急性冠脉综合征患者药物涂层球囊经皮冠状动脉介入术后缩短双联抗血小板治疗——来自瑞典全国心脏登记的研究发现

《Chinese Medicine and Culture》：Abbreviated dual antiplatelet therapy after percutaneous coronary intervention with drug coated balloons in acute coronary syndromes: insights from the SWEDEHEART registry

　　

**目的**
当使用药物涂层球囊（DCBs）而未植入支架时，可能会缩短所需的双联抗血小板治疗（DAPT）持续时间。鉴于此，本研究旨在评估仅使用 DCB 进行经皮冠状动脉介入治疗（PCI）后，接受缩短版与标准版 DAPT 的急性冠脉综合征（ACS）患者的预后。

**方法与结果**
纳入 2013 年 6 月至 2022 年 2 月间登记在 SWEDEHEART 登记系统中、仅使用 DCB 治疗 ACS 的患者。仅纳入出院时 P2Y12 受体抑制剂为替格瑞洛的患者。患者按出院时计划的 DAPT 持续时间分类。主要结局是出院后 1 年的净不良临床事件（NACE），定义为全因死亡、卒中、心肌梗死或大出血的首次发生。主要分析采用逆概率治疗加权 Cox 回归。在 1128 例患者中（缩短版 DAPT 141 例，标准版 DAPT 986 例），缩短版 DAPT 组有 25 例（粗率 17.7%；加权率 17.8%）和标准版 DAPT 组有 133 例（粗率 13.5%；加权率 13.8%）发生 NACE，对应的加权风险比为 1.29（95% 置信区间 0.81–2.03；P = 0.28）。预设敏感性分析结果一致。由于样本量较小，方差通常较高。

**结论**
在这项基于全国登记系统的分析中，ACS 患者仅接受 DCB PCI 后使用缩短版 DAPT 与 NACE 的统计学显著差异无关联。然而，置信区间较宽，未能排除具有临床意义的危害。这些发现应被视为生成假设，表明在常规采用该疗法之前需要更全面的证据。

**引言**
药物涂层球囊（DCBs）在现代经皮冠状动脉介入治疗（PCI）中的应用日益增多。特别是在支架内再狭窄（ISR）和小血管病变中，但也包括更广泛的人群，例如较大的新发病变。1–4 药物涂层球囊不留永久性支架，减少了血栓生成性，并可能允许缩短双联抗血小板治疗（DAPT）。5 随着 DCB 使用量的增加，DCB-PCI 后的最佳抗血小板治疗成为争议话题，特别是在缺血事件风险较高的急性冠脉综合征（ACS）患者中。尽管最佳方案仍不清楚，但近年来多项试验和荟萃分析表明，对于接受药物洗脱支架 PCI 的 ACS 患者，降级或缩短的 DAPT 是一种可行的替代方案。6–10 这降低了出血风险，通常不会显著增加缺血风险。因此，各种类型的降级或缩短方案正被越来越多地使用，尤其是对于高出血风险患者。当前欧洲心脏病学会及相应的美国指南建议，对于 ACS 患者，默认策略为 12 个月的 DAPT，如有临床动机（即高出血风险）则可选择降级或缩短 DAPT 方案。9,11 然而，这些建议几乎完全基于涉及支架植入的试验，而支架植入仍然是 ACS 患者的标准治疗。因此，将指南外推至 DCB 环境仍存在争议。几份专家共识文件提议将降级 DAPT 作为 DCB 后护理的可能标准，但缺乏相关研究意味着没有足够的严谨数据来指导临床决策。1,12 试验 REC-CAGEFREE II 发现缩短的基于替格瑞洛的 DAPT 非劣于标准治疗。13 然而，这是唯一一项探索该主题的大型研究，尽管其他 DCB 试验也报告了 DAPT 持续时间，但它们并没有直接在 DCB 人群中比较不同的 DAPT 策略。3,14–17 为解决这些知识空白，我们利用瑞典心脏疾病循证护理增强与发展网络系统（SWEDEHEART）登记系统的数据进行了一项全国队列研究。我们旨在评估仅接受 DCB PCI 后使用缩短版基于替格瑞洛 DAPT 的 ACS 患者的预后，假设这对于这些患者可能是一种可行的治疗选择。

**方法**

**设计**
这是一项基于 SWEDEHEART 登记系统（一项全国心脏登记系统）数据的观察性纵向队列研究。它遵循流行病学观察研究报告加强（STROBE）指南，并获瑞典伦理审查委员会批准（Dnr 2023-00201-01）。确定所有于 2013 年 6 月 11 日至 2022 年 2 月 28 日间因 ACS 住院的成年患者，ACS 定义为 ST 段抬高型心肌梗死、非 ST 段抬高型心肌梗死或不稳定型心绞痛。纳入在 index 住院期间仅接受 DCB 血管成形术进行 PCI 作为唯一血运重建策略的患者。如果使用了补救性支架植入，则排除该患者。排除不完全血运重建、口服抗凝、慢性完全闭塞或冠状动脉旁路移植术的任何 PCI、任何非替格瑞洛 P2Y12 抑制以及任何缩短的乙酰水杨酸持续时间，图 1。由于将患者的计划治疗持续时间录入登记系统是出院程序的一部分，因此仅纳入存活至出院的患者。患者根据出院时计划的 DAPT 策略分层：“任何缩短”DAPT 组（≤6 个月替格瑞洛）和标准 DAPT 组（≥12 个月）。

对于图像描述，请参见图例和周围文本。
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研究人群选择流程图。排除和纳入标准。数据管理流程图包括数据源、患者纳入和粗匹配过程。显示的是经过每一步纳入和排除标准后剩余的患者数量。ACS，急性冠脉综合征；DCB，药物涂层球囊；PCI，经皮冠状动脉介入治疗；CABG，冠状动脉旁路移植术；DAPT，双联抗血小板治疗；SWEDEHEART，瑞典心脏疾病循证护理增强与发展网络系统。

**事件时间和结局**
出院日期用作所有终点的时间零点，然后在登记系统中对患者进行 365 天的前瞻性随访。主要结局是 1 年时的净不良临床事件（NACE），定义为以下首次发生：(i) 全因死亡，(ii) 心肌梗死（MI），(iii) 缺血性卒中，或 (iv) 临床显著出血事件。所有结局的详细定义见在线补充材料，表 S1。死亡状态通过与国家卫生福利委员会和国家人口登记处进行链接来确定。卒中和出血结局的日期和发生率通过国家患者登记系统获得。用于定义出血的 ICD 代码被选择为反映对应于出血学术研究联盟 2 型、3 事件的出血事件，并包括出血性卒中。18 致死性出血包含在全因死亡终点中。为了确保仅使用临床相关的出血事件，仅将与住院医疗相关的出血诊断纳入分析。瑞典登记系统中致死性出血或需要住院的出血的敏感性此前已得到验证，分别为 99.5% 和 84.5%。19 心肌梗死信息来自 SWEDEHEART 登记系统，定义为根据心肌梗死通用定义第四次定义，随后入住冠心病监护单元并出院诊断为心肌梗死。20 所有结局均确定至出院后 1 年。无法获得真正的方案内疗法数据。在其他瑞典观察性 ACS 队列中，对意向性治疗（ITT）方案的总体依从性约为 80%，P2Y12 抑制剂交叉率为 5%。21

**统计分析**
使用逆概率治疗加权（IPTW）Kaplan–Meier 估计量估计主要和次要终点的累积发生率，其中死亡是终点的一部分；否则使用以死亡为竞争风险参数的 Aalen–Johansen 估计量。目标估计值是缩短版与标准版 DAPT 对 365 天 NACE 的平均治疗效应（ATE）。使用逻辑回归估计倾向性评分，以计划的 DAPT 持续时间（ITT）作为因变量。协变量选择遵循 Hernán 和 Robbins 建议的原则，包括治疗和/或结局的共同原因，同时排除具有工具变量行为的变量。即，在考虑到测量的协变量后，没有独立预后价值的治疗分配强预测因子。22,23 日历年份基于此基础被排除，并在经验确认后具有工具变量行为 [调整的 Cox 风险比 (HR) 每年 1.02，P = 0.61]。23 其他筛选但未纳入的变量显示在在线补充材料，表 S2 中。主要 IPTW 集合限制为 15 个变量以避免过度调整。24,25 主要分析使用带有稳定 ATE 权重的 IPTW 应用于每个结局的 Cox 比例风险模型，并使用稳健（三明治）标准误。主要分析使用粗权重。还进行了使用截断在第一和 99 百分位数的权重和重叠权重的分析，以估计输出对极端权重的依赖性。26 使用绝对标准化均数差 (SMDs) 评估加权前后的协变量平衡。测试了比例风险假设，以提高产生的 HR 的可解释性。

进行了五项敏感性分析。首先，使用五个选定的最强共同混杂因子（既往出血、年龄、估算肾小球滤过率 (eGFR)、罪犯病变类型和 ACS 表现类型），受每变量事件比约束的简略调整 Cox 结局模型。其次，创建替代 IPTW 模型，在线补充材料，表 S2。第三，计算重叠权重的平均治疗效应 (ATO)，针对临床 equipoise 的人群，以解决潜在的阳性违反问题。27 第四，进行带有 SuperLearner（逻辑回归、惩罚逻辑回归和随机森林）估计和五折交叉拟合的增强逆概率加权 (AIPW)。此分析的结局报告二元 365 天结局的风险差异和风险比，作为主要 IPTW 分析的双重稳健补充。第五，我们通过整合 IPTW 加权 Kaplan–Meier 曲线并计算组间面积，估计了 τ = 365 天时 IPW 调整的受限平均生存时间 (RMST) 差异，遵循 Conner 等人的方法。28 该模型提供了一种不假设比例风险的结局测量。注意：生存定义为未发生任何 NACE，而不是死亡时间。最后，预设的亚组分析估计了层内治疗效应以及相应的治疗 × 罪犯病变类型交互项。

如补充材料所述，制定了 Holm–Bonferroni 分析计划以调整多重性。数据管理和统计分析使用 Stata 版本 19.0 和 19.5 29 以及 R 版本 4.4.2 30 进行。

**结果**

**基线特征**
共纳入 1128 例接受仅 DCB PCI 治疗 ACS 的患者，表 1，图 1。其中，141 例（12.5%）患者计划短 DAPT 持续时间（≤6 个月），987 例（87.5%）患者计划标准≥12 个月持续时间。队列的总体缺血风险较高，既往 PCI 和心肌梗死患病率高。根据 PRECISE-DAPT 评分，人群之间存在基线出血风险差异，表 1。部署的 DCB 平均直径为 2.7 mm，表明主要为小血管部署，在线补充材料，表 S3。更详细的操作数据见在线补充材料，表 S3。

**表 1 研究人群的基线特征**

| 特征 | 总体 (N = 1 128)a | 标准 DAPT (N = 987)a | 缩短版 DAPT (N = 141)a | SMDb |
| :--- | :--- | :--- | :--- | :--- |
| 年龄，岁 | 65.8 (11.2) | 65.7 (11.1) | 66.5 (11.8) | ?0.07 |
| 性别 | 795 (70.5%) | 710 (71.9%) | 85 (60.3%) | 0.25 |
| 身体质量指数，kg/m2 | 27.7 (4.5) | 27.8 (4.6) | 27.2 (4.4) | 0.13 |
| 吸烟状况 | 0.25 | | | |
| ? 从不吸烟 | 446 (39.5%) | 386 (39.1%) | 60 (42.6%) | |
| ? 前吸烟者 >1 个月 | 456 (40.4%) | 408 (41.3%) | 48 (34.0%) | |
| ? 当前吸烟者 | 201 (17.8%) | 176 (17.8%) | 25 (17.7%) | |
| ? 未知 | 25 (2.2%) | 17 (1.7%) | 8 (5.7%) | |
| ACS 类型 | 0.39 | | | |
| ? STEMI | 205 (18.2%) | 194 (19.7%) | 11 (7.8%) | |
| ? 不稳定型心绞痛 | 332 (29.4%) | 276 (28.0%) | 56 (39.7%) | |
| ? NSTEMI | 591 (52.4%) | 517 (52.4%) | 74 (52.5%) | |
| PRECISE-DAPT ≥25 | 265 (23.5%) | 218 (22.1%) | 47 (33.3%) | 0.25 |
| 支架内罪犯病变 | 489 (43.4%) | 432 (43.8%) | 57 (40.4%) | 0.07 |
| 糖尿病 | 333 (29.5%) | 289 (29.3%) | 44 (31.2%) | 0.04 |
| 高血压 | 568 (50.4%) | 491 (49.7%) | 77 (54.6%) | 0.10 |
| 既往心肌梗死 | 522 (46.3%) | 456 (46.2%) | 66 (46.8%) | 0.01 |
| 心力衰竭 | 102 (9.0%) | 84 (8.5%) | 18 (12.8%) | 0.14 |
| 既往 PCI | 689 (61.1%) | 606 (61.4%) | 83 (58.9%) | 0.05 |
| 既往 CABG | 59 (5.2%) | 52 (5.3%) | 7 (5.0%) | 0.01 |
| 外周动脉疾病 | 53 (4.7%) | 43 (4.4%) | 10 (7.1%) | 0.12 |
| 入院前 1 年内显著出血 | 52 (4.6%) | 41 (4.2%) | 11 (7.8%) | 0.15 |
| 慢性肾脏病 | 53 (4.7%) | 44 (4.5%) | 9 (6.4%) | 0.09 |
| 慢性阻塞性肺病 | 83 (7.4%) | 71 (7.2%) | 12 (8.5%) | 0.05 |
| eGFR (MDRD), mL/min/1.73 m2 | 84.8 (26.9) | 85.5 (26.3) | 80.3 (30.5) | 0.18 |
| 血红蛋白，g/L | 138.7 (15.8) | 139.1 (15.5) | 136.4 (17.3) | 0.16 |
| 出院时 ACE 抑制剂 | 598 (53.0%) | 530 (53.7%) | 68 (48.2%) | 0.11 |
| 出院时 ARB | 326 (29.0%) | 286 (29.0%) | 40 (28.6%) | 0.01 |
| 出院时 β-阻滞剂 | 934 (82.8%) | 817 (82.8%) | 117 (83.0%) | 0.01 |
| 出院时他汀 | 1084 (96.2%) | 949 (96.2%) | 135 (95.7%) | 0.03 |
| 出院时利尿剂 | 194 (17.2%) | 168 (17.0%) | 26 (18.4%) | 0.04 |
| 计划的替格瑞洛持续时间 | 0.68 | | | |
| ? 1 个月 | 23 (2.0%) | 0 (0.0%) | 23 (16.3%) | |
| ? 3 个月 | 48 (4.3%) | 0 (0.0%) | 48 (34.0%) | |
| ? 6 个月 | 70 (6.2%) | 0 (0.0%) | 70 (49.6%) | |
| ≥12 个月 | 987 (87.5%) | 987 (100.0%) | 0 (0.0%) | |

标准 DAPT 组和缩短版 DAPT 组的基线人口学和医学特征。

组间差异采用标准化均值差异（SMD）进行计算。

缩写说明：BMI，体质指数；DAPT，双联抗血小板治疗；ACS，急性冠脉综合征；STEMI，ST段抬高型心肌梗死；NSTEMI，非ST段抬高型心肌梗死；PCI，经皮冠状动脉介入治疗；CABG，冠状动脉旁路移植术；COPD，慢性阻塞性肺疾病；ACE，血管紧张素转换酶；ARB，血管紧张素受体拮抗剂；eGFR，估算的肾小球滤过率；PRECISE-DAPT，PRECISE-DAPT评分（预测接受支架植入及后续双联抗血小板治疗患者的出血并发症）。

a 非加权人群中的患者数量。
b 标准化均值差异。

## 模型诊断与假设

倾向性评分按治疗组的密度图见在线补充材料，图S1。两个变量在基线时SMD大于0.1的阈值（住院衰弱风险评分和ACS类型）。31 经过IPTW加权后，各调整变量在两组人群中无显著差异，见在线补充材料，图S2。权重诊断和衰弱风险评分的详细数据见在线补充材料，表S4和S5。

主要分析中比例风险假设检验显示中等程度但具有统计学意义的非比例性（P = 0.03）。缩放Schoenfeld残差图见在线补充材料，图S3。

## 主要分析

主要复合终点——365天净不良临床事件（NACE）——在缩短DAPT组25例患者（17.7%）和标准DAPT组133例患者（13.5%）中发生，对应IPTW加权累积发生率分别为17.8%和13.8%，见表2。

**表2 基于IPTW加权的Cox回归分析——主要终点和次要终点**

| 结局 | 缩短DAPT（n = 141） | | 标准DAPT（n = 986） | | IPTW HR（95% CI）；P |
|---|---|---|---|---|---|
| | 事件数，n（%） | 加权% | 事件数，n（%） | 加权% | |
| 净不良临床事件 | 25（17.7） | 17.8 | 133（13.5） | 13.8 | 1.29（0.81–2.03）；0.28 |
| **次要终点** | | | | | |
| 全因死亡 | 6（4.3） | 3.1 | 20（2.0） | 2.2 | 1.41（0.54–3.66）；0.48 |
| 心肌梗死 | 17（12.1） | 11.4 | 88（9.0） | 9.1 | 1.24（0.71–2.15）；0.45 |
| 卒中 | 1（0.7） | 0.8 | 6（0.6） | 0.7 | 1.11（0.13–9.17）；0.93 |
| 大出血 | 8（5.8） | 6.2 | 41（4.2） | 4.3 | 1.45（0.62–3.36）；0.39 |

缩短DAPT定义为DAPT疗程≤6个月；标准DAPT定义为≥12个月。未调整百分比反映未校正的事件比例；加权百分比基于主要IPTW模型计算标准化IPTW（ATE）权重得出。风险比来自IPTW加权Cox比例风险回归，采用稳健标准误。

DAPT，双联抗血小板治疗；HR，风险比。

IPTW加权后，缩短DAPT与1年NACE风险无统计学显著差异 [HR 1.29，95%置信区间（CI）0.81–2.03；P = 0.28]，见表2和图2。将HR偏移至1.00所需的E值为1.67，表明未测量的混杂因素对结果产生显著影响的阈值较低。32

图2显示主要终点（净不良临床事件）在一年内的累积发生率。相应的加权Cox回归显示研究组间无统计学显著差异。

**图2** 主要终点——净不良临床事件的加权Kaplan–Meier曲线。该图显示出院后1年主要终点（净不良临床事件）的加权Kaplan–Meier累积发生率。所提供的统计检验为同一终点的加权Cox回归风险比。代表风险集患者数量的表格显示仍保留在风险模型中并持续贡献权重的患者人数。

## 次要分析

对于次要终点，未加权Kaplan–Meier曲线、IPTW加权Kaplan–Meier曲线及IPTW加权Aalen–Johansen估计器均显示相似结果，见在线补充材料，表S6。所有次要终点的加权HR均大于1。然而，由于事件数普遍较低，这些发现的统计精度有限。见表2和图3。因肠道出血住院是最常见的出血事件，见在线补充材料，表S7。

**图3** 森林图显示主要队列及预设亚组中，缩短DAPT与标准DAPT比较的1年净不良临床事件风险比及95%置信区间。风险比为1的垂直线表示无差异，该线左侧的黑色方块（点估计值）有利于缩短DAPT，右侧有利于标准DAPT。

森林图显示主要终点的亚组特定结局。森林图点估计值及加权风险比的相应置信区间，比较缩短与标准DAPT的净不良临床事件。所提供的统计检验为主要终点（净不良临床事件）的加权Cox回归风险比。标注为"总体"的结果对应主要未分层队列。标注为"De novo"和"ISR"行的结果基于分层加权Cox回归，未在特定病灶亚组中重新加权。交互作用P值在总体人群中估算。PH，比例风险；HR，风险比；NACE，净不良临床事件；MI，心肌梗死；DAPT，双联抗血小板治疗。

## 敏感性分析

主要发现在所有预设敏感性分析中均稳健，见在线补充材料，表S8。应用修剪权重后，NACE的HR为1.34（95% CI 0.86–2.09），重叠加权（ATO）分析产生衰减但方向一致的估计值（HR 1.17，95% CI 0.75–1.80）。调整的Cox模型及替代IPTW模型也提供了结果一致的发现，见在线补充材料，表S8和S9。

双重稳健AIPW估计器显示365天时风险差为+5.6个百分点（95% CI ?2.9至14.1；P = 0.20），风险比为1.40（95% CI 0.90–2.20；P = 0.14），与IPTW-Cox HR方向一致。逆概率治疗加权（IPTW）限制性平均生存时间分析（τ = 365天）显示ΔRMST为+0.72天，有利于缩短DAPT。

## 亚组分析

在culprit为新生病灶的患者中，两组之间无差异。相比之下，culprit为支架内病灶的患者中可能提示治疗有害（HR 1.79；95% CI 1.02–3.15；P = 0.043）。然而，病灶类型的交互作用效应无统计学显著性，见图3。

## 讨论

### 主要发现

在仅接受药物洗脱球囊（DCB）治疗的ACS患者中，缩短DAPT与标准DAPT相比，NACE的统计学显著增加不显著。然而，主要和探索性终点的点估计值均倾向于标准DAPT，且置信区间较宽，不能排除具有临床相关性的治疗危害。

### 解读

尽管本研究为全国性研究，但该队列仅代表根据当代证据在临床上适合DCB-PCI治疗的ACS患者亚组，并不代表ACS人群的完整样本。既往心肌梗死和PCI的比例较高，且随访第一年内全因死亡的累积发生率低于其他当代北欧ACS队列。33 与目前唯一针对该主题开展的随机试验（REC-CAGEFREE II试验）相比，我们的人群在基线时出现心肌梗死和支架内culprit病灶的患者比例明显更高。13 这种差异可能反映在本研究中主要终点的累积发生率几乎是REC-CAGEFREE II试验干预组报告的两倍（尽管我们的终点不包括计划再血管化或门诊出血事件）。13 综上所述，这表明瑞典在ACS中应用DCB的人群与目前发表的唯一支持DCB-PCI术后缩短DAPT的随机试验人群存在差异。

尽管人群之间存在明显差异，我们的主要结果并不与REC-CAGEFREE II试验的发现相矛盾，该试验显示DCB治疗ACS后缩短替格瑞洛为基础的DAPT在1年时不劣于12个月方案。13 我们的结果显示，在广泛的敏感性分析中，各治疗组之间无统计学显著差异。由于主要分析中比例风险假设被违背，在此背景下应特别提及完全中立的RMST结果。然而，考虑到样本量小和高变异度，所有发现都应在这一背景下审视。置信区间包含了显著升高的HR和可能具有临床意义的治疗危害。

这种潜在危害可能反映在本队列中以支架内culprit病灶就诊的患者中NACE的HR升高。支架内再狭窄病灶具有多种促血栓特征，如新生内膜增生、新生动脉粥样硬化和血流动力学紊乱。34,35 这种持续的血栓基质可能使其对DAPT停药耐受性更差，即使在无支架干预后也是如此。REC-CAGEFREE II试验中也观察到了类似的无统计学显著性信号。13 虽然这是一项探索性发现，且我们的发现受到与其他分析相同的局限性约束，但该信号具有生物学合理性，其可重复性可能值得在样本量充足的试验中进一步研究。

最后，缩短治疗组患者中出血事件未见显著减少。虽然该发现无统计学显著性，但在排除治疗分配偏倚的情况下，缩短DAPT下出血事件累积发生率数值升高缺乏明确的机制解释。与此一致，ATO分析显示的组间差异小于主要ATE模型。这表明可能存在残余混杂，即高出血风险患者被优先分配到缩短组。尽管如此，所有次要终点均统计效能不足，提示这些发现应谨慎解读。

## 局限性

第一，治疗分配非随机。该设计存在未测量混杂和暴露错分的显著风险。例如，错分——可能主要由12个月组的依从性差所致——可能使结局测量趋向无效应，并增加II类错误风险。第二，由于我们的结果依赖于调整估计值，存在模型错设影响结果的风险。第三，Shi等人25及其团队已证明不能安全地假定DCB具有类效应。我们通过排除已知显著劣于其他类型的早期DCB进行了部分缓解，见在线补充材料，图S1。第四，本研究几乎完全基于紫杉醇涂覆球囊，限制了在现代DCB时代的外推性。第五，排除非替格瑞洛P2Y12抑制剂降低了对其他药物和临床情境的推广性，但这是为了减少异质性，对其他P2Y12抑制剂的探索性分析显示明显的正性违背。第六，替格瑞洛患者中使用意向治疗（ITT）数据可能比其他ITT变量具有更高的副作用驱动的非依从性风险（如呼吸困难），而在我们的数据中无法确定这种效应的程度。第七，由于数据限制，我们不得不使用仅基于入院时ICD编码来构建衰弱替代变量。31 虽然衰弱的关键标志物（如卒中后遗症）可能仍被准确代表，但该变量在检测衰弱所有相关方面的敏感性有所降低。最后，如Holm–Bonferroni校正表所示（见在线补充材料，表S10），所有次要分析应视为探索性分析。

## 结论

我们的发现表明，接受DCB-PCI治疗的真实世界ACS患者与目前唯一支持该情境下缩短DAPT的随机试验入组患者存在有意义的差异。与标准12个月治疗方案相比，缩短DAPT与NACE的统计学显著差异不显著。然而，置信区间较宽，不能排除具有临床意义的治疗危害。这些发现应视为假设生成性证据，并提示在缩短DAPT于该情境中常规应用之前，需要更全面的证据支持。