應(yīng)用基因多態(tài)性探討吉林地區(qū)人群華法林穩(wěn)定劑量

吳超君 郝亞光 徐麗君

華法林（warfarin）在臨床上被廣泛應(yīng)用于抗凝治療。薈萃分析顯示，華法林能使非瓣膜病房顫卒中的相對(duì)危險(xiǎn)度降低64%，全因死亡風(fēng)險(xiǎn)降低26%[1-3]。其有效治療劑量范圍狹窄，且不良反應(yīng)嚴(yán)重，比如血栓和出血等并發(fā)癥；而且其個(gè)體差異大，不同個(gè)體間達(dá)到相同抗凝效果的劑量差異可達(dá)20倍[4-5]本文通過(guò)對(duì)吉林地區(qū)華法林使用人群研究探討吉林地區(qū)人群華法林日穩(wěn)定劑量公式，期待為指導(dǎo)臨床用藥提供參考。

1 資料與方法

1.1 研究對(duì)象

選擇2016年6月—2018年7月于吉林省人民醫(yī)院住院并長(zhǎng)期（＞1年）服用華法林抗凝吉林地區(qū)漢族190例患者作為研究對(duì)象。以3∶1比例，按入組順序依次分為建模組和驗(yàn)證組。兩組患者的一般臨床資料，見(jiàn)表1。兩組患者一般資料數(shù)據(jù)比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05），具有可比性。

1.1.1 納入標(biāo)準(zhǔn) （1）年齡18～70歲，漢族；（2）國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)化比值（international normalized ratio，INR）已達(dá)到2.0～3.0且已服用華法林1年以上；（3）3個(gè)月后隨訪INR值仍穩(wěn)定在2.0～3.0；（4）在吉林省各社區(qū)累計(jì)居住6個(gè)月以上；（5）知情同意。

1.1.2 排除標(biāo)準(zhǔn) （1）重癥感染；（2）有酗酒和吸毒史；（3）同時(shí)服用其他抗凝藥物；（4）不能按時(shí)隨訪者；（5）嚴(yán)重肝、腎功能代謝障礙；（6）孕婦或近期有生育要求者；（7）特殊飲食習(xí)慣患者。

1.2 信息收集

篩選INR值達(dá)標(biāo)并且服用華法林已1年的患者，通過(guò)醫(yī)院信息系統(tǒng)、門診隨訪和電話隨訪收集相關(guān)信息。

1.3 基因型檢測(cè)

具體檢測(cè)操作由專業(yè)檢驗(yàn)科醫(yī)師操作。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

應(yīng)用EpiData 3.1軟件建立數(shù)據(jù)庫(kù)，采用雙人雙盲錄入方式，進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入。數(shù)據(jù)分析采用SPSS 22.0統(tǒng)計(jì)軟件。對(duì)計(jì)量資料采用（均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差）進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述，計(jì)數(shù)資料采用率和構(gòu)成比（%）進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述。計(jì)量變量采用t檢驗(yàn)，計(jì)數(shù)變量采用χ2檢驗(yàn)用于檢查基因型頻率是否符合Hardy-Weinberg遺傳平衡定律。以治療窗為INR2.0-3.0時(shí)建模組的實(shí)際用藥量為因變量，采用多元線性回歸建立華法林穩(wěn)定劑量的預(yù)測(cè)模型，并用該模型對(duì)驗(yàn)證組進(jìn)行華法林劑量的預(yù)測(cè)。采用配對(duì)樣本t檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證組華法林實(shí)際劑量與預(yù)測(cè)劑量的比較。計(jì)算組內(nèi)相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)預(yù)測(cè)劑量和實(shí)際劑量的一致性。以P＜0.05為有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異的界值。

2 結(jié)果

2.1 CY92C9*3和VKORC1-1639s基因頻率和等位基因頻率分布

基因型頻率符合Hardy-Weinberg平衡[6]（P＞0.05），表明研究人群具有代表性，見(jiàn)表2。

2.2 日穩(wěn)定劑量預(yù)測(cè)模型的建立

將劑量開(kāi)方轉(zhuǎn)化后再進(jìn)行后續(xù)的統(tǒng)計(jì)分析。在建模組的143例患者中，把可能影響到劑量差異的因素進(jìn)行多元線性回歸，得出吉林地區(qū)人群劑量預(yù)測(cè)模型。日穩(wěn)定劑量：D（mg/day）=[1.369-0.003×（Age，in year）+0.241（BSA，m2）-0.254×CYP2C9*3（*1*1=0，*1/*3=1）+0.066*VKORC1-1639A＞G（AA=0，AG=1）]2。該方程可以解釋69.5%的個(gè)體差異。方程系數(shù)見(jiàn)表3。

2.3 預(yù)測(cè)劑量與實(shí)際劑量對(duì)比

采用配對(duì)樣本t檢驗(yàn)的方法比較患者的實(shí)際劑量與本研究建立的模型、IWPC模型[8-10]預(yù)測(cè)的劑量，結(jié)果顯示，華法林的實(shí)際劑量為（2.72±0.29）mg，建立的模型預(yù)測(cè)劑量為（2.73±0.38）mg，與實(shí)際劑量比較，差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05），IWPC模型預(yù)測(cè)劑量為（2.57±0.47）mg，實(shí)際劑量與IWPC模型比較，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。

3 討論

3.1 建立吉林地區(qū)華法林的基因模型的必要性

有研究[7]發(fā)現(xiàn)攜帶VKORC1（-1639GG+GA）的患者華法林日平均劑量[（3.32±1.02）mg/d]高于-1639AA[（1.76±0.57）mg/d]。對(duì)不同個(gè)體VKORC1基因的多態(tài)性對(duì)華法林的日穩(wěn)定劑量的影響可達(dá)27%[8]。有研究[9]對(duì)CYP2C9基因與劑量關(guān)系進(jìn)行了meta分析，CYP2C9*3突變能降低37%劑量。CYP2C9基因多態(tài)性可解釋約12%的華法林劑量差異。國(guó)際上已用IWPC公式對(duì)患者進(jìn)行初始劑量的預(yù)測(cè)。國(guó)內(nèi)不同民族間CYP2C9、VKORC1存在明顯的基因多態(tài)性，當(dāng)前國(guó)內(nèi)建立的模型并不能完全滿足臨床需要[10]。

3.2 本研究建立模型的可行性

計(jì)入模型計(jì)算的基因位點(diǎn)為CYP2C9*3和VKORC1-1639位點(diǎn)。所納入的190例患者中，CYP2C9*3位點(diǎn)的*1和*3等位基因頻率分別為96.32%、3.68%；VKORC1-1693位A和G等位基因頻率分別為91.05%、8.95%。說(shuō)明吉林地區(qū)的漢族患者群體中，突變率不高，其中190例患者中CYP2C9*3*3患者數(shù)量為0，VKORC1-1693位GG型患者數(shù)量為0，明顯低于維吾爾族人群和高加索人群[11-12]。本研究能解釋大概69.5%華法林日穩(wěn)定劑量的個(gè)體差異，可能會(huì)優(yōu)于其他相關(guān)研究，但不排除變量收集少，樣本量少，人群?jiǎn)我坏膯?wèn)題。

表1 兩組患者一般資料比較

表2 總體患者基因頻率分布

表3 多元線性回歸結(jié)果

驗(yàn)證組47例患者的預(yù)測(cè)的劑量與患者服用的實(shí)際劑量比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）。研究對(duì)象多為心臟疾病，深靜脈血栓患者，沒(méi)有納入其他病理狀態(tài)的患者。因沒(méi)有發(fā)現(xiàn)突變型，所以沒(méi)有納入CYP2C9*1/*2以及VKORC1-1639 GG的患者，影響模型使用。藥品體積小，臨床為方便服用，采用半片，一片等劑量調(diào)整，影響了數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。合并用藥主要選擇可能影響劑量的藥物，但患者服用的一些中成藥，比如含有丹參的沒(méi)有計(jì)入統(tǒng)計(jì)。綜上所述，該研究所得公式可以用于臨床用藥，但需逐步改進(jìn)。

綜上所述，本研究發(fā)現(xiàn)華法林的日穩(wěn)定劑量與年齡，體表面積，遺傳因素（基因多態(tài)性）密切相關(guān)。