李燕羽 袁晨辰 蔡艾媛 周博舉 黃騰

（1.廣州中醫(yī)藥大學(xué)，廣東廣州 510405；2.廣東省中醫(yī)院兒科，廣東廣州 510120）

川崎?。↘awasaki disease, KD）除典型臨床表現(xiàn)外，最常累及心血管系統(tǒng)，冠狀動脈病變（coronary artery lesion, CAL）是其最嚴(yán)重的并發(fā)癥，是發(fā)達(dá)國家/地區(qū)兒童獲得性心臟病的主要原因［1］。盡管及時開始靜脈注射免疫球蛋白（intravenous immunoglobulin, IVIG）治療可顯著降低CAL的發(fā)生率，但中、大型冠狀動脈瘤（coronary artery aneurysm, CAA）的發(fā)生率仍然較高，甚至遺留有心臟病后遺癥［2］。此外，10%～20%的KD患者在初始IVIG 治療后出現(xiàn)持續(xù)或反復(fù)發(fā)熱，定義為IVIG耐藥KD，這些患者發(fā)生CAL 的風(fēng)險更高［3］。此外，由于年齡、檢測技術(shù)等因素的影響，CAL 的發(fā)生率可能遠(yuǎn)不止如此［2］。如何早期預(yù)測CAL 以盡早干預(yù)，降低其發(fā)生率成為臨床醫(yī)生急需解決的問題。

血小板與淋巴細(xì)胞比值 （platelet-tolymphocyte ratio, PLR）是十分重要的系統(tǒng)性炎癥標(biāo)志物和心血管不良事件的預(yù)測指標(biāo)，對于炎癥、心血管不良事件具有一定的預(yù)測價值［4-5］。目前探討PLR 對KD 并發(fā)CAL 預(yù)測價值的研究日益增多，但結(jié)論存在差異，故本研究對相關(guān)診斷性研究進(jìn)行Meta 分析，旨在評價PLR 對中國KD 患兒發(fā)生CAL的預(yù)測價值，以期為臨床實踐提供一定參考。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)檢索策略

本研究方案已在PROSPERO國際系統(tǒng)（https://www.crd.york.ac.uk/PROSPERO/#homepage） 注冊（編號：CRD42022381167）。計算機(jī)檢索PubMed、Embase、Cochrane Library、Web of Science、中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)、中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)檢索數(shù)據(jù)庫、維普數(shù)據(jù)庫等數(shù)據(jù)庫中PLR預(yù)測中國KD患兒發(fā)生CAL 的相關(guān)文獻(xiàn)，語種限中文和英文，檢索時間從建庫至2022 年12月。檢索采用主題詞與自由詞相結(jié)合的方式進(jìn)行，并根據(jù)各數(shù)據(jù)庫特點(diǎn)進(jìn)行調(diào)整 。 英 文 檢 索 詞 ： Kawasaki disease、mucocutaneous lymph node syndrome、 Kawasaki syndrome、coronary、lymphocytes、blood platelets；中文檢索詞：川崎病、皮膚黏膜淋巴結(jié)綜合征、冠狀動脈、冠脈、淋巴細(xì)胞、血小板。

1.2 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）研究類型為病例對照研究或橫斷面研究，并已正式發(fā)表；（2）研究對象為KD中國患兒；（3）使用PLR預(yù)測KD患兒發(fā)生CAL的研究；（4）研究將KD 患兒分為CAL 組（病例組）和非CAL組（對照組）。

排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）重復(fù)文獻(xiàn)；（2）數(shù)據(jù)不全的文獻(xiàn)。

1.3 文獻(xiàn)篩選與資料提取及文獻(xiàn)質(zhì)量評價

由2位研究者獨(dú)立篩選文獻(xiàn)、提取數(shù)據(jù)及質(zhì)量評估。如有分歧，通過討論協(xié)商解決，如果還不能達(dá)成一致，則與第3位研究者協(xié)商解決。提取的數(shù)據(jù)包括文獻(xiàn)的第一作者姓名、發(fā)表年份、研究對象來源地區(qū)、病例組和對照組例數(shù)、標(biāo)本采集時間、PLR值等。

1.4 文獻(xiàn)質(zhì)量評價

文獻(xiàn)質(zhì)量評價采用紐卡斯?fàn)?渥太華量表（Newcastle-Ottawa Scale, NOS）。由2 位研究者分別對每項研究的方法學(xué)質(zhì)量進(jìn)行評估和評分。NOS評分范圍為0～9分，高質(zhì)量文獻(xiàn)定義為得分≥6分。

1.5 統(tǒng)計學(xué)分析

使用Stata 15.1進(jìn)行閾值分析。應(yīng)用I2檢驗評估統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性：I2＞50%且P＜0.01 認(rèn)為存在顯著異質(zhì)性，需進(jìn)行回歸分析以尋找異質(zhì)性來源。通過雙變量混合效應(yīng)模型（實質(zhì)為隨機(jī)效應(yīng)模型）計算合并的靈敏度、 特異度、 診斷比值比（diagnostic odds ratio,DOR），繪制森林圖、擬合受試者操作特征曲線（summary receiver operating characteristic curve, SROC 曲線），并計算曲線下面積（area under the curve, AUC）。繪制Deeks 漏斗圖可視化分析發(fā)表偏倚。逐一剔除納入文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析。P＜0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)篩選流程及結(jié)果

共檢索出293篇文獻(xiàn)，根據(jù)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)剔除283篇，最終納入10篇文獻(xiàn)［6-15］。文獻(xiàn)篩選流程見圖1。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程

2.2 納入研究的基本特征與文獻(xiàn)質(zhì)量評價結(jié)果

納入的10 項研究中，涉及3 664 例KD 患兒，其中1 328 例發(fā)展為CAL。所有研究均來自中國，包括四川、新疆、貴州、江西、遼寧、天津、陜西和重慶等地區(qū)。所有納入的研究均顯示，CAL患兒的PLR明顯高于非CAL患兒。其中，6項研究僅報道了PLR 的診斷性能［6-11］，2 項研究報道了單獨(dú)使用PLR 和PLR 聯(lián)合中性粒細(xì)胞與淋巴細(xì)胞比值（neutrophil-to-lymphocyte ratio, NLR）或平均血小板體積與淋巴細(xì)胞比值（mean platelet volume-tolymphocyte ratio, MPVLR）的診斷性能［12-13］，1項研究報告了PLR 與NLR 結(jié)合的診斷性能［14］，另1 項研究報告了包含PLR 在內(nèi)的新評分系統(tǒng)的診斷性能［15］。所納入的研究質(zhì)量均為中、高等，NOS 得分為5～8分。所納入研究的基本特征和質(zhì)量見表1。

表1 所納入研究的基本特征及質(zhì)量評價

2.3 Meta分析結(jié)果

2.3.1 合并效應(yīng)量值合并靈敏度、特異度、DOR的各研究間均存在顯著異質(zhì)性（I2＞50%，P＜0.01），故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。

Meta 分析結(jié)果顯示，PLR 預(yù)測中國KD 兒童發(fā)生CAL 的靈敏度為0.78（95%CI：0.71～0.83），特異度為0.71（95%CI：0.61～0.80），見圖2。PLR 預(yù)測中國KD 兒童發(fā)生CAL 的DOR為8.69（95%CI：5.02～15.06），見圖3。SROC 曲線分析結(jié)果顯示，PLR 預(yù)測中國KD 兒童發(fā)生CAL 的AUC 為0.82（95%CI：0.78～0.85），見圖4。

圖3 PLR預(yù)測中國KD患兒發(fā)生CAL的DOR的森林圖

圖4 PLR預(yù)測中國KD患兒發(fā)生CAL的SROC曲線

2.3.2 Meta 回歸分析除了閾值效應(yīng)，本研究還進(jìn)行了Meta 回歸分析，以確定潛在的異質(zhì)性因素?；仡櫥€數(shù)據(jù)和產(chǎn)生該方法的原始數(shù)據(jù)，在Meta 回歸中考慮了隨訪時間（＜2 個月或≥2 個月）、Z 值（是否使用Z 值作為診斷標(biāo)準(zhǔn)）、總樣本量（＜200 或≥200）、不完全性川崎?。╥mcomplete Kawasaki disease, IKD）（納入病例含或不含IKD）、樣本類型（單獨(dú)的PLR或PLR結(jié)合其他指標(biāo)）、采樣時間（IVIG前或不詳）6個方面來確定異質(zhì)性的來源。結(jié)果顯示，對于靈敏度，是否使用Z值和總樣本量這2 個指標(biāo)有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），說明是否使用Z值作為診斷標(biāo)準(zhǔn)的研究和不同總樣本量的研究（＜200 或≥200）靈敏度結(jié)果存在顯著異質(zhì)性。對于特異度，僅有總樣本量這個指標(biāo)有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。見圖5。

圖5 PLR 預(yù)測KD 患兒發(fā)生CAL 的Meta 回歸分析［IKD］不完全性川崎??；［IVIG］靜脈注射免疫球蛋白。*P＜0.05。

2.4 亞組分析

我們對診斷標(biāo)準(zhǔn)（是否使用Z值）和樣本類型（單獨(dú)使用PLR或PLR結(jié)合其他指標(biāo)）進(jìn)行了亞組分析，見表2。結(jié)果表明，使用Z 值診斷標(biāo)準(zhǔn)的亞組的合并靈敏度、SROC 的AUC 面積低于未使用Z值的亞組（分別0.75 vs 0.79、0.79 vs 0.82），但特異度高于未使用Z 值的亞組（0.74 vs 0.71）；單獨(dú)使用PLR亞組的靈敏度、特異度和SROC的AUC面積均低于PLR 結(jié)合其他指標(biāo)亞組（分別0.76 vs 0.80、0.71 vs 0.76、0.80 vs 0.83）。

表2 納入研究的亞組分析

2.5 敏感性分析

使用Stata 15.1進(jìn)行薈萃分析和隨機(jī)效應(yīng)估計，系統(tǒng)和定性地分析納入研究的敏感性。敏感性分析結(jié)果顯示，逐一剔除納入文獻(xiàn)，結(jié)果無明顯變化，見圖6。

圖6 PLR 預(yù)測中國KD 患兒發(fā)生CAL 的敏感性分析*同時使用了PLR聯(lián)合其他指標(biāo)預(yù)測CAL的發(fā)生。

2.6 發(fā)表偏倚

采用Deeks漏斗圖檢驗評估納入研究的發(fā)表偏倚，結(jié)果顯示存在顯著的發(fā)表偏倚（P＜0.001，95%CI：8.59～35.92），見圖7。

圖7 PLR預(yù)測中國KD患兒發(fā)生CAL的發(fā)表偏倚

3 討論

中國尚無關(guān)于KD發(fā)病率的全國性調(diào)查，但近年來上海和北京的流行病學(xué)調(diào)查發(fā)現(xiàn)KD的發(fā)病率呈逐年上升趨勢，5 歲以下兒童KD 發(fā)病率已大于100/10 萬［16-17］。目前診斷CAL 最常使用的方法是超聲心動圖，但由于年齡、檢測技術(shù)水平等因素的影響，超聲心動圖可能無法及時準(zhǔn)確地診斷出CAL。PLR可以早期預(yù)測心血管事件的發(fā)生，而早期預(yù)測CAL有可能讓醫(yī)生使用更積極的治療方案，使高風(fēng)險的KD患兒獲益［18］。

由于血液標(biāo)本獲取簡單，成本更低，已有研究表明血小板、血紅蛋白、C反應(yīng)蛋白、N端前腦利鈉肽、血脂等指標(biāo)對CAL 具有一定的預(yù)測價值［19-21］。也建立了一些評分系統(tǒng)對KD 患者并發(fā)CAL 進(jìn)行預(yù)測［22-23］。然而，由于地區(qū)和種族的限制，這些評分系統(tǒng)對不同人群的應(yīng)用效能不一。Sarejloo 等［24］研究顯示高NLR 是預(yù)測KD 患兒并發(fā)CAL的危險因素，但未提及PLR。本研究是第一個評估PLR對KD合并CAL的預(yù)測價值的Meta分析。

KD 是一種原因不明的全身性血管炎性疾病，其最嚴(yán)重和最常見的并發(fā)癥是CAL。而巨大動脈瘤有狹窄和心肌缺血/梗死的風(fēng)險，部分患者還會留有心臟病后遺癥［2］。CAL 過程中血管內(nèi)皮的損傷導(dǎo)致血小板的黏附、聚集和活化，進(jìn)而與纖維蛋白結(jié)合形成血栓。此外，活化的血小板可誘導(dǎo)內(nèi)皮細(xì)胞和白細(xì)胞釋放炎癥物質(zhì)，引起單核細(xì)胞黏附和遷移，促進(jìn)炎癥環(huán)境的形成［25-26］。炎癥同樣在KD 患兒CAL 的發(fā)生和發(fā)展中起著關(guān)鍵作用。最近關(guān)于KD 中血小板生物學(xué)資料表明，KD 患者中血小板不僅增加，而且相當(dāng)活躍，這種現(xiàn)象會增加患者血栓形成的風(fēng)險［27-30］。持續(xù)的高血小板計數(shù)可能表明KD復(fù)雜的病程和CAL嚴(yán)重程度的增加［31］。淋巴細(xì)胞主要參與了KD 患兒亞急性/慢性血管炎過程，是免疫調(diào)節(jié)系統(tǒng)的重要成員。Li等［4］研究表明，PLR 水平與冠狀動脈狹窄程度、心血管不良事件呈正相關(guān)，高水平PLR 往往預(yù)示著嚴(yán)重的冠狀動脈狹窄。作為炎癥和免疫激活的標(biāo)志物，PLR 反映了血小板和淋巴細(xì)胞水平的平衡，并被廣泛證明是不良心血管事件的有效預(yù)測指標(biāo)［32-33］。

本研究Meta 分析結(jié)果顯示，PLR 預(yù)測中國KD患兒并發(fā)CAL 的總體靈敏度和特異度分別是0.78和0.71，SROC 的AUC 為0.82，提示PLR 可作為預(yù)測KD患兒并發(fā)CAL的生物標(biāo)志物之一。Meta回歸分析結(jié)果表明，樣本量大小對靈敏度和特異度同質(zhì)性有顯著影響。此外，合并靈敏度的同質(zhì)性還受Z值應(yīng)用的影響。而亞組分析提示使用Z值的亞組僅在特異度上高于不使用Z值亞組。這可能與使用Z 值的亞組不僅使用了Z 值作為CAL 的診斷標(biāo)準(zhǔn)，同時還使用了其他診斷標(biāo)準(zhǔn)（如冠狀動脈內(nèi)徑的絕對值或內(nèi)徑與鄰近段比值）相關(guān)。此外，可能是受到技術(shù)限制或其他因素的影響，本Meta分析納入的部分研究尚未應(yīng)用Z值。Z值的應(yīng)用降低了年齡對超聲心動圖診斷CAL 的影響，能更好地判斷CAL的嚴(yán)重程度。但我國尚未建立Z值的相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)，Z值的應(yīng)用也有待進(jìn)一步達(dá)成共識［34］。本Meta 分析納入的研究中有兩項研究［9，13］采樣時間不詳，雖然可以確定這兩項研究的采樣時間均為急性期，但不能判斷具體為IVIG 治療前還是IVIG治療后。為了明確采樣時間對研究結(jié)果的影響，我們將該因素納入回歸分析，以探討其對研究結(jié)果的影響。雖然結(jié)果提示采樣時間并非異質(zhì)性的來源，但作為預(yù)測指標(biāo)，我們認(rèn)為采樣時間為IVIG 前更符合臨床需求，且避免了藥物對指標(biāo)的影響。亞組分析還顯示，PLR結(jié)合其他標(biāo)志物亞組預(yù)測CAL 發(fā)生的靈敏度、特異度和AUC 更高。Sarejloo 等［24］的研究表明有CAA 的KD 患者的NLR水平顯著高于無CAA 的患者。這說明PLR 結(jié)合NLR 等其他指標(biāo)可能有助于提高預(yù)測價值。敏感性分析顯示，逐一剔除納入文獻(xiàn)結(jié)果無明顯變化，提示本Meta分析結(jié)果較穩(wěn)健。

本研究存在著一定的局限性：（1）我們在納入的研究中觀察到顯著的異質(zhì)性，盡管使用了隨機(jī)效應(yīng)模型，但這可能降低結(jié)論的穩(wěn)健性；（2）研究對象為中國兒童，可能不適用于其他國家地區(qū)的KD 患兒；（3）由于納入文獻(xiàn)數(shù)量有限，未對亞組分析后仍存在顯著異質(zhì)性的研究進(jìn)行分析；（4）Deeks 漏斗圖分析發(fā)現(xiàn)顯著的發(fā)表偏倚，這可能與陽性結(jié)果更容易被發(fā)表、納入研究樣本量差異較大等原因相關(guān)。

綜上所述，本研究結(jié)果表明，PLR 對中國KD患兒CAL 的發(fā)生有一定的預(yù)測價值，高水平PLR可能提示KD患兒有發(fā)生CAL的風(fēng)險。然而，由于上述局限性，這些發(fā)現(xiàn)應(yīng)謹(jǐn)慎解釋。