李劍欽，楊星辰，史蔚青

(上海中醫(yī)藥大學(xué)附屬龍華醫(yī)院藥劑科，上海 200032)

氯吡格雷是一種噻吩并吡啶類抗血小板藥物，已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于急性冠脈綜合征(acute coronary syndrome，ACS)和經(jīng)皮冠狀動(dòng)脈介入術(shù)(percutaneous coronary intervention，PCI)后，可以顯著減少心肌梗死、中風(fēng)、心血管死亡等事件的發(fā)生[1-3]。然而部分患者在接受治療過程中并沒有達(dá)到預(yù)期效果，即產(chǎn)生了氯吡格雷抵抗(clopidogrel resistance,CR)[4]。研究認(rèn)為多種因素導(dǎo)致了CR現(xiàn)象的發(fā)生，但主要是遺傳因素，涉及與藥物在腸道內(nèi)吸收、肝臟內(nèi)活性前體轉(zhuǎn)化、靶向細(xì)胞表面受體結(jié)合相關(guān)的多個(gè)基因[5]。P-糖蛋白在小腸上皮細(xì)胞中表達(dá)，能影響氯吡格雷在小腸和膽小管中的吸收，從而影響血漿中藥物濃度。該蛋白由ABCB1基因編碼。ABCB1轉(zhuǎn)運(yùn)蛋白家族是一類跨膜蛋白，主要功能是利用ATP水解產(chǎn)生的能量將與其結(jié)合的底物等主動(dòng)轉(zhuǎn)移出質(zhì)膜。ABCB1基因在人類多藥耐藥基因家族中起主導(dǎo)作用，其表達(dá)受各種因素的影響，屬于可調(diào)控基因。有研究發(fā)現(xiàn)[6]，TT基因攜帶者較CC基因攜帶者有更高的心血管事件發(fā)生率。PLATO臨床試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)[7]，CC等位基因型患者心血管事件發(fā)生率最高。本研究旨在通過薈萃(meta)分析，探討ABCB1基因多態(tài)性與CR的相關(guān)關(guān)系，為闡明CR的發(fā)生機(jī)制提供依據(jù)。

1 資料和方法

1.1 文獻(xiàn)檢索 用計(jì)算機(jī)檢索萬方數(shù)據(jù)庫、中國(guó)生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫、中國(guó)期刊全文數(shù)據(jù)庫、中文科技期刊全文數(shù)據(jù)庫以及英文數(shù)據(jù)庫Science Citation Index(SCI)、PubMed、EMBase等，檢索時(shí)間為建庫至2019年10月，檢索詞為“氯吡格雷抵抗、ABCB1、基因多態(tài)性、clopidogrel resistance、gene polymorphism”。

1.2 文獻(xiàn)納入和排除標(biāo)準(zhǔn) 納入標(biāo)準(zhǔn)：(1)研究納入的均為心血管疾病(急性冠脈綜合征、心絞痛、冠心病、心肌梗死、心房顫動(dòng)、擬接受或已接受冠脈介入手術(shù))患者；(2)治療方案為服用氯吡格雷；(3)所有患者全部進(jìn)行ABCB1C3435T基因檢測(cè)；(4)基因型頻率分布符合Hardy-Weinberg平衡。排除標(biāo)準(zhǔn)：(1)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)匯總分析或文獻(xiàn)綜述；(2)重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)；(3)試驗(yàn)設(shè)計(jì)不嚴(yán)謹(jǐn)或數(shù)據(jù)不完整的文獻(xiàn)；(4)基因型頻率分布不符合Hardy-Weinberg平衡，即P<0.05；(5)未明確給出CR判定標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)。

1.3 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià) 由兩名評(píng)價(jià)者按照納入與排除標(biāo)準(zhǔn)獨(dú)立篩選文獻(xiàn)、提取資料和評(píng)價(jià)納入研究的方法學(xué)質(zhì)量，如遇到分歧討論解決或由第三者判定。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理 利用Stata 14.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。主要觀測(cè)研究對(duì)象ABCB1C3435T各基因亞組分布情況與CR的關(guān)系。計(jì)數(shù)資料采用比值比(OR)為分析統(tǒng)計(jì)量，各效應(yīng)量用95%置信區(qū)間(95% CI)表示。Q檢驗(yàn)用于評(píng)估異質(zhì)性并計(jì)算I2統(tǒng)計(jì)量，當(dāng)P<0.05或I2>50%時(shí)，表明研究結(jié)果存在異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型，否則采用固定效應(yīng)模型。Z檢驗(yàn)用于計(jì)算合并OR的顯著差異，計(jì)算Z檢驗(yàn)的P值以評(píng)估顯著性，P<0.05為差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。對(duì)具有異質(zhì)性的亞組進(jìn)行meta回歸分析，通過多個(gè)協(xié)變量引入回歸模型后，根據(jù)研究間方差的變化，解釋異質(zhì)性的來源。繪制發(fā)表偏倚的漏斗圖，并用Egger’s回歸評(píng)估發(fā)表偏倚，計(jì)算P值，當(dāng)P>0.05時(shí)，認(rèn)為不存在發(fā)表偏倚。

2 結(jié) 果

2.1 文獻(xiàn)檢索結(jié)果 根據(jù)檢索詞在各數(shù)據(jù)庫中進(jìn)行檢索，共檢索到86篇文獻(xiàn)。根據(jù)文獻(xiàn)納入及排除標(biāo)準(zhǔn)，通過閱讀標(biāo)題、摘要和全文，最終共納入10篇文獻(xiàn)[8-17]?？偛±龜?shù)為2642例，納入文獻(xiàn)的基本信息見表1。

表1 納入文獻(xiàn)的基本特征Table 1 Basic characteristics of included literature

2.2 Meta分析結(jié)果

2.2.1ABCB1C3435T基因多態(tài)性 在ABCB1C3435T中，C為野生型基因，T為突變型基因，選取5種主要的基因模型進(jìn)行meta分析，分別為等位基因模型(CvsT)，顯性基因模型(TT+CTvsCC)，隱性基因模型(TTvsCT+CC)，純合基因模型(TTvsCC)，雜合基因模型(CTvsCC)。

2.2.2 各基因亞組模型 對(duì)納入的研究提取計(jì)數(shù)資料進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，顯性基因模型I2=40.70%，P>0.05，雜合基因模型I2=0.0%，P>0.05，文獻(xiàn)數(shù)據(jù)之間無異質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型；其余各亞組I2均>50.00%，P<0.05，文獻(xiàn)數(shù)據(jù)之間存在異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型。Meta分析結(jié)果顯示，CR與ABCB1C3435T基因位點(diǎn)多態(tài)性的相關(guān)性差異存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義：等位基因模型(見圖1)OR=1.39，95% CI(1.07,1.81)，P<0.05；顯性基因模型(見圖2)OR=1.37，95% CI(1.13,1.66)，P=0.001；隱性基因模型(見圖3)OR=1.62，95% CI(1.02,2.57)，P<0.05；純合基因模型(見圖4)OR=1.92，95% CI(1.14,3.22)，P<0.05；雜合基因模型(見圖5)OR=1.33，95% CI(1.06,1.66)，P<0.05。

研究氯吡格雷抵抗TC非氯吡格雷抵抗TC權(quán)重(%)OR值(隨機(jī)效應(yīng)模型,95% CI)OR值(隨機(jī)效應(yīng)模型,95% CI)白 凈[8]17612474955114.541.04[0.81,1.35] 白 凈[9]16113928141914.261.73[1.32,2.27] 胡 畔[10]403051999.292.59[1.45,4.63] 胡 畔[11]6856418310.282.46[1.47,4.11] 梁 欣[12]61957112311.571.11[0.72,1.72] 鄧 卿[13]65855311711.191.69[1.07,2.67] 李 健[14]2331771198.881.15[0.62,2.11] SU Jia[15]511117812011.530.71[0.46,1.09] Latkouskis G[16]765826268.461.31[0.69,2.49] 亞組例數(shù)721729142716571001.39[1.07,1.81]亞組異質(zhì)性檢驗(yàn) Heterogeneity statistic=27.43,df=8,P=0.001;I2=70.8%亞組效應(yīng)檢查 Z=2.45,P<0.05

研究氯吡格雷抵抗TT+CTCC非氯吡格雷抵抗TT+CTCC權(quán)重(%)OR值(固定效應(yīng)模型,95% CI)OR值(固定效應(yīng)模型,95% CI)白 凈[8]1272352912116.681.26[0.78,2.05] 白 凈[9]1153521813216.741.99[1.29,3.08]胡 畔[10]28744313.072.82[1.09,7.27]胡 畔[11]422034286.021.73[0.83,3.59]梁 欣[12]4929574010.361.19[0.64,2.19]鄧 卿[13]542146396.622.18[1.13,4.22]李 健[14]18962364.901.16[0.47,2.85]SU Jia[15]4338613814.130.70[0.39,1.28]Latkouskis G[16]56112062.591.53[0.50,4.67]YI Xingyang[17]115381705218.900.93[0.57,1.50]亞組例數(shù)64723112415231001.37[1.13,1.66]亞組異質(zhì)性檢驗(yàn) Heterogeneity statistic=15.17,df=9,P=0.086;I2=40.7%亞組效應(yīng)檢查 Z=3.24,P=0.001

2.2.3 發(fā)表偏倚和Egger’s 回歸圖ABCB1C3435T各基因亞組發(fā)表偏倚漏斗圖見圖6。由圖6可見，等位基因模型、隱性基因模型、純合基因模型可能存在輕微的發(fā)表偏倚；顯性基因模型、雜合基因模型無明顯發(fā)表偏倚。采用Egger’s檢驗(yàn)進(jìn)行偏倚分析，結(jié)果顯示：等位基因中bias(即Egger’s檢驗(yàn)中的斜率)的t=0.57，P=0.590，95% CI(-3.56,5.80)；顯性基因中bias的t=0.51，P=0.625，95% CI(-2.80,4.39)；隱性基因中bias的t=0.86，P=0.420，95% CI(-2.25,4.81)；純合基因中bias的t=0.38，P=0.714，95% CI(-3.52,4.87)；雜合基因中bias的t=-0.42，P=0.687，95% CI(-3.28,2.28)；95% CI均包含0，提示入選的文獻(xiàn)無明顯發(fā)表偏倚。

研究氯吡格雷抵抗TTCC+CT非氯吡格雷抵抗TTCC+CT權(quán)重(%)OR值(隨機(jī)效應(yīng)模型,95% CI)OR值(隨機(jī)效應(yīng)模型,95% CI)白 凈[8]4910122043015.840.95[0.65,1.38]白 凈[9]461046328715.252.01[1.30,3.13]胡 畔[10]12237689.285.07[1.78,14.41]胡 畔[11]263675510.265.67[2.23,14.45]梁 欣[12]1266148311.201.08[0.47,2.49]鄧 卿[13]11647789.641.92[0.70,5.22]李 健[14]52215838.701.26[0.41,3.84]SU Jia[15]873178210.610.53[0.22,1.30]Latkouskis G[16]20476209.231.42[0.50,4.06]亞組例數(shù)18953635611861001.62[1.02,2.57]亞組異質(zhì)性檢驗(yàn) Heterogeneity statistic=26.38,df=8,P=0.001;I2=69.7%亞組效應(yīng)檢查 Z=2.05,P<0.05

研究氯吡格雷抵抗TTCC非氯吡格雷抵抗TTCC權(quán)重(%)OR值(隨機(jī)效應(yīng)模型,95% CI)OR值(隨機(jī)效應(yīng)模型,95% CI)白 凈[8]492322012115.161.17[0.68,2.02]白 凈[9]46356313215.252.75[1.62,4.69]胡 畔[10]12 7 7318.897.59[2.19,26.28]胡 畔[11]26 20 72810.725.20[1.89,14.32]梁 欣[12]12 29 144011.671.18[0.48,2.93]鄧 卿[13]11 21 73910.102.92[0.99,8.65]李 健[14]5 9 15368.841.33[0.38,4.65]SU Jia[15]8 38 173811.250.47[0.18,1.22]Latkouskis G[16]20 11 668.131.82[0.47,7.01]亞組例數(shù)1891933564711001.92[1.14,3.22]亞組異質(zhì)性檢驗(yàn) Heterogeneity statistic=23.63,df=8,P=0.003;I2=66.2%亞組效應(yīng)檢查 Z=2.47,P<0.05

研究氯吡格雷抵抗CTCC非氯吡格雷抵抗CTCC權(quán)重(%)OR值(固定效應(yīng)模型,95% CI)OR值(固定效應(yīng)模型,95% CI)白 凈[8]782330912119.891.33[0.80,2.21]白 凈[9]693515513220.621.68[1.05,2.68]胡 畔[10]16737314.231.92[0.70,5.25]胡 畔[11]162027288.820.83[0.36,1.93]梁 欣[12]3729434012.441.19[0.62,2.27]鄧 卿[13]432139398.572.05[1.03,4.06]李 健[14]139473616.030.80[0.42,1.50]SU Jia[15]353844383.421.40[0.44,4.52]Latkouskis G[16]36111465.991.11[0.43,2.87]亞組例數(shù)3431937154711001.33[1.06,1.66]亞組異質(zhì)性檢驗(yàn) Heterogeneity statistic=6.99,df=8,P=0.538;I2=0.0%亞組效應(yīng)檢查 Z=2.49,P<0.05

圖6 ABCB1 C3435T基因多態(tài)性與氯吡格雷抵抗相關(guān)性的發(fā)表偏倚漏斗圖Figure 6 Funnel plots of the correlation between ABCB1 C3435T gene polymorphism and clopidogrel resistance A：等位基因模型；B：顯性基因模型；C：隱性基因模型；D：純合基因模型；E：雜合基因模型

2.2.4 Meta回歸分析 在ABCB1C3435T各基因亞組中，等位基因模型、隱性基因模型、純合基因模型存在一定的異質(zhì)性，現(xiàn)以各研究的發(fā)表年份、研究人群所屬國(guó)家、CR判定標(biāo)準(zhǔn)為協(xié)變量進(jìn)行meta回歸分析，結(jié)果顯示：在等位基因模型中，同時(shí)引入3個(gè)協(xié)變量，僅CR判定標(biāo)準(zhǔn)P<0.05，研究間方差由0.108 8降為0.052 9，表明有51.38%的異質(zhì)性來源于CR判定標(biāo)準(zhǔn)；在隱性基因模型中，同時(shí)引入3個(gè)協(xié)變量，各研究的發(fā)表年份P<0.05，CR判定標(biāo)準(zhǔn)P<0.05，研究間方差由0.312 8降為0.113 0，表明有63.87%的異質(zhì)性來源于各研究的發(fā)表年份和CR判定標(biāo)準(zhǔn)；在純合基因模型中，同時(shí)引入3個(gè)協(xié)變量，三者P均<0.05，研究間方差由0.383 3降為0.093 9，表明有75.50%的異質(zhì)性來源于各研究的發(fā)表年份、研究人群所屬國(guó)家和CR判定標(biāo)準(zhǔn)。綜上所述，CR判定標(biāo)準(zhǔn)的差異可能為主要的異質(zhì)性來源。

3 討 論

本研究主要通過觀察ABCB1C3435T基因多態(tài)性在CR與非氯吡格雷抵抗(NCR)研究人群中的分布情況，對(duì)納入的10項(xiàng)研究的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和比較。結(jié)果表明，在等位基因模型、顯性基因模型、隱性基因模型、純合基因模型和雜合基因模型中，ABCB1C3435T基因多態(tài)性均與CR有相關(guān)性(P<0.05)，尤其是在顯性基因模型中(P=0.001)。

本meta分析尚存在一些不足之處：(1)由于目前還沒有一個(gè)專門針對(duì)基因多態(tài)性研究的質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，無法有效地評(píng)估納入研究的質(zhì)量；(2)納入的文獻(xiàn)絕大部分是基于中國(guó)人群的研究，導(dǎo)致證據(jù)不足，這些對(duì)整體證據(jù)級(jí)別可能會(huì)產(chǎn)生一定的負(fù)面影響；(3)對(duì)于CR目前尚無統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)定義，納入的10項(xiàng)研究對(duì)CR的判定標(biāo)準(zhǔn)不盡相同，可能導(dǎo)致部分基因亞組產(chǎn)生異質(zhì)性，或可能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生部分影響。因此，尚需大量長(zhǎng)期、大樣本的臨床研究來獲得更為可靠的結(jié)論，進(jìn)一步證實(shí)CR與ABCB1C3435T基因位點(diǎn)多態(tài)性的相關(guān)性。