前列地爾防治冠心病合并糖尿病患者經(jīng)皮冠狀動(dòng)脈介入治療術(shù)后對(duì)比劑腎病的系統(tǒng)評(píng)價(jià)

司 霞，田攀攀，楊佳麗，丁慶明，馮婉玉

(北京大學(xué)人民醫(yī)院藥劑科，北京 100044)

經(jīng)皮冠狀動(dòng)脈介入治療(percutaneous coronary int-ervention，PCI)已成為治療冠心病的重要手段，對(duì)比劑的使用隨之日益普遍，對(duì)比劑腎病(contrast-induced nephropathy，CIN)的發(fā)生率逐年升高，CIN已成為醫(yī)院獲得性急性腎衰竭的第3大原因[1]。研究結(jié)果表明，糖尿病是CIN發(fā)生的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，糖尿病腎病患者行PCI術(shù)時(shí)CIN發(fā)生率高達(dá)50%，嚴(yán)重危害患者的生命安全[2-3]。臨床上主要采用水化療法預(yù)防CIN，但其對(duì)于冠心病合并糖尿病行PCI術(shù)治療患者的效果有限。前列地爾注射液是以脂微球?yàn)樗幬镙d體的靜脈制劑，主要成分為前列腺素E1。近年來，臨床上常報(bào)道前列地爾治療糖尿病慢性并發(fā)癥有良好療效，涉及糖尿病腎病、糖尿病周圍神經(jīng)病變等。但前列地爾的上述用法屬于超說明書用藥，存在爭(zhēng)議。本研究采用文獻(xiàn)薈萃(Meta)分析方法，對(duì)前列地爾防治冠心病合并糖尿病患者PCI術(shù)后CIN的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)(randomized controlled trial，RCT)進(jìn)行系統(tǒng)評(píng)價(jià)，以期為臨床提供循證參考。

1 資料與方法

1.1 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

1.1.1 研究類型：國內(nèi)外公開發(fā)表的RCT，語種限定為中英文。

1.1.2 研究對(duì)象：冠心病合并糖尿病、采用PCI治療的患者，年齡、性別和種族不限。

1.1.3 干預(yù)措施：觀察組在常規(guī)治療基礎(chǔ)上予以前列地爾注射液，用藥劑量、療程不限。對(duì)照組采用常規(guī)治療，主要包括降血糖、調(diào)節(jié)血脂、抗血小板及水化等。

1.1.4 結(jié)局指標(biāo)：(1)CIN發(fā)生率；(2)腎功能指標(biāo)，包括血肌酐(serum creatinine，Scr)、血尿素氮(blood urea nitrogen，BUN)、腎小球?yàn)V過率(glomerular filtration rate，GFR)、β2微球蛋白(beta 2-microspheres，β2-MG)和血清胱抑素C(cystatin C，Cys-C)等;(3)不良反應(yīng)。

1.1.5 排除標(biāo)準(zhǔn)：不符合診斷標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)；聯(lián)合其他藥物防治CIN的文獻(xiàn)；回顧性研究；數(shù)據(jù)資料無法提取或合并的文獻(xiàn)。

1.2 檢索策略

計(jì)算機(jī)檢索Pubmed、EMbase、Cochrane圖書館、中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫、中國期刊全文數(shù)據(jù)庫、中文科技期刊數(shù)據(jù)庫和萬方數(shù)據(jù)庫，檢索時(shí)限為建庫至2017年7月。以“前列地爾”“前列腺素E1”“糖尿病”“冠心病”“對(duì)比劑腎病”和“造影劑腎病”等為中文檢索詞，以“Alprostadil”“Prostaglandin E1”“Diabetes”“Coronary heart disease”和“Contrast-induced nephropathy”等為英文檢索詞，進(jìn)行主題詞檢索和自由詞檢索。同時(shí)，手工檢索所有納入文獻(xiàn)的參考文獻(xiàn)及相關(guān)期刊。

1.3 資料提取和方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)

2名研究者按照納入與排除標(biāo)準(zhǔn)篩選文獻(xiàn)后，進(jìn)行交叉核對(duì)。提取的資料包括文獻(xiàn)的來源、時(shí)間、作者、患者的基本資料及結(jié)局指標(biāo)和數(shù)據(jù)。根據(jù)Cochrane系統(tǒng)評(píng)價(jià)員手冊(cè)5.1.0評(píng)價(jià)納入文獻(xiàn)的方法學(xué)質(zhì)量，包括：(1)隨機(jī)序列的產(chǎn)生；(2)分配隱藏；(3)盲法的實(shí)施；(4)致盲結(jié)果評(píng)估；(5)不完全結(jié)局?jǐn)?shù)據(jù)；(6)選擇性結(jié)局報(bào)告；(7)其他偏倚。如果遇到分歧，通過討論并征求第三方協(xié)助解決。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用RevMan 5.3統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行Meta分析。二分類變量采用RR、連續(xù)性變量采用MD，區(qū)間估計(jì)采用95%CI。采用χ2檢驗(yàn)評(píng)價(jià)異質(zhì)性，顯著性水平設(shè)置為α=0.10。如果P>0.1，I2<50%，可認(rèn)為各研究間具有同質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析；反正，則各研究間具有異質(zhì)性，先分析異質(zhì)性來源，如果無明顯臨床異質(zhì)性且無法找到確定的統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性來源時(shí)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析，如果存在明顯的臨床或方法學(xué)異質(zhì)性或提供的數(shù)據(jù)不完整，不能進(jìn)行Meta分析時(shí)，則進(jìn)行描述性分析。采用倒漏斗圖評(píng)估發(fā)表偏倚。

2 結(jié)果

2.1 納入文獻(xiàn)的基本特征

初步檢索出文獻(xiàn)526篇，去重后剩余352篇；通過閱讀題目、摘要或全文，根據(jù)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)，最終納入13篇文獻(xiàn)[4-16]，均為已發(fā)表的中文文獻(xiàn)，共1 463例患者。納入文獻(xiàn)的基本特征見表1。

2.2 納入文獻(xiàn)的方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)

13篇文獻(xiàn)[4-16]均提及隨機(jī)分組，并對(duì)患者的基線情況進(jìn)行了報(bào)道，具有可比性，其中2篇文獻(xiàn)[7，14]采用隨機(jī)數(shù)字表法，其余文獻(xiàn)均未描述具體的隨機(jī)分組方法；1篇文獻(xiàn)[15]描述了退出原因，其余文獻(xiàn)均未報(bào)道盲法及實(shí)施方法、分配隱藏和失訪退出情況。納入文獻(xiàn)的方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)結(jié)果見圖1。

2.3 Meta分析結(jié)果

2.3.1 CIN發(fā)生率：13篇文獻(xiàn)[4-16]均報(bào)告了CIN發(fā)生率，共1 463例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=38%，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，觀察組患者CIN發(fā)生率明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(RR=0.37，95%CI=0.29～0.48，P<0.000 01)，見圖2。

2.3.2 Scr：(1)術(shù)后24 h Scr。4篇文獻(xiàn)[10，12，15-16]報(bào)告了術(shù)后24 h的Scr水平，共478例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=60%，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后24 h，觀察組患者的Scr水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-7.44，95%CI=-13.90～-0.98，P=0.02)，見表2。(2)術(shù)后48 h Scr。3篇文獻(xiàn)[9，12，15]報(bào)告了術(shù)后48 h的Scr水平，共336例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=0，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后48 h，觀察組患者的Scr水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-17.59，95%CI=-22.37～-12.81，P<0.000 01)，見表2。(3)術(shù)后72 h Scr：11篇文獻(xiàn)[4-8，10-14，16]報(bào)告了術(shù)后72 h的Scr水平，共1 234例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=86%，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后72 h，觀察組患者的Scr水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-14.42，95%CI=-18.34～-10.49，P<0.000 01)，見表2。

2.3.3 BUN：(1)術(shù)后24 h BUN。3篇文獻(xiàn)[10，15-16]報(bào)告了術(shù)后24 h的BUN水平，共371例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=0，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后24 h，觀察組患者的BUN水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-0.72，95%CI=-1.23～-0.20，P=0.006)，見表3。(2)術(shù)后48 h BUN。1篇文獻(xiàn)[15]報(bào)告了術(shù)后48 h的Scr水平，共127例患者。術(shù)后48 h，觀察組患者的平均BUN水平為(5.48±1.68)mmol/L，對(duì)照組為(6.86±1.67)mmol/L，兩組的差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)，見表3。(3)術(shù)后72 h BUN。9篇文獻(xiàn)[5-8，10-11，13，16]報(bào)告了術(shù)后72 h的BUN水平，共1 011例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=83%，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后72 h，觀察組患者的BUN水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-1.92，95%CI=-2.41～-1.44，P<0.000 01)，見表3。

表1 納入文獻(xiàn)的基本特征Tab 1 Basic characteristics of involved studies

注：①CIN發(fā)生率；②腎功能指標(biāo)水平變化(包括Scr、BUN、GFR、β2-MG和Cys-C)；③不良反應(yīng)

Note：①incidence of CIN；②changes of indices of renal function(including Scr，BUN，GFR，β2-MG and Cys-C)；③adverse drug reactions

圖1 納入文獻(xiàn)的方法學(xué)質(zhì)量評(píng)價(jià)結(jié)果Fig 1 Results of methodological quality evaluation of involved studies

2.3.4 GFR：(1)術(shù)后24 h GFR。4篇文獻(xiàn)[10，12，15-16]報(bào)告了術(shù)后24 h的GFR水平，共478例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=28%，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后24 h，觀察組患者的GFR水平明顯高于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=6.64，95%CI=3.03～10.25，P=0.000 3)，見表4。(2)術(shù)后48 h GFR。2篇文獻(xiàn)[12，15]報(bào)告了術(shù)后48 h的GFR水平，共234例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=0，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后48 h，觀察組患者的GFR水平明顯高于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=16.71，95%CI=11.61～21.82，P<0.000 01)，見表4。(3)術(shù)后72 h BUN：7篇文獻(xiàn)[4-6，10-12，16]報(bào)告了術(shù)后72 h的GFR水平，共693例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=52%，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后72 h，觀察組患者的BUN水平明顯高于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=10.39，95%CI=6.11～14.66，P<0.000 01)，見表4。

2.3.5 β2-MG：(1)3篇文獻(xiàn)[12，14-15]報(bào)告了術(shù)后血β2-MG水平，提供的數(shù)據(jù)單位為“mg/L”。①術(shù)后24 h血β2-MG。2篇文獻(xiàn)[12，15]報(bào)告了術(shù)后24 h的血β2-MG水平，共234例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=0，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后24 h，觀察組患者的血β2-MG水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-0.18，95%CI=-0.37～-0.00，P=0.05)，見表5。②術(shù)后48 h血β2-MG。2篇文獻(xiàn)[12，15]報(bào)告了術(shù)后48 h的血β2-MG水平，共234例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=0，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后48 h，觀察組患者的血β2-MG水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-0.81，95%CI=-1.00～-0.61，P<0.000 01)，見表5。③術(shù)后72 h血β2-MG。3篇文獻(xiàn)[12，14-15]報(bào)告了術(shù)后72 h的血β2-MG水平，共295例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=90%，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后72 h，觀察組患者的血β2-MG水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-1.02，95%CI=-1.74～-0.31，P=0.005)，見表5。(2)3篇文獻(xiàn)[7-8，13]報(bào)告了術(shù)后72 h的尿β2-MG水平，共486例患者，提供的數(shù)據(jù)單位為“μg/L”。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=87%，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后72 h，觀察組患者的尿β2-MG水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-60.94，95%CI=-81.00～-40.88，P<0.000 01)。

圖2 兩組患者CIN發(fā)生率比較的Meta分析森林圖Fig 2 Forest plot of Meta analysis on the comparison of incidence of CIN between two groups

時(shí)間文獻(xiàn)數(shù)量/篇病例數(shù)觀察組對(duì)照組異質(zhì)性I2/%適用效應(yīng)模型MD95%CIZP術(shù)后24h4[10，12，15?16]238240存在(P=006)60隨機(jī)-744-1390～-098226002術(shù)后48h3[9，12，15]169167不存在(P=062)0固定-1759-2237～-1281722<000001術(shù)后72h11[4?8，10?14，16]615619存在(P<000001)86隨機(jī)-1442-1834～-1049720<000001

表3 兩組患者術(shù)后各時(shí)間段BUN水平比較的Meta分析Tab 3 Meta analysis on the comparison of content of BUN at different time periods between two groups

表4 兩組患者術(shù)后各時(shí)間段GFR水平比較的Meta分析Tab 4 Meta analysis on the comparison of content of GFR at different time periods between two groups

2.3.6 Cys-C：(1)術(shù)后24 h Cys-C。2篇文獻(xiàn)[12，15]報(bào)告了術(shù)后24 h的Cys-C水平，共234例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=82%，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后24 h，觀察組患者的Cys-C水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-0.27，95%CI=-0.52～-0.03，P=0.03)，見表6。(2)術(shù)后48 h Cys-C。2篇文獻(xiàn)[12，15]報(bào)告了術(shù)后48 h的Cys-C水平，共234例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=0，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后48 h，觀察組患者的Cys-C水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-0.54，95%CI=-0.68～-0.41，P<0.000 01)，見表6。(3)術(shù)后72 h Cys-C。3篇文獻(xiàn)[4，12，14]報(bào)告了術(shù)后72 h的Cys-C水平，共295例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=58%，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，術(shù)后72 h，觀察組患者的Cys-C水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(MD=-0.49，95%CI=-0.67～-0.31，P<0.000 01)，見表6。

表5 兩組患者術(shù)后各時(shí)間段血β2-MG水平比較的Meta分析Tab 5 Meta analysis on the comparison of content of serum β2-MG at different time periods between two groups

表6 兩組患者術(shù)后各時(shí)間段Cys-C水平比較的Meta分析Tab 6 Meta analysis on the comparison of content of Cys-C at different time periods between two groups

2.3.7 不良反應(yīng)：(1)2篇文獻(xiàn)[8，13]報(bào)告了再次行介入治療情況，共293例患者。異質(zhì)性檢驗(yàn)，I2=24%，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示，觀察組患者再次行介入治療率明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(RR=0.34，95%CI=0.16～0.72，P=0.005)，見表7。(2)4篇文獻(xiàn)[5，8，10，13]報(bào)告了不良心臟事件發(fā)生情況，共459例患者；3篇文獻(xiàn)[5，10，15]報(bào)告了出血情況，共293例患者。Meta分析結(jié)果顯示，兩組患者上述不良反應(yīng)發(fā)生率的差異均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，見表7。(3)孫小霞[10]研究結(jié)果顯示，觀察組患者的血液透析率明顯低于對(duì)照組，住院時(shí)間明顯短于對(duì)照組，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。劉超[12]研究結(jié)果顯示，觀察組54例患者用藥后，1例出現(xiàn)輕度靜脈炎，2例出現(xiàn)注射部位輕度瘙癢。

表7 兩組患者不良反應(yīng)發(fā)生率比較的Meta分析Tab 7 Meta analysis on the comparison of incidences of adverse drug reactions between two groups

2.4 發(fā)表偏倚評(píng)估

對(duì)13篇文獻(xiàn)[4-16]的CIN發(fā)生率做倒漏斗圖，結(jié)果顯示，圖形散點(diǎn)分布左右不對(duì)稱，提示可能存在發(fā)表偏倚，見圖3。這可能與研究的樣本量較小及陰性結(jié)果難發(fā)表等因素有關(guān)。

圖3 CIN發(fā)生率的倒漏斗圖Fig 3 Inverted funnel plot of the incidence of CIN

3 討論

CIN是指排除其他因素的使用對(duì)比劑后3 d內(nèi)出現(xiàn)的Scr水平升高，與基線相比升高25%或絕對(duì)值升高>44.2 μmol/L(0.5 mg/dl)[17]。輕者可無明顯臨床癥狀，為暫時(shí)性腎損害；重者可增加血液透析、心臟驟停等不良事件的發(fā)生概率，嚴(yán)重影響患者的生活質(zhì)量和預(yù)后。目前，CIN的發(fā)病機(jī)制尚不明確，其發(fā)病主要原因可能是對(duì)比劑引起腎髓質(zhì)缺血、缺氧，導(dǎo)致腎灌注不足，GFR降低，并產(chǎn)生大量自由基損傷腎小管上皮細(xì)胞，尚無有效的治療方法[18]。前列地爾具有廣泛的生物活性，能夠舒張血管平滑肌，對(duì)腎臟血流的維持和重新分布具有重要作用，可以抑制血小板聚集、促進(jìn)紅細(xì)胞變形等，從而改善微循環(huán)。近年來，臨床上應(yīng)用前列地爾防治冠心病合并糖尿病患者PCI術(shù)后CIN，為CIN的防治提供了新的方法，但由于是超說明書用藥，尚存在爭(zhēng)議。

本研究通過Meta分析，對(duì)納入的13篇文獻(xiàn)中前列地爾防治冠心病合并糖尿病患者PCI術(shù)后CIN的效果及安全性進(jìn)行了系統(tǒng)評(píng)價(jià)。結(jié)果顯示，觀察組患者的CIN發(fā)生率明顯低于對(duì)照組；治療后，觀察組患者的Scr(術(shù)后24、48和72 h)、BUN(術(shù)后24和72 h)、血β2-MG(術(shù)后24、48和72 h)、尿β2-MG(術(shù)后72 h)和Cys-C(術(shù)后24、48和72 h)水平均明顯低于對(duì)照組，GFR(術(shù)后24、48和72 h)水平明顯高于對(duì)照組，上述差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。安全性方面，前列地爾可以降低再次行介入治療率，且治療過程中未見嚴(yán)重不良反應(yīng)，提示前列地爾治療冠心病合并糖尿病患者PCT術(shù)后CIN安全、有效。

本系統(tǒng)評(píng)價(jià)的局限性在于納入文獻(xiàn)質(zhì)量不高，在盲法、分配和隱藏方面存在未知風(fēng)險(xiǎn)。納入的研究中，患者病情嚴(yán)重程度、年齡、對(duì)比劑類型、水化等常規(guī)治療、前列地爾使用劑量及療程等不盡相同，可能會(huì)對(duì)Meta分析結(jié)果造成影響。隨訪時(shí)間短，無法對(duì)前列地爾防治冠心病合并糖尿病患者PCI術(shù)后CIN的遠(yuǎn)期療效進(jìn)行評(píng)價(jià)。因此，本研究結(jié)果尚需要高質(zhì)量、大樣本的隨機(jī)雙盲對(duì)照試驗(yàn)加以驗(yàn)證。

[1]Nash K，Hafeez A，Hou S.Hospital-acquired renal insufficiency[J].Am J Kidney Dis，2002，39(5)：930-936.

[2]Sinert R，Brandler E.Contrast-induced acute kidney injury：time for a step backward[J].Acad Emerg Med，2014，21(6)：701-703.

[3]Asif A，Preston RA，Roth D.Radiocontrast-induced nephropathy[J].Am J Ther，2003，10(2)：137-147.

[4]肖羚.前列地爾對(duì)冠心病合并糖尿病患者經(jīng)皮冠狀動(dòng)脈介入術(shù)后對(duì)比劑腎病的預(yù)防作用[J].臨床合理用藥雜志，2017，10(18)：1-2.

[5]李賽.前列地爾對(duì)冠心病合并糖尿病患者介入治療中預(yù)防對(duì)比劑腎病的影響[J].中國醫(yī)藥指南，2017，15(15)：125-126.

[6]汪琳，劉書芳.前列地爾對(duì)冠心病合并糖尿病患者介入術(shù)后造影劑腎病的影響[J].中國實(shí)用醫(yī)藥，2016，11(25)：174-175.

[7]薛萱，屈艷玲，李學(xué)信.前列地爾對(duì)合并糖尿病的冠心病患者介入治療中造影劑腎病的預(yù)防作用分析[J].中西醫(yī)結(jié)合心血管病雜志：電子版，2016，4(30)：65-66.

[8]王大偉，劉丹，蔡宏，等.前列地爾對(duì)合并糖尿病的冠心病患者介入治療中造影劑腎病的預(yù)防作用研究[J].糖尿病新世界，2016，19(11)：30-31.

[9]潘麗雯，關(guān)曼蕓，凌莉.前列地爾加水化綜合護(hù)理對(duì)糖尿病患者冠脈介入術(shù)后發(fā)生造影劑腎病的影響[J].廣州醫(yī)科大學(xué)學(xué)報(bào)，2016，44(05)：92-94.

[10] 孫小霞，王阿利，左紅，等.前列地爾對(duì)冠心病合并糖尿病患者介入治療中預(yù)防對(duì)比劑腎病的影響[J].中國循證心血管醫(yī)學(xué)雜志，2015，7(5)：647-649.

[11] 馮秀梅，匙磊.探討前列地爾對(duì)合并糖尿病的冠心病患者介入治療中造影劑腎病的預(yù)防作用[J].中外女性健康研究，2015(5)：178.

[12] 劉超.前列地爾聯(lián)合水化治療對(duì)糖尿病腎病患者PCI術(shù)后腎功能的保護(hù)作用[D].石家莊：河北醫(yī)科大學(xué)，2015.

[13] 鐘思干，楊飛，陳愛文，等.前列地爾對(duì)合并糖尿病的冠心病患者介入治療中造影劑腎病的預(yù)防作用研究[J].中國全科醫(yī)學(xué)，2014，17(31)：3720-3723.

[14] 趙紅衛(wèi).靜脈水化聯(lián)合前列地爾對(duì)冠心病合并2型糖尿病介入治療術(shù)后對(duì)早期對(duì)比劑腎病的臨床研究[J].中國醫(yī)學(xué)創(chuàng)新，2014，11(25)：33-35.

[15] 張有明.前列地爾預(yù)防糖尿病患者冠脈介入術(shù)后對(duì)比劑腎病的研究[D].昆明：昆明醫(yī)科大學(xué)，2014.

[16] 王靜，彭永平，宮劍濱，等.前列地爾對(duì)冠心病合并糖尿病患者介入治療后造影劑腎病的影響[J].東南國防醫(yī)藥，2014，16(1)：28-30.

[17] Slocum NK，Grossman PM，Moscucci M，et al.The changing defi-nition of contrast-induced nephropathy and its clinical implications：insights from the Blue Cross Blue Shield of Michigan Cardiovascular Consortium(BMC2)[J].Am Heart J，2012，163(5)：829-834.

[18] Aurelio A，Durante A.Contrast-induced nephropathy in percutaneous coronary interventions：pathogenesis，risk factors，outcome，prev-ention and treatment[J].Cardiology，2014，128(1)：62-72.