張朝義 劉澤森 孟康

冠狀動(dòng)脈粥樣硬化性心臟病(冠心病)是由全身和局部炎癥引起的一種代謝性疾病[1]。越來越多的證據(jù)表明，炎癥在動(dòng)脈粥樣硬化的發(fā)病機(jī)制和進(jìn)展中起著重要作用，參與了許多事件，如內(nèi)皮損傷，斑塊形成及其破壞[2-3]。大量的研究已經(jīng)證明炎癥標(biāo)志物如WBC計(jì)數(shù)，紅細(xì)胞沉降率，hs-CRP和IL-6與心血管疾病顯著相關(guān)[4-5]。最近的研究發(fā)現(xiàn)，中性粒細(xì)胞與淋巴細(xì)胞的比率(NLR)是一種潛在的新的生物標(biāo)志物，它可以識(shí)別出未來心血管事件的危險(xiǎn)個(gè)體[6]。高NLR綜合了中性粒細(xì)胞增加和淋巴細(xì)胞減少預(yù)測(cè)風(fēng)險(xiǎn)的能力，它應(yīng)該比單獨(dú)的參數(shù)更具預(yù)測(cè)性[7]。

因此，我們對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行了Meta分析，目的是確定所有有用的證據(jù)，以闡明NLR作為冠心病患者的預(yù)后風(fēng)險(xiǎn)因素，對(duì)住院及遠(yuǎn)期的全因死亡風(fēng)險(xiǎn)和MACE的預(yù)測(cè)價(jià)值。

資料與方法

1.納入/排除標(biāo)準(zhǔn) (1)納入標(biāo)準(zhǔn)：①研究類型：隊(duì)列研究和病例-對(duì)照研究；②研究對(duì)象：確診為冠心病的患者，不對(duì)性別、年齡、種族、職業(yè)、人種進(jìn)行限制；③暴露因素：冠心病；④結(jié)局指標(biāo)：在急性期或隨訪期間評(píng)估以下臨床結(jié)果中的至少一項(xiàng)：主要不良心血管事件(adversecardiovascularevents，MACE)發(fā)生或死亡。

(2)排除標(biāo)準(zhǔn)：①非中文或英文；②無法獲取全文；③會(huì)議論文、通訊、述評(píng)等文章；④多次發(fā)表或數(shù)據(jù)相同的研究，選取方法學(xué)質(zhì)量更高、數(shù)據(jù)更全的研究。

2.文獻(xiàn)檢索策略 計(jì)算機(jī)檢索 PubMed、EMbase、萬方和知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，搜集研究冠心病與中性粒細(xì)胞與淋巴細(xì)胞比率(NLR)相關(guān)性的隊(duì)列研究和病例-對(duì)照研究，檢索時(shí)限均為建庫至2018年8月30日。主題詞擴(kuò)展檢索“coronary heart disease”“coronary disease” AND “neutrophil to lymphocyte ratio” “NLR”，“冠心病”AND “中性粒細(xì)胞/淋巴細(xì)胞比”。檢索過程中根據(jù)實(shí)際情況調(diào)整邏輯關(guān)系以保證查全，同時(shí)手工檢索納入研究的參考文獻(xiàn)。

3.文獻(xiàn)篩選和資料提取 兩位研究者(XXX，XXXX)獨(dú)立提取研究數(shù)據(jù)(研究題目，第一作者，發(fā)表年份)和患者特征(研究對(duì)象數(shù)，平均年齡，年齡，隨訪時(shí)間和冠心病類型)以及臨床結(jié)果(死亡，不良心血管事件)。當(dāng)遇分歧通過討論達(dá)成一致。

4.納入研究的偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià) 由兩位研究者(XXX、XXXX)按照紐卡斯-渥太華量表(the newcastle-ottawa scale，NOS)[8]獨(dú)立評(píng)價(jià)納入研究的偏倚風(fēng)險(xiǎn)，并交叉核對(duì)結(jié)果，若遇分歧協(xié)商解決，仍不能達(dá)成一致則與第三方(XXX)討論解決。

5.統(tǒng)計(jì)分析 采用R 3.5.1軟件進(jìn)行Meta分析，首先采用Q檢驗(yàn)和I2檢驗(yàn)對(duì)納入研究間的異質(zhì)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)水準(zhǔn)設(shè)為α＝0.05，若P＞0.1且I2＜50%，表明各研究間存在的異質(zhì)性在可接受范圍之內(nèi)，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析；若P≤0.1或I2≥50%，表明各研究間異質(zhì)性較大，使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析，并采用亞組分析對(duì)異質(zhì)性可能來源進(jìn)行分析；采用逐個(gè)除去單個(gè)研究的方法進(jìn)行敏感性分析，觀察每一個(gè)研究對(duì)合并后效應(yīng)量的影響程度。采用OR為效應(yīng)量，并計(jì)算其95%CI，然后計(jì)算效應(yīng)量對(duì)數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)誤，最后采用效應(yīng)量的對(duì)數(shù)值及其標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行合并。采用Egger法和Begg法[9]進(jìn)行發(fā)表偏倚檢測(cè)，P＜0.05則認(rèn)為存在發(fā)表偏倚，并繪制相應(yīng)的漏斗圖。

結(jié) 果

1.文獻(xiàn)篩選流程及結(jié)果 我們從PubMed、EM-base、CNKI、萬方和維普數(shù)據(jù)庫中按照檢索策略確定了1 578項(xiàng)潛在相關(guān)研究。剔除重復(fù)文章后剩余1 350項(xiàng)研究。閱讀標(biāo)題和摘要后，使用預(yù)先確定的納入和排除標(biāo)準(zhǔn)，排除了1 198項(xiàng)研究；其余152項(xiàng)研究全部檢索，以用作詳細(xì)評(píng)估。在152項(xiàng)檢索的研究中，有128項(xiàng)被排除在外，其中無可用數(shù)據(jù)的126篇，重復(fù)數(shù)據(jù)2篇。最終這篇Meta分析一共納入了24項(xiàng)研究。文獻(xiàn)篩選流程見圖1。

2.納入研究的基本特征 納入研究的基本特征見表1。樣本量最小為160，最大為3 005，納入研究的總體樣本量為16 401。在所納入的24項(xiàng)研究中，20項(xiàng)為前瞻性研究，4項(xiàng)為回顧性研究。其中有21項(xiàng)以死亡為終點(diǎn)，13項(xiàng)報(bào)告了死亡和MACE數(shù)據(jù)。NLR值分為兩組的研究有12個(gè)，按三分位數(shù)分組的研究數(shù)量有11個(gè)，按四分位數(shù)分組的研究有1個(gè)。NOS得分均為6分以上。

3.Meta分析結(jié)果 (1)NLR和全因死亡率

表1 納入研究基本特征

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖

共計(jì)21個(gè)研究評(píng)估了CHD患者NLR與總體死亡率(4 430例高NLR患者和6 179例低NLR患者)之間的關(guān)系。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，納入研究間存在較大異質(zhì)性(I2＝70.4%，P＜0.001)，因此采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。Meta分析結(jié)果顯示，高NLR值導(dǎo)致死亡風(fēng)險(xiǎn)顯著增加(OR＝4.53，95%CI：3.19～6.43，P＜0.001，圖 2)。

在這組患者中，有11項(xiàng)研究中評(píng)估了CHD患者NLR與院內(nèi)死亡率(2 592例患有高NLR的患者和3 585例患有低NLR的患者)。高NLR值顯著與較高的院內(nèi)死亡率相關(guān)(OR＝4.14，95%CI：3.20～5.37，P＜0.001，圖 3)，研究中異質(zhì)性較低(I2＝39%，P＝0.09)。15項(xiàng)研究評(píng)估了CHD患者NLR與遠(yuǎn)期死亡率之間的關(guān)系(3 374例患有高NLR的患者和4 929例患有低NLR的患者)。納入研究的中位隨訪時(shí)間為31(12，40)個(gè)月。高NLR值與較高的遠(yuǎn)期死亡率顯著相關(guān)(OR＝4.97，95%CI：3.25～7.61，P＜0.001，圖4)。研究中的異質(zhì)性是顯著的(I2＝74%，P＜0.001)。

(2)NLR和MACE率風(fēng)險(xiǎn) 在16項(xiàng)研究中評(píng)估了CHD患者NLR與MACE風(fēng)險(xiǎn)(4 441例高NLR患者和5 762例低NLR患者)之間的關(guān)系。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，納入研究間存在較大異質(zhì)性(I2＝88%，P＜0.001)，因此采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。與低NLR患者的MACE風(fēng)險(xiǎn)相比，高NLR患者的 MACE 風(fēng)險(xiǎn)更高(OR＝3.52，95%CI：2.53～4.89，P＜0.001，圖 5)。

(3)亞組分析 13項(xiàng)研究報(bào)告了CHD患者PCI后NLR與死亡率的關(guān)系(總患者：7 137；2 825例具有高NLR和4 312例具有低NLR)。我們發(fā)現(xiàn)，與低NLR患者相比，高NLR患者的術(shù)后死亡風(fēng)險(xiǎn)顯著增加(OR＝3.49，95%CI：2.38～5.13，P＜0.001)，見圖6。研究中有顯著的異質(zhì)性(I2＝62%，P＜0.001)。8項(xiàng)研究報(bào)告冠心病患者PCI后MACE率與NLR相關(guān)(總患者：5 311；高NLR為2 025，低NLR為3 286)。與低NLR患者相比，高NLR患者的術(shù)后 MACE風(fēng)險(xiǎn)顯著增加(OR：3.44，95%CI：2.21～5.34，P＜0.001)，見圖 7。 研究中的異質(zhì)性是非常顯著的(I2＝87%；P＜0.001)。

圖2 CHD患者NLR與總體死亡率關(guān)系的Meta分析結(jié)果

圖3 CHD患者NLR與院內(nèi)死亡率關(guān)系的Meta分析結(jié)果

圖4 CHD患者NLR與遠(yuǎn)期死亡率關(guān)系的Meta分析結(jié)果

圖5 CHD患者NLR與MACE風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的Meta分析結(jié)果

圖6 CHD患者PCI后NLR與死亡率風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的Meta分析結(jié)果

(3)敏感性分析和發(fā)表偏倚檢測(cè)結(jié)果 由于對(duì)CHD患者NLR與院內(nèi)死亡率關(guān)系的Meta分析不存在異質(zhì)性，所以僅對(duì)CHD患者NLR與總體死亡率、遠(yuǎn)期死亡率以及MACE風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的Meta分析所涉及的文獻(xiàn)進(jìn)行敏感性分析，結(jié)果見圖8。CHD患者NLR與總體死亡率、遠(yuǎn)期死亡率和MACE風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的Meta分析的合并效應(yīng)量(OR)95%CI的最小下限分別為3.19、3.26和2.53，均＞1。而三者敏感性分析所得到的合并效應(yīng)量(OR)95%CI的最小下限分別為3.01、2.98和 2.38，均＞1。 由此得出：始終存在OR＞1且差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，敏感性分析結(jié)果穩(wěn)定且始終與原Meta分析結(jié)果保持一。

上述四個(gè)Meta分析的發(fā)表偏倚的檢測(cè)結(jié)果見表2。CHD患者NLR與總體死亡率關(guān)系以及其與遠(yuǎn)期死亡率關(guān)系的Meta分析，兩者用Egger法檢測(cè)到發(fā)表偏倚均有P＜0.05。對(duì)于剩余2個(gè)Meta分析，均未檢測(cè)到發(fā)表偏倚(均有P＞0.05)。

圖7 CHD患者PCI后NLR與MACE風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的Meta分析結(jié)果

圖8 剔除單項(xiàng)研究的敏感性分析森林圖 A：CHD患者NLR與總體死亡率關(guān)系的敏感性分析森林圖；B：CHD患者NLR與遠(yuǎn)期死亡率關(guān)系的敏感性分析森林圖；C：CHD患者NLR與MACE風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的敏感性分析森林圖

表2 發(fā)表偏倚Egger法檢測(cè)結(jié)果

討 論

在本次Meta分析中，系統(tǒng)性的研究了NLR對(duì)冠心病患者住院期間及長(zhǎng)期預(yù)后的價(jià)值。我們共納入了24項(xiàng)研究，共有13 125例患者。冠心病患者納入研究的匯總結(jié)果發(fā)現(xiàn)，入院時(shí)測(cè)量的高NLR與較高的死亡率和MACE相關(guān)。而且，與NLR低的患者相比，高NLR患者的總體死亡率、院內(nèi)和遠(yuǎn)期死亡率以及MACE風(fēng)險(xiǎn)似乎都有所增加。在研究中我們發(fā)現(xiàn)NLR高的冠心病患者總體死亡風(fēng)險(xiǎn)和住院全因死亡風(fēng)險(xiǎn)分別是NLR低的冠心病患者的4.53和4.14倍；遠(yuǎn)期死亡風(fēng)險(xiǎn)、MACE發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)分別是NLR低的冠心病患者的4.97和3.52倍。由此可以得出，高NLR可以很高的識(shí)別冠心病患者住院期間和長(zhǎng)期隨訪中的高?；颊摺?/p>

中性粒細(xì)胞是抵抗入侵病原體的第一道防線。淋巴細(xì)胞是WBC的異質(zhì)亞群，包括促動(dòng)脈粥樣硬化細(xì)胞和促炎細(xì)胞，它們也參與免疫系統(tǒng)的調(diào)節(jié)途徑[34]。在動(dòng)脈粥樣硬化中，已經(jīng)描述了嗜中性粒細(xì)胞的促炎功能反應(yīng)與心血管危險(xiǎn)因素相關(guān)。中性粒細(xì)胞在早期和既定血管損傷以及急性血管病變中的作用已經(jīng)確立[35-36]。它們是第一個(gè)參與斑塊形成的炎癥細(xì)胞，吸引白細(xì)胞，促進(jìn)泡沫細(xì)胞形成，它們可能通過分泌許多炎癥介質(zhì)(例如，彈性蛋白酶，髓過氧化物酶和氧自由基，促進(jìn)斑塊破壞)促進(jìn)斑塊不穩(wěn)定[37]。此外，根據(jù)危險(xiǎn)信號(hào)，中性粒細(xì)胞胞外陷阱的釋放可能引發(fā)巨噬細(xì)胞產(chǎn)生細(xì)胞因子，激活Th-17細(xì)胞，擴(kuò)增動(dòng)脈粥樣硬化斑塊中的免疫細(xì)胞募集，并可能直接導(dǎo)致內(nèi)皮細(xì)胞功能障礙，動(dòng)脈粥樣硬化斑塊負(fù)荷和血栓形成[38]。STEMI冠狀動(dòng)脈中性粒細(xì)胞胞外陷阱負(fù)荷與ST段抬高分辨率呈負(fù)相關(guān)，與梗塞面積呈正相關(guān)[39]。

PCI后，觀察到中性粒細(xì)胞功能改變，與手術(shù)過程中氧自由基的釋放和細(xì)胞表面β2整合素Mac-1的上調(diào)一致[40]。球囊受損動(dòng)脈的再狹窄與中性粒細(xì)胞浸潤(rùn)有關(guān)[41]，不同類型的支架可能不同地調(diào)節(jié)中性粒細(xì)胞反應(yīng)。裸金屬支架置入后24～48 h，中性粒細(xì)胞表面的Mac-1活化加速，再狹窄患者更為顯著[42]。相比之下，在西羅莫司洗脫支架術(shù)后，Mac-1的活化被抑制[43]。

此外，在這種情況下，NLR可能是比其他白細(xì)胞參數(shù)更可靠的短期和長(zhǎng)期生存的獨(dú)立預(yù)測(cè)因子，因?yàn)檠簶?biāo)本的體外處理可能會(huì)影響個(gè)體亞型的白細(xì)胞絕對(duì)數(shù)量，而不影響NLR[44]。

盡管存在潛在的混雜因素和不同的潛在病理生理機(jī)制，但我們的Meta分析結(jié)果對(duì)臨床實(shí)踐也具有重要意義。在高NLR患者中，嚴(yán)格的監(jiān)測(cè)可能有助于早期識(shí)別MACE，并有助于做出與治療相關(guān)的決定，以防止其他并發(fā)癥或死亡。另一方面，入院時(shí)低NLR與較低的MACE風(fēng)險(xiǎn)和總體死亡率(長(zhǎng)期和住院死亡率)相關(guān)，因此可以減少平均住院時(shí)間。值得注意的是，在接受PCI的患者中，入院時(shí)高NLR患者的死亡風(fēng)險(xiǎn)增加，而NLR低的患者則相反。因此，為了使這一特定患者亞組的并發(fā)癥最小化，則需要密切監(jiān)測(cè)。然而，對(duì)于具有不同風(fēng)險(xiǎn)特征的患者，在時(shí)間和位置方面的充分監(jiān)測(cè)仍有待確定。

NLR可以添加到其他潛在預(yù)測(cè)因子或評(píng)分，例如GRACE和SYNTAX風(fēng)險(xiǎn)評(píng)分[45]，以更好地定義這些患者的短期和長(zhǎng)期預(yù)后。

我們的研究有一些潛在的局限性，由于我們進(jìn)行了研究水平的Meta分析，不能排除不同NLR水平患者的基線特征和其他相關(guān)危險(xiǎn)因素的重要差異。此外，納入研究的納入和排除標(biāo)準(zhǔn)略有不同，不同研究中高和低NLR的定義不同，并且使用I2統(tǒng)計(jì)量計(jì)算的研究之間的異質(zhì)性不可忽略。因此，綜合研究結(jié)果可能是不恰當(dāng)?shù)?。然而，所有有異質(zhì)性的分析均使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行，該模型考慮了研究之間的一些差異。此外，大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)NLR和終點(diǎn)事件之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且只有研究中的關(guān)聯(lián)大小似乎是不同的。