李濤，盧改會，趙敏

叢集性頭痛(CH)又稱“自殺性頭痛”，是目前已知疼痛程度最為劇烈的原發(fā)性頭痛。其主要臨床特征是周期性叢集樣發(fā)作的單側眶周疼痛，伴隨典型的三叉神經(jīng)自主癥狀[1]。CH的患病率為101～151/100 000，男女比例約為4∶3[2]。雖然CH的患病率較低，但是治療難度大，醫(yī)療費用高昂，往往給患者自身和社會帶來沉重的負擔[3]。大量關于CH的基礎和臨床研究被開展，但是確切病因和病理生理機制并不明確。近年來，隨著基因測序技術和基因-疾病關聯(lián)研究的發(fā)展，研究人員越來越關注遺傳因素在CH發(fā)病過程中的作用[4]。截至目前，多項關于生物節(jié)律蛋白(CLOCK)、乙醇脫氫酶4(ADH4)、下丘腦泌素受體2(HCRTR2)基因多態(tài)性和CH易感性的研究在不同種族人群中被開展，但是結果并不一致。考慮到單一研究的樣本量有限，把握度較低，且人群代表性較差，往往不能反映候選基因和疾病之間的真實關聯(lián)。因此，本研究采用Meta分析的方法，對現(xiàn)有研究結果進行合并分析，以期得到更加真實可信的結果。

1 資料與方法

1.1 檢索策略 系統(tǒng)檢索PubMed、Cochrane Library、Web of Science、EMBASE、中國知網(wǎng)和萬方數(shù)據(jù)庫，末次檢索時間為2020年6月20日。PubMed數(shù)據(jù)庫的檢索式：“Hypocretin receptor 2 OR HCRTR2 OR CLOCK OR Circadian Locomotor Output Cycles Kaput OR ADH4 OR Alcohol dehydrogenase Ⅳ OR Alcohol dehydrogenase 4” and “Polymorphism OR SNP OR Mutation OR mutant OR variant” and “Cluster headache”。中文數(shù)據(jù)庫的檢索式：“叢集性頭痛”和“多態(tài)性”。此過程中如有分歧，向第三位作者咨詢并通過共同商討來解決分歧。

1.2 納入和排除標準 納入標準：(1)病例-對照研究或隊列研究；(2)病例組符合CH的診斷標準；(3)評價ADH4、CLOCK、HCRTR2基因多態(tài)性和CH易感性的關聯(lián)；(4)能獲得全文，有病例組和對照組的基因型頻率，能夠計算OR和95%CI；(5)經(jīng)過同行評議；(6)數(shù)據(jù)有重疊的文獻，納入最近一次發(fā)表的研究。排除標準：會議摘要、綜述、讀者來信、述評、基礎研究、病例報道和學位論文。此過程中如有分歧，向第三位作者咨詢并通過共同商討來解決分歧。

1.3 文獻篩選和資料提取 兩名研究人員分別按照檢索策略進行文獻檢索，然后通過閱讀題目、摘要和全文，并按照納入和排除標準進行文獻的篩選。確定文獻符合要求后，提取以下資料：第一作者姓名、國家、人種、研究對象的來源、診斷標準和基因型頻率分布。此過程中如有分歧，向第三位作者咨詢并通過共同商討來解決分歧。

1.4 方法學質量評價 兩位研究人員分別根據(jù)紐卡斯爾-渥太華量表(NOS)評估納入研究的方法學質量。NOS從人群選擇、組間可比性及暴露因素3個方面對納入研究進行評價，共包括8個條目，具體見http://www.ohri.ca/programs/clinical_epidemiology/oxford.asp。當納入研究得分不少于6分時，即為高質量研究。此過程中如有分歧，向第三位作者咨詢并通過共同商討來解決分歧。

1.5 統(tǒng)計學分析和發(fā)表偏倚評估 計算納入文獻中的對照組人群基因頻率是否符合哈代-溫伯格遺傳平衡定律(HWE)(http://ihg.gsf.de/cgi-bin/hw/hwa1.pl)[5]。利用RevMan 5.3軟件進行統(tǒng)計學分析。分別用1和2代表等位基因1和等位基因2，計算出各多態(tài)性位點在等位基因模型(1vs.2)、純合子模型(11vs.22)、雜合子模型(12vs.22)、顯性模型(11+12vs.22)及隱性模型(11vs.12+22)的OR及95%CI。用I2檢驗來評估納入研究之間的異質性：當P≥0.1，I2<50%時，表明異質性較小，采用固定效應模型(FEM)；反之，則采用隨機效應模型(REM)[6]。

2 結 果

2.1 文獻篩選結果 通過對電子數(shù)據(jù)庫的系統(tǒng)檢索，共得到96篇相關文獻。去除重復和不符合要求的文獻后，最終納入了13篇[7-19]，文獻篩選過程見流程圖(圖1)。

圖1 文獻篩選的流程圖

2.2 納入文獻的基本特征 本研究共納入13篇文獻，包括15項獨立研究，基本特征見表1。其中Baumber等[18]的研究包括三項獨立研究，分別在丹麥、瑞典和英國三個不同人群中開展。被2篇以上文獻報道的位點共有6個，分別是CLOCK基因的rs1801260位點、ADH4基因的rs1800759和rs1126671位點，以及HCRTR2基因的rs2653349、rs3122156和rs2653342位點。除了Fan等[10]的研究是在亞洲人群中開展外，其余各項研究均在高加索人中實施。3項研究[13,17-18]為隊列研究，其余10項研究[7-12,14-16,19]為病例-對照研究。分別有5項[8-12]、1項[7]、7項[13-19]研究使用ICHD-Ⅲ beta[20]、ICHD-Ⅲ[21]和ICHD-Ⅱ[22]作為CH的診斷標準。需要注意的是Zarrilli等[12]關于rs1800759、rs1126671、rs2653349位點的研究，F(xiàn)ourier等[8]關于rs3122156位點的研究及Rainero等[15]關于rs2653342位點的研究中對照組不符合HWE。根據(jù)NOS評價標準，納入的每項研究至少得到了6分，均為高質量研究(表2)。

2.3 Meta分析

2.3.1CLOCK基因多態(tài)性和CH的關系 見表3。5項研究[9-10,12,16,19]報道了rs1801260多態(tài)性和CH風險的關系，共納入了823例CH患者和1 367名對照者。五種遺傳模型下的異質性均較小，采用FEM進行統(tǒng)計分析。Meta分析結果顯示，在等位基因模型下，rs1801260多態(tài)性和CH易感性(Cvs.T)無相關性(OR=1.10，95%CI：0.95～1.28，P=0.19)(圖2)。在其余遺傳模型下，rs1801260多態(tài)性和CH風險也無相關性(表3)。

2.3.2ADH4基因多態(tài)性和CH的關系 見表3。5項研究[7,10-12,14]報道了rs1800759多態(tài)性和CH風險的關系，共納入了780例CH患者和1 548名對照者。

表1 納入研究的基本特征作者及年份國家種族設計類型參與者來源診斷標準病例組突變純合子雜合子野生純合子對照組突變純合子雜合子野生純合子HWECLOCK rs1801260 Cevoli等[16],2008年意大利高加索人病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅱ13961835570.431 Fan等[10],2018年中國 亞洲人 病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅲ beta119922231670.247 Fourier等[9],2018年瑞典 高加索人病例-對照普通人群ICHD-Ⅲ beta40177232462583610.992 Rainero等[19],2005年意大利高加索人病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅱ8425712811170.679 Zarrilli等[12],2015年意大利高加索人病例-對照普通人群ICHD-Ⅲ beta323288721200.489ADH4 rs1800759 Fan等[10],2018年中國 亞洲人 病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅲ beta233778541300.433 Fourier等[11],2016年瑞典 高加索 病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅲ beta65197128641961230.344 Papasavva等[7],2020年希臘 高加索人病例-對照普通人群ICHD-Ⅲ244941902861940.364 Rainero等[14],2010年意大利高加索人病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅱ10653517103830.055 Zarrilli等[12],2015年意大利高加索人病例-對照普通人群ICHD-Ⅲ beta7281912100880.017ADH4 rs1126671 Fourier等[11],2016年瑞典 高加索 病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅲ beta35179176401741730.699 Rainero等[14],2010年意大利高加索人病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅱ29414027106700.184 Zarrilli等[12],2015年意大利高加索人病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅲ beta11251818104780.043HCRTR2 rs2653349 Baumber等[18],2006年丹麥 高加索人隊列普通人群ICHD-Ⅱ23856431370.445 Baumber等[18],2006年瑞典 高加索人隊列普通人群ICHD-Ⅱ42668732670.251 Baumber等[18],2006年英國 高加索人隊列普通人群ICHD-Ⅱ22041527570.468 Fan等[10],2018年中國 亞洲人 病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅲ beta113980161760.547 Fourier等[8],2019年瑞典 高加索人病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅲ beta17168332221743850.673 Papasavva等[7],2020年希臘 高加索人病例-對照普通人群ICHD-Ⅲ22191101094510.260 Rainero等[15],2008年意大利高加索人病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅱ241035431630.295 Schurks等[17],2006年德國 高加索人隊列普通人群ICHD-Ⅱ7461737931660.152 Weller等[13],2015年荷蘭 高加索人隊列普通人群ICHD-Ⅱ18206351453075220.988 Zarrilli等[12],2015年意大利高加索人病例-對照普通人群ICHD-Ⅲ beta29438271650.001HCRTR2 rs3122156 Fan等[10],2018年中國 亞洲人 病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅲ beta9475612741060.848 Fourier等[8],2019年瑞典 高加索人病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅲ beta37194286652172980.001 Rainero等[15],2008年意大利高加索人病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅱ7336927811030.088HCRTR2 rs2653342 Fan等[10],2018年中國 亞洲人 病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅲ beta1111000171750.521 Fourier等[8],2019年瑞典 高加索人病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅲ beta8136373151404240.423 Rainero等[15],2008年意大利高加索人病例-對照醫(yī)院ICHD-Ⅱ8406111481520.016

五種遺傳模型均未檢測到顯著異質性，采用FEM進行統(tǒng)計分析。Meta分析結果顯示，在等位基因模型下，rs1800759多態(tài)性(Avs.C)和CH無關(OR=1.06，95%CI：0.93～1.22，P=0.37)(圖3A)。在其余遺傳模型下，也未發(fā)現(xiàn)rs1800759多態(tài)性和CH易感性有關。

3項研究[11-12,14]報道了rs1126671多態(tài)性和CH易感性的關聯(lián)，納入了554例CH患者和790名對照者。純合子模型和隱性模型檢測到了顯著的異質性，采用REM進行統(tǒng)計分析，其余遺傳模型采用FEM分析。結果顯示，在等位基因模型下，rs1126671多態(tài)性(Avs.G)和CH無關(OR=1.09，95%CI：0.92～1.28，P=0.32)(圖3B)。在其余遺傳模型下，未檢測到rs1126671多態(tài)性和CH有關(表3)。

2.3.3HCRTR2基因多態(tài)性和CH的關系 8項研究[7-8,10,12-13,15,17-18]報道了rs2653349多態(tài)性和CH風險的關系，共納入1 964例CH患者和3 161名對照者。在等位基因模型、雜合子模型和顯性模型下檢測到了顯著的異質性，采用REM進行統(tǒng)計分析，其余遺傳模型采用FEM分析。Meta分析結果顯示，在等位基因模型下，rs2653349多態(tài)性(Avs.G)和CH無關(OR=0.85，95%CI0.69～1.03，P=0.10)(圖4)。在其余遺傳模型下，未發(fā)現(xiàn)rs2653349多態(tài)性和CH存在關聯(lián)。

3項研究[8,10,15]報道了rs3122156多態(tài)性和CH風險的關系，納入了738例CH患者和983名對照者。在等位基因模型、純合子模型和顯性模型下檢測到了顯著的異質性，采用REM進行統(tǒng)計分析，其余遺傳模型采用FEM分析。結果顯示，在等位基因模型下，rs3122156多態(tài)性(Gvs.T)和CH無關(OR=0.83，95%CI：0.60～1.16，P=0.27)。在其余遺傳模型下，未發(fā)現(xiàn)rs3122156多態(tài)性和CH的關聯(lián)。

3項研究[8,10,15]報道了rs2653342多態(tài)性和CH風險的關系，納入了738例CH患者和982名對照者。在等位基因模型、雜合子模型和顯性模型下檢測到了顯著的異質性，采用REM進行統(tǒng)計分析，其余遺傳模型采用FEM分析。結果顯示，在等位基因模型下，rs2653342多態(tài)性(Avs.G)和CH無關(OR=1.28，95%CI：0.86～1.92，P=0.22)。在其余遺傳模型下，未發(fā)現(xiàn)rs2653342和CH的關聯(lián)。

表2 納入研究根據(jù)NOS的方法學質量評分結果作者及年份病例的確定是否恰當病例的代表性對照的選擇對照的確定組間可比性暴露因素的確定采用相同的方法確定病例和對照組的暴露因素無應答率合計Papasavva等[7],2020年111111118Fourier等[8],2019年101111117Fourier等[9],2018年111111118Fan等[10],2018年100121117Fourier等[11],2016年101111117Zarrilli等[12],2015年111111118Weller等[13],2015年111101117Rainero等[14],2010年111121119Rainero等[15],2008年111121119Cevoli等[16],2008年100111116Schürks等[17],2006年111111118Baumber等[18],2006年111111118Rainero等[19],2005年111121119

表3 CLOCK、ADH4、HCRTR2基因多態(tài)性和叢集性頭痛易感性的Meta分析結果遺傳模型統(tǒng)計學關聯(lián)OR值95%CIP值異質性檢驗I2(%)P值統(tǒng)計模型CLOCK rs1801260 C vs. T1.10 0.95～1.280.1900.45FEM CC vs. TT1.17 0.80～1.700.41250.26FEM CT vs. TT1.120.93～1.350.2400.85FEM CC+CT vs. TT1.13 0.94～1.350.2000.75FEM CC vs. CT+TT1.13 0.79～1.630.50240.26FEMADH4 rs1800759 A vs. C1.06 0.93～1.220.3700.46FEM AA vs. CC1.13 0.84～1.520.42190.29FEM AC vs. CC1.040.85～1.270.6900.43FEM AA+AC vs. CC1.06 0.88～1.280.5400.44FEM AA vs. AC+CC1.14 0.87～1.490.35170.30FEM

續(xù)表

圖2 等位基因模型下rs1801260多態(tài)性和CH風險的關系

圖3 等位基因模型下ADH4基因多態(tài)性和CH的關系 A：rs1800759多態(tài)性和CH風險的關聯(lián)性；B：rs1126671多態(tài)性和CH風險的關聯(lián)性

2.4 敏感性分析及發(fā)表偏倚評估 剔除不符合HWE的研究后，剩余研究總體效應值未發(fā)生顯著改變。為了提高把握度，在最后的數(shù)據(jù)合并中沒有將其排除。逐個剔除其余各項研究后，總體的效應值方向和大小均未發(fā)生明顯改變，表明穩(wěn)定性良好。漏斗圖未見明顯不對稱，未檢測到顯著的發(fā)表偏倚(圖5)。

圖4 在等位基因模型下rs2653349多態(tài)性和CH風險的關聯(lián)性

圖5 發(fā)表偏倚評估結果 A：rs1801260多態(tài)性和CH關聯(lián)性的漏斗圖(C vs. T)；B：rs1800759多態(tài)性和CH關聯(lián)性的漏斗圖(A vs. C)；C：rs1126671多態(tài)性和CH關聯(lián)性的漏斗圖(A vs. G)；D：rs2653349多態(tài)性和CH關聯(lián)性的漏斗圖(A vs. G)

3 討 論

明確CH的病因和發(fā)病機制能夠更好地指導其預防和臨床治療。然而，CH的確切病因仍不清楚。包括吸煙和飲酒在內(nèi)的環(huán)境因素能夠誘發(fā)CH的發(fā)作，但是環(huán)境因素只能部分解釋CH的發(fā)生[23]。過去的十幾年里，遺傳因素在CH發(fā)生過程中的作用受到了越來越多的關注，且發(fā)現(xiàn)CH有明顯的家族聚集現(xiàn)象。Leone等[24]實施的大樣本臨床研究顯示，CH患者的一級親屬患CH風險是普通人群的39倍。隨著基因關聯(lián)研究的不斷開展，CLOCK、HCRTR2、ADH4和CACNA1A等多個基因都被報道和CH有關[4]。關于CLOCK[9-10,12,16,19]、HCRTR2[7-8,10,12-13,15,17-18]、ADH4[7,10-12,14]基因多態(tài)性研究最多，但結果并不一致。這些差異可能是不同研究之間的臨床異質性、遺傳背景差異、診斷標準不一致、檢測手段不同等造成的。Meta分析可以評估研究之間的異質性，并且能夠通過合并數(shù)據(jù)，增加把握度和人群多樣性，從而使研究結果更加真實可靠。本研究通過對rs1801260、rs1800759、rs1126671、rs2653349、rs3122156和rs2653342這6個最為廣泛報道的多態(tài)性位點進行整合分析，以期通過擴大樣本量來尋找其與CH風險的潛在遺傳相關性。

CH的顯著特征是發(fā)作過程具有明顯的周期性和節(jié)律性[25]。CH常在夜間的某個固定時間點發(fā)作，由下丘腦調節(jié)的生物鐘功能異?？赡芘cCH病理生理過程有關。May等[26]發(fā)現(xiàn)，CH發(fā)作期間存在下丘腦的異?；顒印LOCK基因位于染色體4q12，編碼調控生物鐘的轉錄因子CLOCK。CLOCK能夠和其他生物鐘基因共同構成正、負反饋循環(huán)回路，使內(nèi)源性的生物節(jié)律表現(xiàn)為接近24 h的循環(huán)周期。此外，CLOCK還能夠通過神經(jīng)-體液調節(jié)的方式調控哺乳動物的行為活動，從而使之更好地適應外部環(huán)境[27-28]?；A研究[29]表明，CLOCK還能夠調控正常的細胞周期和細胞增殖。Fourier等[9]發(fā)現(xiàn)，CLOCK基因突變會導致其蛋白表達水平的顯著增高，提示CLOCK基因可能參與CH的發(fā)生。Ofte等[27]認為，CLOCK參與CH發(fā)生的機制是CLOCK基因的突變導致其編碼蛋白的活性改變，從而引起機體內(nèi)部的生物鐘紊亂，導致CH發(fā)生。

飲酒是CH的危險因素，酒精能夠通過和多種神經(jīng)遞質的相互作用，打亂神經(jīng)遞質激活和抑制狀態(tài)之間的平衡，干擾大腦的正常功能。文獻[23]報道，53.5%～79.0%的CH患者會因飲酒誘發(fā)CH。Lund等[30]的研究結果表明，CH患者的飲酒量顯著高于正常對照人群。ADH4不僅在酒精代謝過程中發(fā)揮關鍵作用，而且參與CH發(fā)作過程中有重要作用的下視丘素等多種單胺類神經(jīng)遞質的代謝[31]。

HCRTR2位于人類染色體6p12.1，包含7個外顯子，能夠編碼主要表達在大腦組織的G-蛋白偶聯(lián)受體。HCRTR2能夠和下丘腦分泌素結合，而后者廣泛參與中樞神經(jīng)性疼痛和神經(jīng)內(nèi)分泌活動[32]。生物信息學分析[8]顯示，HCRTR2多態(tài)性能夠影響其mRNA的分子結構和生物學穩(wěn)定性。

CLOCK、ADH4和HCRTR2的基礎研究均表明其可能參與CH發(fā)生。雖然本研究并未發(fā)現(xiàn)這些基因的6個多態(tài)性位點與CH相關，但是鑒于目前研究數(shù)量較少，而且納入的研究對象數(shù)量有限，統(tǒng)計學整體把握度較低，所以不能排除其和CH的臨床關聯(lián)性。

盡管本研究對現(xiàn)有的研究成果進行了合并分析，但是仍存在一些局限性：(1)由于CH發(fā)病率較低，納入的原始研究的樣本量有限，這種情況下并不能排除研究結果假陰性的可能性。Button等[33]曾報道，尤其在神經(jīng)科學領域，較小的樣本量很難檢測到陽性結果。(2)原始研究主要在高加索人群中完成，研究結果在其他人群中的適用性仍有待檢驗。(3)原始研究并沒有嚴格按照吸煙及飲酒等混雜因素對研究對象進行分層，因此不能消除這些因素對研究結果的影響。(4)本研究只對6個基因的獨立位點進行了分析，而基因與基因、位點與位點之間的交互作用不能被分析，這也可能導致研究結果偏離真實情況。

綜上，本研究發(fā)現(xiàn)CLOCK(rs1801260)、ADH4(rs1800759和rs1126671)、HCRTR2(rs2653349、rs3122156和rs2653342)多態(tài)性和CH易感性無相關性?？紤]到本研究存在的缺陷，并不能排除這6個多態(tài)性位點和CH的臨床關聯(lián)性，仍需要在不同人群中實施大樣本研究來進一步驗證本研究的結果。