支架輔助栓塞術(shù)后氯吡格雷治療時血小板高反應(yīng)性的風(fēng)險因素分析*

丁蘭萍，劉 濤，李一辰，袁紅宇，王 嶸**

1 南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院/江蘇省人民醫(yī)院 藥學(xué)部，南京 210029;南京鼓樓醫(yī)院 2 神經(jīng)外科；3 藥學(xué)部,南京 210008

支架輔助栓塞術(shù)（stent-assisted coiling，SAC）是目前顱內(nèi)動脈瘤（intracranial aneurysms，IAs）的有效治療方式之一，可降低患者致死率和致殘率[1-3]。研究表明，SAC 相關(guān)的缺血事件發(fā)生率為7%～20%，支架內(nèi)血栓發(fā)生率達(dá)4.6%[4]，雙聯(lián)抗血小板可顯著降低腦血管缺血性事件的發(fā)生[5]，然而即使接受規(guī)范的抗血小板治療方案，仍有部分患者發(fā)生腦血管缺血性事件。氯吡格雷治療時血小板高反應(yīng)性（high on-treatment platelet reaction，HTPR）是發(fā)生腦血管缺血性事件的主要原因之一[6]。研究發(fā)現(xiàn)，IAs 患者SAC 術(shù)后服用常規(guī)劑量氯吡格雷時有7%～44%發(fā)生HTPR[7]。目前PCI 術(shù)后患者HTPR 影響因素的研究較多，而中國人群IAs 患者SAC 術(shù)后氯吡格雷治療時HTPR 影響因素的研究較少，且研究結(jié)果尚不一致。本研究通過血栓彈力圖（thrombelastogram，TEG）檢測IAs 患者SAC 術(shù)后使用氯吡格雷時血小板反應(yīng)性，分析影響IAs 患者SAC 術(shù)后氯吡格雷治療時HTPR 的風(fēng)險因素，并建立HTPR 風(fēng)險預(yù)測模型，為臨床篩選IAs 患者SAC 術(shù)后氯吡格雷治療時HTPR 高風(fēng)險人群提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 研究對象

回顧性收集2018 年1 月～12 月在本院神經(jīng)外科接受SAC 治療后使用氯吡格雷和阿司匹林的IAs患者160 例。

排除標(biāo)準(zhǔn)：血小板計數(shù)＞450×109/L-1或＜100×109/L-1；術(shù)前2 周內(nèi)使用過除氯吡格雷和阿司匹林外其他影響血小板聚集的藥物和抗凝藥物；存在阿司匹林或氯吡格雷的藥物禁忌癥；伴有嚴(yán)重肝、腎功能不全或惡性腫瘤者。

1.2 方法

1.2.1 給藥方法所有患者術(shù)前連續(xù)5 天給予阿司匹林100 mg·d-1和氯吡格雷75 mg·d-1，或急診手術(shù)前給予氯吡格雷225 mg 和阿司匹林300mg 的負(fù)荷劑量，術(shù)后常規(guī)給予阿司匹林100 mg·d-1和氯吡格雷75mg·d-1的維持劑量，出院后阿司匹林100mg·d-1長期使用和氯吡格雷75 mg·d-1服用6 個月。

1.2.2 CYP2C19 基因檢測方法患者入院第二天晨起抽取靜脈血5 mL，置于普通采血管中混勻。采用血液基因組DNA 試劑盒提取基因組DNA，以PCR 擴(kuò)增含有目標(biāo)點基因片段，獲取CYP2C19*2、*3 基因型數(shù)據(jù)。

1.2.3 血小板功能檢測方法患者SAC 術(shù)后第5天晨起空腹抽取靜脈血5 mL，置于枸櫞酸鈉和肝素鉀的采血管內(nèi)，以2 μmol·L-1的二磷酸腺苷（ADP）為血小板聚集誘導(dǎo)劑，2 h 內(nèi)應(yīng)用TEG 凝血分析儀測定。TEG 參數(shù)中的MA 值即描述圖上的最大幅度，代表纖維蛋白血栓形成的絕對強(qiáng)度。MAThrombin顯示全部血小板和纖維蛋白原，MAFibrin顯示纖維蛋白原，MAADP顯示未被ADP 制劑氯吡格雷抑制的血小板和纖維蛋白原。通過公式計算血小板抑制率：氯吡格雷抑制率=（MAThrombin-MAADP）/（MAThrombin-MAFibrin）×100%，氯吡格雷抑制率＜50%時為氯吡格雷治療時發(fā)生HTPR[8，9]。

1.2.4 分析資料臨床資料：性別、年齡、體重、吸煙、飲酒，是否有高血壓、糖尿病、高脂血癥、卒中等既往病史，動脈瘤數(shù)目，入院時GCS 評分、Hess-Hunt 分級，改良Fisher 分級等；實驗室指標(biāo)：CYP2C19 基因型；MAADP值、ADP%等TEG 的各項指標(biāo)；血小板計數(shù)、C 反應(yīng)蛋白、低密度脂蛋白膽固醇、高密度脂蛋白膽固醇、肌酐等；手術(shù)資料：顱內(nèi)支架的種類、數(shù)量、長度、直徑等。

1.3 統(tǒng)計學(xué)方法

應(yīng)用SPSS25.0 軟件進(jìn)行統(tǒng)計學(xué)分析。計量資料以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（）表示，計數(shù)資料以頻率和百分比（%）表示。使用χ2檢驗基因型是否符合Hardy-Weinberg 平衡。使用單因素和多因素條件Logistic回歸分析HTPR 的危險因素，建立Logistic 回歸模型，并采用ROC 曲線評價該模型的風(fēng)險預(yù)測能力。P＜0.05 為差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 患者一般資料

符合標(biāo)準(zhǔn)的患者160 例，男性為58 例，女性為102 例，平均年齡為（57.28±10.63）歲。

2.2 血栓彈力圖與基因型分布

患者的基因檢測符合Hardy-Weinberg 平衡。86例（占53.75%）患者為CYP2C19*2 攜帶（10.00%為突變純合子，43.75%為突變雜合子），平均ADP%為（51.97±18.17）%；19 例（占11.88%）為CYP2C19*3攜帶（0.63%為突變純合子，11.25%為突變雜合子），平均ADP%為（48.83±20.86）%；61 例（占38.13%）為CYP2C19*1/*1 基因型，平均ADP%為（67.91±14.39）%。

2.3 HTPR 的單因素分析

在160 例中，發(fā)生46 例HTPR（占28.75%）。HTPR 的單因素分析結(jié)果見表1。

表1 HTPR 的單因素回歸分析[，n（%）]

表1 HTPR 的單因素回歸分析[，n（%）]

糖尿病、GCS 評分、Hunt-Hess 評分、白細(xì)胞計數(shù)、血小板計數(shù)、CYP2C19*2 攜帶、CYP2C19*3 攜帶的差異具有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。其他臨床資料、實驗室資料、支架治療，均差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）。

2.4 HTPR 的多因素Logistic 回歸分析及回歸模型的建立

在單因素分析結(jié)果中，有統(tǒng)計學(xué)意義的因素：糖尿病、GCS 評分、Hunt-Hess 評分、白細(xì)胞計數(shù)、血小板計數(shù)、CYP2C19*2 攜帶、CYP2C19*3 攜帶作為自變量，HTPR 為因變量，進(jìn)行多因素Logistic 回歸分析。結(jié)果顯示：糖尿?。∣R=6.805，95%CI=2.599～11.630），CYP2C19*2 攜帶（OR=4.567，95% CI=1.795～11.618），血小板計數(shù)（OR=3.334，95%CI=1.076～10.330）為HTPR 的獨立風(fēng)險因素。GCS 評分、Hunt-Hess 評分、CYP2C19*3 攜帶差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05），見表2。

表2 HTPR 的多因素分析

將糖尿病、CYP2C19*2 攜帶、血小板計數(shù)這3個變量納入Logistic 回歸模型，得到回歸方程：Logit（P）=-4.283+1.918 糖尿病+1.519 CYP2C19*2 攜帶+1.204 血小板計數(shù)。

2.5 Logistic 回歸模型擬合情況檢驗及繪制ROC曲線

對上述Logistic 回歸模型進(jìn)行似然比檢驗，χ2=47.93，P=0.000，差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。對該回歸模型繪制ROC 曲線，見圖1。

圖1 基于危險因素構(gòu)建的Logistic 回歸模型對IAs 患者SAC 術(shù)后服用氯吡格雷時HTPR 風(fēng)險預(yù)測能力的ROC 曲線

AUC 為0.805（95%CI：0.728～0.882），敏感性為67.40%，特異性為78.90%，陽性預(yù)測值為56.36%，陰性預(yù)測值為85.71%。

3 討論

包括阿司匹林和氯吡格雷在內(nèi)的抗血小板藥物能夠有效預(yù)防IAs 患者SAC 術(shù)后腦血管缺血性事件的發(fā)生[5]；但給予過量阿司匹林與氯吡格雷治療時可能誘發(fā)顱內(nèi)再出血。氯吡格雷對血小板聚集的抑制作用的個體差異性與血栓、出血等不良反應(yīng)事件相關(guān)[7]，可通過血小板功能檢測了解氯吡格雷治療時的血小板反應(yīng)性，個體化調(diào)整抗血小板治療策略，提高治療效果與安全性。TEG 能完整的描述凝血因子、纖維蛋白原、血小板功能聚集及纖維蛋白溶解等凝血全貌，反映不同抗血小板藥物治療效果，且臨床應(yīng)用方便[10]。本研究采用TEG 監(jiān)測本院160 例IAs 患者SAC 術(shù)后服用氯吡格雷治療時血小板反應(yīng)性，有46 例（占28.75%）發(fā)生HTPR，與多數(shù)臨床報道一致[11-13]。

目前關(guān)于HTPR 的影響因素的研究主要包括遺傳因素、細(xì)胞因素和臨床因素。

遺傳因素方面，氯吡格雷為前體藥物，僅10%～15%經(jīng)CYP450 酶代謝為活性產(chǎn)物，不可逆的抑制二磷酸腺苷受體，從而抑制糖蛋白GPⅡb/Ⅲa 受體與纖維蛋白原的結(jié)合，以抑制血小板聚集。故基因多態(tài)性可影響氯吡格雷吸收、代謝和發(fā)揮生物活性的整個過程。研究發(fā)現(xiàn)，氯吡格雷的反應(yīng)性與CYP2C19、CYP2C9、ABCB1、CYP3A4、PON1 和P2Y12受體的基因多態(tài)性相關(guān)[14]。其中CYP2C19 基因編碼的酶蛋白是氯吡格雷代謝過程的關(guān)鍵酶，對HTPR的影響較大。Liu T 等[15]發(fā)現(xiàn)，冠心病PCI 術(shù)后，在攜帶CYP2C19*2、CYP2C19*3 基因的慢代謝型患者中，有36.84%發(fā)生氯吡格雷治療后HTPR，高于正常代謝型患者（P＜0.05）。在Ge HJ 等[5]的研究中，攜帶CYP2C19*2 和CYP2C19*3 的中間代謝型與SAC 術(shù)后氯吡格雷治療時發(fā)生HTPR 顯著性相關(guān)（OR=0.316，95%CI 0.145～0.687）。本研究同樣發(fā)現(xiàn)CYP2C19*2 攜帶（OR=4.567，95%CI=1.795～11.618）為影響氯吡格雷治療時發(fā)生HTPR 的獨立風(fēng)險因素。

細(xì)胞因素同樣可能影響氯吡格雷治療時的血小板反應(yīng)性。在本研究中，初始血小板計數(shù)高的IAs 患者，術(shù)后服用氯吡格雷時HTPR 的風(fēng)險增加了2.334倍（OR=3.334，95%CI=1.076～10.330）。研究發(fā)現(xiàn)，血小板升高，P 選擇素分泌可能增多，刺激血小板表面脫顆粒，從而激活GPⅡb/Ⅲa 受體，增強(qiáng)血小板聚集，導(dǎo)致氯吡格雷治療時發(fā)生HTPR[16]。

臨床因素可能影響患者的血小板活性，從而影響氯吡格雷治療時的血小板反應(yīng)性，如糖尿病、腎功能不全、肥胖等。其中糖尿病患者氯吡格雷治療時發(fā)生HTPR 的風(fēng)險高于非糖尿病患者，主要原因可能與血管內(nèi)皮細(xì)胞COX-2 表達(dá)上調(diào)，體內(nèi)應(yīng)激反應(yīng)增加，血小板表面膜蛋白的糖基化、P2Y12 信號上調(diào)有關(guān)。Golbidi S 等[17]研究發(fā)現(xiàn)，糖尿病患者發(fā)生HTPR 的風(fēng)險明顯高于非糖尿病患者（44%vs 17%，P＜0.05），發(fā)生HTPR 的風(fēng)險比非糖尿病患者高了2.6 倍，本研究結(jié)果與之一致，糖尿?。∣R=6.805，95%CI=2.599～11.630）為氯吡格雷治療時發(fā)生HTPR 的獨立風(fēng)險因素。

基于獨立風(fēng)險因素，構(gòu)建Logistic 回歸模型，得到方程：Logit（P）=-4.283+1.918 糖尿病+1.519 CYP2C19*2 攜帶+1.204 血小板計數(shù)，并對該模型繪制ROC 曲線，由分析可知，AUC 為0.805（95%CI：0.728～0.882），敏感性為67.40%，特異性為78.90%，陽性預(yù)測值為56.36%，陰性預(yù)測值為85.71%。該模型具有較好預(yù)測效果，且排除HTPR 的效力較高。

目前關(guān)于HTPR 的影響因素的研究主要集中在心臟科的急性冠脈綜合征和神經(jīng)內(nèi)科腦血管缺血性卒中，而IAs 患者SAC 術(shù)后氯吡格雷治療時發(fā)生HTPR 影響因素的研究較少。

本研究從遺傳因素、細(xì)胞因素、臨床因素及支架因素4 個方面分析SAC 術(shù)后氯吡格雷治療時發(fā)生HTPR 的風(fēng)險因素，構(gòu)建氯吡格雷治療時HTPR的預(yù)測模型，有助于簡便地篩選可能存在HTPR 風(fēng)險的患者，幫助評價氯吡格雷的療效，指導(dǎo)個體化抗血小板治療。同時，本研究尚存在一定的局限性：①僅為單中心回顧性研究，樣本量較??；②納入的因素不全面；③未討論患者SAC 術(shù)后的臨床轉(zhuǎn)歸與HTPR 之間的關(guān)系。