcoxon秩和檢驗(yàn)進(jìn)行分析。采用受試者工作特征（ROC）曲線分析的曲線下面積（AUC）及其95%可信區(qū)間和P值來評價(jià)PARIS評分的診斷價(jià)值；并進(jìn)一步采用Logistic回歸OR值以及95%可信區(qū)間來估計(jì)PARIS評分與終點(diǎn)出血事件的相關(guān)性。兩組AUC采用Z檢驗(yàn)進(jìn)行比較。均采用雙側(cè)檢驗(yàn)，P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 基線資料

在14 625例成功置入DES并接受DAPT的AMI患者中，11 586例（79.22 %）為STEMI，3 039例（20.78%）為NSTEMI。平均年齡（59.93±12.79）歲，女性患者2 949例（20.16%）。在總?cè)巳褐?，院?nèi)出現(xiàn)嚴(yán)重腦出血及出血導(dǎo)致死亡事件的患者共12例，平均發(fā)生事件的時(shí)間為（6.00±8.78）d。13 418例（91.75%）患者通過橈動(dòng)脈入路行介入治療，僅有1 207例（8.25%）通過股動(dòng)脈入路。介入后使用普通肝素的患者987例（6.75%），平均使用（6.92±3.91）d；使用了低分子肝素的患者13 125例（89.74%），平均使用（6.77±3.14）d；使用了血小板糖蛋白Ⅱb/Ⅲa拮抗劑的患者6 265例（42.84 %），平均使用（32.89±21.23）h。

按BARC 3型和5型為出血事件終點(diǎn)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，共有77例（0.53%）患者出現(xiàn)出血事件；按BARC 2型、3型和5型為出血事件終點(diǎn)，共有223例（1.52%）出現(xiàn)出血事件。

不論是按照BARC 3型和5型，還是按照BARC 2型、3型和5型作為出血事件標(biāo)準(zhǔn)，出血患者的年齡較大，女性較多，BMI較低，貧血的患者較多，肌酐清除率較低，紅細(xì)胞比積較低，收縮壓較低，較多的患者有慢性心力衰竭癥狀，白細(xì)胞計(jì)數(shù)也較高。按BARC 3型和5型作為出血標(biāo)準(zhǔn)，出血患者目前吸煙的患者較多、肌酐水平較高、左心室射血分?jǐn)?shù)較低（表1）。

表1 以BARC 3型和5型為出血事件終點(diǎn)時(shí)，出血和無出血患者基線資料的比較

而按照BARC 2型、3型和5型作為出血標(biāo)準(zhǔn)，出血患者中有更多的患者有既往高脂血癥病史、既往CABG病史、既往腦卒中病史（表2）。

表2 以BARC 2型、3型和5型為出血終點(diǎn)時(shí)，出血和無出血患者基線資料的比較

BARC 2型、3型和5型為出血終點(diǎn)時(shí)，出血患者的PARIS評分（5.13±2.29）分明顯高于無出血患者（4.36±2.16）分（P＜0.001）；同樣，以BARC 3型和5型為出血事件終點(diǎn)時(shí)，出血患者的PARIS評分（5.74±2.34）分也明顯高于無出血患者（4.37±2.16）分（P＜0.001）。

2.2 PARIS出血評分的危險(xiǎn)分層（表3）

按照PARIS評分的危險(xiǎn)分層，低危0～3分，中危4～7分，高?！?分進(jìn)行劃分。以BARC 3型和5型為出血事件終點(diǎn)時(shí)，77例出血患者中：低?；颊?3例（16.88 %），中?；颊?9例（63.64 %），高危患者15例（19.48 %）。高、中、低危患者之間的PARIS評分差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.001）。出血中?；颊呤堑臀；颊叱鲅L(fēng)險(xiǎn)的2.38 倍（OR=2.38; 95%CI：1.29～4.39；P=0.006）；出血高?；颊呤堑臀；颊叱鲅L(fēng)險(xiǎn)的4.78倍（OR=4.78;95%CI:2.27～10.07；P＜0.001）。以 BARC 2型、3型和5型為出血事件終點(diǎn)，223例出血患者中：低?；颊?4例（24.22%），中?；颊?40例（62.78%），高危患者29例（13.00%）。高、中、低危患者之間的PARIS評分差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P=0.006）。出血中?；颊叱鲅L(fēng)險(xiǎn)是低危患者的1.64倍（OR=1.64:95%CI:1.20～2.25；P=0.002）；出血高?；颊叱鲅L(fēng)險(xiǎn)是低危患者的2.23倍（OR=2.23; 95%CI: 1.41～3.52；P=0.001）。

表3 按照BARC 3型和5型及BARC 2型、3型和5型為出血事件終點(diǎn)的PARIS出血評分的危險(xiǎn)分層

2.3 PARIS出血評分對出血事件的預(yù)測價(jià)值

以BARC 3型和5型為出血事件終點(diǎn)，PARIS出血評分對出血事件的預(yù)測AUC為0.672（95%CI：0.611～0.733，P＜0.001；圖 2A）；最優(yōu)切分點(diǎn)值取7時(shí)，特異性為0.842，敏感性為0.416。以BARC 2型、3型和5型為出血事件終點(diǎn)時(shí)，PARIS出血評分對出血事件的預(yù)測AUC為0.596 （95% CI：0.559～0.633，P＜0.001；圖2B）；最優(yōu)切分點(diǎn)值取5時(shí)，特異性為0.56，敏感性為0.583。

圖2 PARIS評分對出血事件的ROC曲線

進(jìn)一步分析結(jié)果顯示，PARIS評分對BARC 3型和5型出血事件的預(yù)測價(jià)值要高于BARC 2型、3型和5型（z=2.079，P=0.038），即PARIS評分對以嚴(yán)重出血作為終點(diǎn)事件的預(yù)測價(jià)值更優(yōu)。

3 討論

本研究通過多中心、大樣本量的研究發(fā)現(xiàn)，作為評估置入DES術(shù)后接受DAPT的患者在院外發(fā)生出血和血栓事件的PARIS評分工具，對中國DES術(shù)后接受DAPT的AMI患者住院期間出血事件同樣具有預(yù)測價(jià)值：出血患者的PARIS評分明顯高于無出血患者，且PARIS評分越高則出血風(fēng)險(xiǎn)越大。按照PARIS出血的危險(xiǎn)分層，以BARC 3型和5型為出血終點(diǎn)時(shí)，中危患者出血風(fēng)險(xiǎn)是低?；颊叩?.38倍；高危患者出血風(fēng)險(xiǎn)是低?；颊叩?.78倍。以BARC 2型、3型和5型為出血終點(diǎn)，中?；颊叱鲅L(fēng)險(xiǎn)是低?；颊叩?.64倍；高?；颊叱鲅L(fēng)險(xiǎn)是低?；颊叩?.23倍。

本研究中，置入DES的AMI患者，當(dāng)以BARC 3型和5型為出血事件終點(diǎn)，院內(nèi)主要出血事件的發(fā)生率為1.52%；按BARC 2型、3型和5型為事件終點(diǎn)，院內(nèi)主要出血事件的發(fā)生率為0.53%。這一出血發(fā)生率低于國外Vranckx等[12]報(bào)道的在NSTE-ACS進(jìn)行或未進(jìn)行早期介入干預(yù)的人群，以BARC 2型、3型和5型為出血事件終點(diǎn)時(shí)15.4%的出血發(fā)生率；也低于CRUSADE出血評分的相關(guān)研究報(bào)道[13，14]?？赡茉蚩紤]如下：（1）與出血事件的定義不同及研究時(shí)間長短不同有關(guān)，由于目前出血的定義及隨訪時(shí)程不同，各研究出血事件的發(fā)生率差別較大。Ratib等[15]的研究中PCI后30天的出血風(fēng)險(xiǎn)僅有0.2%；而CREDO研究報(bào)道的1年出血風(fēng)險(xiǎn)高達(dá)8.8%[16]；（2）目前中國AMI介入治療選擇橈動(dòng)脈路徑的比例很高，從而減少出血風(fēng)險(xiǎn)；（3）中國患者阿司匹林的維持劑量均未超過100 mg，抗血小板治療策略的不同也導(dǎo)致本研究的出血事件發(fā)生率較低。

在本研究的基線資料中，口服抗血小板+抗疑三聯(lián)治療未見在出血患者和無出血患者有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。一方面，這可能與中國人群目前使用三聯(lián)抗栓治療的人數(shù)較少有關(guān)，本研究中僅有177例（1.21%）使用了三聯(lián)抗栓治療，出血僅2例。另一方面，PARIS評分是評估的院外出血風(fēng)險(xiǎn)，三聯(lián)治療的時(shí)程越長，出血風(fēng)險(xiǎn)越高[17]，而本研究重點(diǎn)評估院內(nèi)出血，三聯(lián)抗栓時(shí)間較短。本研究顯示按照目前中國患者使用三聯(lián)抗栓藥物的狀況，該指標(biāo)在AMI人群中未顯示出與院內(nèi)出血風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)。

此外，我們?yōu)镻ARIS評估出血風(fēng)險(xiǎn)劃分出最優(yōu)切分點(diǎn)值，當(dāng)以BARC 3型和5型為事件出血終點(diǎn)時(shí)，最優(yōu)切分點(diǎn)值為7，特異性較好，為0.842，敏感性一般，為0.416。以BARC 2型、3型和5型為出血事件終點(diǎn)時(shí)，PARIS出血評分對出血事件的預(yù)測的最優(yōu)切分點(diǎn)值為5，特異性為0.56，較BARC3型和5型為出血事件終點(diǎn)時(shí)明顯下降，敏感性為0.583。這為PARIS出血評分對AMI患者支架術(shù)后院內(nèi)出血評估的臨床使用提供了臨床參考數(shù)據(jù)。

本研究中PARIS評分對BARC 3型和5型為出血事件終點(diǎn)的劃分，AUC為0.672；而以BARC 2型、3型和5型為出血事件終點(diǎn)，AUC為0.596，均對院內(nèi)出血事件具有判斷價(jià)值。但不論是BARC 2型、3型和5型還是BARC 3型和5型，其AUC未超過0.7。這可能主要與PARIS出血評分模型最初建立時(shí)并非針對AMI患者，且我們研究的出血事件發(fā)生率偏低有關(guān)。與國外相關(guān)文獻(xiàn)對照，GRACE評分對出血預(yù)測價(jià)值的AUC為0.63[18]；CRUSADE出血評分對導(dǎo)管治療的亞組的AUC為0.73[13]；ACUITY/HORIZON評分的AUC為0.74[19]。本研究顯示PARIS評分對于BARC 3型和5型的AUC在數(shù)值上高于GRACE評分，但低于CRUSADE評分和ACUITY/HORIZONSAMI評分。但PARIS出血評分的變量為6個(gè)，少于CRUSADE評分的8個(gè)臨床變量（包括性別、紅細(xì)胞比積、肌酐清除率、心率、收縮壓、慢性心力衰竭的體征、糖尿病、既往血管系統(tǒng)疾病史）；也少于ACUITY/HORIZONS-AMI評分的7個(gè)變量（包括年齡、性別、血肌酐、白細(xì)胞、貧血、心肌梗死分型和抗栓治療方案）。PARIS出血評分的計(jì)算也較簡單，累計(jì)最高分只有15分。據(jù)此研究結(jié)果，我們認(rèn)為PARIS評分在AMI支架術(shù)后DAPT治療的出血評估方面顯示出一定的臨床價(jià)值。對于AMI置入DES并使用DAPT的患者，也可使用目前最新的PARIS出血評分進(jìn)行評估。該評分用于AMI出血高危患者的識別和危險(xiǎn)分層，并據(jù)此采取相應(yīng)的措施將有助于減少出血高?；颊叱鲅录陌l(fā)生[15，20，21]。本研究顯示PARIS對BARC 3型和5型的嚴(yán)重出血的預(yù)測價(jià)值要優(yōu)于BARC 2型、3型和5型的出血判斷。提示PARIS出血評分在臨床使用過程中，應(yīng)注意出血嚴(yán)重程度對出血預(yù)測價(jià)值的影響。

本研究局限性：本研究中顯示中國人群使用三聯(lián)治療：DAPT+口服抗凝藥物數(shù)量偏少，所以對于國外人群中使用三聯(lián)治療高于中國人群的PARIS出血評分，其對AMI院內(nèi)出血預(yù)測的效果值得進(jìn)一步研究。其次，PARIS出血評分采用的是臨床指標(biāo)，是否加入血漿標(biāo)志物或血小板功能或基因檢測能夠提高PARIS出血評分的預(yù)測效果需進(jìn)一步評估。

中國急性心肌梗死注冊登記研究的參加單位（按接收任務(wù)書的先后順序）：

中國醫(yī)學(xué)科學(xué)院阜外醫(yī)院，哈爾濱醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院，齊齊哈爾市第一醫(yī)院，綏化市第一醫(yī)院，泰來縣人民醫(yī)院，首都醫(yī)科大學(xué)附屬北京友誼醫(yī)院，首都醫(yī)科大學(xué)附屬北京同仁醫(yī)院，北京延慶縣醫(yī)院，北京平谷區(qū)醫(yī)院，北京大興區(qū)人民醫(yī)院，西安交通大學(xué)第一附屬醫(yī)院，渭南市中心醫(yī)院，青海大學(xué)附屬醫(yī)院，西寧市第一人民醫(yī)院，寧夏醫(yī)科大學(xué)總醫(yī)院，吳忠市人民醫(yī)院，酒泉市人民醫(yī)院，金塔縣人民醫(yī)院，新疆醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院，昌吉回族自治州人民醫(yī)院，阜康市人民醫(yī)院，中南大學(xué)湘雅二醫(yī)院，湘潭市中心醫(yī)院，湘鄉(xiāng)市人民醫(yī)院，武漢同濟(jì)醫(yī)院，湖北省天門市第一人民醫(yī)院，公安縣人民醫(yī)院，南昌大學(xué)第二附屬醫(yī)院，江西省萍鄉(xiāng)市人民醫(yī)院，上栗縣人民醫(yī)院，廣東省人民醫(yī)院，江門市中心醫(yī)院，鶴山市人民醫(yī)院，廣州中醫(yī)藥大學(xué)第一附屬醫(yī)院，廣西醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院，北海市人民醫(yī)院，合浦縣人民醫(yī)院，貴州省人民醫(yī)院，遵義市第一人民醫(yī)院，盤縣人民醫(yī)院，遵義市紅花崗區(qū)人民醫(yī)院，吉林大學(xué)第一醫(yī)院，通化市中心醫(yī)院，輝南縣人民醫(yī)院，中國人民解放軍沈陽軍區(qū)總醫(yī)院，岫巖滿族自治縣中心人民醫(yī)院，撫順市中心醫(yī)院，天津醫(yī)科大學(xué)總醫(yī)院，天津市寶坻區(qū)人民醫(yī)院，南京大學(xué)醫(yī)學(xué)院附屬鼓樓醫(yī)院，江蘇省蘇北人民醫(yī)院，姜堰市人民醫(yī)院，徐州市中心醫(yī)院，福建醫(yī)科大學(xué)附屬協(xié)和醫(yī)院，廈門市心臟中心，福建省龍巖市第一醫(yī)院，福建省福清市醫(yī)院，山西省心血管病醫(yī)院，山西省長治市人民醫(yī)院，屯留縣人民醫(yī)院，山東省立醫(yī)院，泰安市中心醫(yī)院，新泰市人民醫(yī)院，河南省人民醫(yī)院，新鄉(xiāng)市中心醫(yī)院，長垣縣人民醫(yī)院，延津縣人民醫(yī)院，林州市人民醫(yī)院，河南省平頂山市第二人民醫(yī)院，河南省葉縣人民醫(yī)院，濮陽市安陽地區(qū)醫(yī)院，河北醫(yī)科大學(xué)第二醫(yī)院，秦皇島市第一醫(yī)院，浙江大學(xué)醫(yī)學(xué)院附屬第二醫(yī)院，浙江省臺州醫(yī)院，臺州市立醫(yī)院，上海交通大學(xué)醫(yī)學(xué)院附屬瑞金醫(yī)院，華北石油管理局總醫(yī)院，秦皇島市第二醫(yī)院，河北省滄州市人民醫(yī)院，衡水市哈勵(lì)遜國際和平醫(yī)院，西華縣人民醫(yī)院，濮陽市人民醫(yī)院，安徽省立醫(yī)院，阜陽市人民醫(yī)院，太和縣人民醫(yī)院，內(nèi)蒙古醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院，內(nèi)蒙古赤峰市醫(yī)院，敖漢旗醫(yī)院，雅安市人民醫(yī)院，自貢市第一人民醫(yī)院，眉山市丹棱縣人民醫(yī)院，昆明醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院，楚雄彝族自治州人民醫(yī)院，姚安縣人民醫(yī)院，云南圣約翰醫(yī)院，海南省人民醫(yī)院，文昌市人民醫(yī)院，三亞市人民醫(yī)院，烏魯木齊市友誼醫(yī)院，西藏自治區(qū)人民醫(yī)院，重慶醫(yī)科大學(xué)附屬第二醫(yī)院，上海市第十人民醫(yī)院，上海市奉賢區(qū)中心醫(yī)院，青海省心腦血管病?？漆t(yī)院，海南藏族自治州人民醫(yī)院，青海省海東市化隆縣人民醫(yī)院

[1] 陳偉偉, 高潤霖, 劉力生, 等. 《中國心血管病報(bào)告2016》概要[J].中國循環(huán)雜志. 2017, 32(6): 521-541. DOI: 10. 3969/j. issn. 1000-3614. 2017. 06. 001.

[2] Roffi M, Patrono C, Collet JP, et al. 2015 ESC Guidelines for the management of acute coronary syndromes in patients presenting without persistent ST-segment elevation: Task force for the management of acute coronary syndromes in patients presenting without persistent ST-segment elevation of the European Society of Cardiology (ESC)[J]. Eur Heart J, 2016, 37(3): 267-315. DOI: 10. 1093/eurheartj/ehv320.

[3] Amsterdam EA, Wenger NK, Brindis RG, et al. 2014 AHA/ACC guideline for the management of patients with non-ST-elevation acute coronary syndromes: a report of the American College of Cardiology/American Heart Association task force on practice guidelines[J]. J Am Coll Cardiol, 2014, 64(24): e139-228. DOI: 10. 1016/j. jacc. 2014. 09.017.

[4] Levine GN, Bates ER, Bittl JA, et al. 2016 ACC/AHA guideline focused update on duration of dual antiplatelet therapy in patients with coronary artery disease: a report of the American College of Cardiology/American Heart Association task force on clinical practice guidelines:an update of the 2011 ACCF/AHA/SCAI guideline for percutaneous coronary intervention, 2011 ACCF/AHA guideline for coronary artery bypass graft surgery, 2012 ACC/AHA/ACP/AATS/PCNA/SCAI/STS guideline for the diagnosis and management of patients with stable ischemic heart disease, 2013 ACCF/AHA guideline for the management of ST-elevation myocardial infarction, 2014 AHA/ACC guideline for the management of patients with non-ST-elevation acute coronary syndromes, and 2014 ACC/AHA guideline on perioperative cardiovascular evaluation and management of patients undergoing noncardiac surgery[J]. Circulation, 2016, 134(10): e123-155. DOI: 10.1161/CIR. 0000000000000404.

[5] Levine GN, Bates ER, Blankenship JC, et al. 2015 ACC/AHA/SCAI focused update on primary percutaneous coronary intervention for patients with ST-elevation myocardial infarction: an update of the 2011 ACCF/AHA/SCAI guideline for percutaneous coronary intervention and the 2013 ACCF/AHA guideline for the management of ST-elevation myocardial infarction[J]. J Am Coll Cardiol, 2016,67(10): 1235-1250. DOI: 10. 1016/j. jacc. 2015. 10. 005.

[6] Eikelboom JW, Mehta SR, Anand SS, et al. Adverse impact of bleeding on prognosis in patients with acute coronary syndromes[J]. Circulation,2006, 114(8): 774-782. DOI: 10. 1161/CIRCULATIONAHA. 106.612812.

[7] 劉健, 郭靜萱. 抗血小板治療的爭議與共識[J]. 中國循環(huán)雜志,2013, 28(7): 483-485. DOI: 10. 3969/j. issn. 1000-3614. 2013. 07.002.

[8] Baber U, Mehran R, Giustino G , et al. Coronary thrombosis and major bleeding after PCI with drug-eluting stents: risk scores from PARIS[J].J Am Coll Cardiol, 2016, 67(19): 2224-2234. DOI: 10. 1016/j. jacc.2016. 02. 064.

[9] Xu H, Li W, Yang J , et al. The China Acute Myocardial Infarction(CAMI) registry: a national long-term registry-research-education integrated platform for exploring acute myocardial infarction in China[J]. Am Heart J, 2016, 175: 193-201. e3. DOI: 10. 1016/j. ahj.2015. 04. 014.

[10] Thygesen K, Alpert JS, Jaffe AS, et al. Third universal definition of myocardial infarction [J]. Eur Heart J, 2012, 33(20): 2551-2567. DOI:10. 1093/eurheartj/ehs184.

[11] Mehran R, Rao SV, Bhatt DL, et al. Standardized bleeding definitions for cardiovascular clinical trials: a consensus report from the Bleeding Academic Research Consortium [J]. Circulation , 2011, 123(23): 2736-2347. DOI: 10. 1161/CIRCULATIONAHA. 110. 009449.

[12] Vranckx P, White HD, Huang Z, et al. Validation of BARC bleeding criteria in patients with acute coronary syndromes: the TRACER trial[J]. J Am Coll Cardiol, 2016, 67(18): 2135-2144. DOI: 10. 1016/j.jacc. 2016. 02. 056.

[13] Subherwal S, Bach RG, Chen AY, et al. Baseline risk of major bleeding in non-ST-segment-elevation myocardial infarction: the CRUSADE(Can Rapid risk stratification of Unstable angina patients Suppress ADverse outcomes with Early implementation of the ACC/AHA Guidelines) Bleeding Score[J]. Circulation, 2009, 119(14): 1873-1882.DOI: 10. 1161/CIRCULATIONAHA. 108. 828541.

[14] Ariza-Sole A, Sanchez-Elvira G, Sanchez-Salado JC, et al. CRUSADE bleeding risk score validation for ST-segment-elevation myocardial infarction undergoing primary percutaneous coronary intervention[J].Thromb Res, 2013, 132(6): 652-658. DOI: 10. 1016/j. thromres. 2013.09. 019.

[15] Ratib K, Mamas MA, Anderson SG, et al. Access site practice and procedural outcomes in relation to clinical presentation in 439, 947 patients undergoing percutaneous coronary intervention in the United kingdom[J]. JACC Cardiovasc Interv, 2015, 8 (1 Pt A): 20-29. DOI:10. 1016/j. jcin. 2014. 06. 026.

[16] Steinhubl SR, Berger PB, Mann JT, et al. Early and sustained dual oral antiplatelet therapy following percutaneous coronary intervention: a randomized controlled trial[J]. JAMA, 2002, 288(19): 2411-2420.

[17] Dewilde WJ, Oirbans T, Verheugt FW, et al. Use of clopidogrel with or without aspirin in patients taking oral anticoagulant therapy and undergoing percutaneous coronary intervention: an open-label,randomised, controlled trial[J]. Lancet, 2013, 381(9872): 1107-1115.DOI: 10. 1016/S0140-6736(12)62177-1.

[18] Tang EW, Wong CK, Herbison P. Global Registry of Acute Coronary Events (GRACE) hospital discharge risk score accurately predicts long-term mortality post acute coronary syndrome[J]. Am Heart J,2007, 153(1): 29-35. DOI: 10. 1016/j. ahj. 2006. 10. 004.

[19] Mehran R, Pocock SJ, Nikolsky E, et al. A risk score to predict bleeding in patients with acute coronary syndromes[J]. J Am Coll Cardiol, 2010, 55(23): 2556-2566. DOI: 10. 1016/j. jacc. 2009. 09.076.

[20] Valgimigli M, Patialiakas A, Thury A, et al. Zotarolimus-eluting versus bare-metal stents in uncertain drug-eluting stent candidates[J]. J Am Coll Cardiol, 2015, 65(8): 805-815. DOI: 10. 1016/j. jacc. 2014. 11.053.

[21] Agewall S, Cattaneo M, Collet JP, et al. Expert position paper on the use of proton pump inhibitors in patients with cardiovascular disease and antithrombotic therapy[J]. Eur Heart J, 2013, 34(23): 1708-1713.DOI: 10. 1093/eurheartj/eht042.