累積總膽固醇暴露值對新發(fā)腦卒中影響的前瞻性隊列研究

皇甫春梅，宋永健，閆麗麗，李雪梅，袁建新，楊娜，吳壽嶺

腦卒中為全球范圍內(nèi)僅次于冠心病、腫瘤的第三大死因，給社會和家庭造成了沉重的經(jīng)濟負擔［1］，因而探究可改變的腦卒中危險因素并通過減少危險因素預防腦卒中顯得尤為重要。總膽固醇（total cholesterol，TC）作為可被改變的危險因素之一，以往研究發(fā)現(xiàn)其與腦卒中的發(fā)生風險相關，但研究結論尚不一致：文獻［2-4］發(fā)現(xiàn)TC與腦卒中呈正向關聯(lián)，NAGASAWA等［5］發(fā)現(xiàn)TC 與腦卒中呈負向關聯(lián)，文獻［6-8］發(fā)現(xiàn)TC 與腦卒中之間無統(tǒng)計學關聯(lián)。TC 作為危險暴露引起腦卒中需要一定的時間，而年齡、生活方式、服用降壓藥等均可影響TC 水平［9-10］，因此以單次TC 值來預測腦卒中的風險存在一定偏差。累積暴露是按劑量水平與暴露時間乘積計算的，用來預測暴露因素對靶器官的影響。英國前瞻性糖尿病研究提出累積高血糖暴露增加糖尿病并發(fā)癥的風險［11］；NAVAR-BOGGAN 等［12］提出累積高血脂暴露會增加冠狀動脈性心臟病的發(fā)生風險；國內(nèi)外尚缺少關于累積總膽固醇暴露值（cumulative total cholesterol，cumTC）對新發(fā)腦卒中影響的研究?；诖?，本研究采用前瞻性隊列研究方法，利用開灤研究（注冊號：Chi-CTR-TRNC-11001489）人群資料，探究我國人群cumTC 對新發(fā)腦卒中的影響。

1 對象與方法

1.1 研究對象 選取2006—2010 年在開灤總醫(yī)院等共計11 家醫(yī)院進行健康體檢的開灤集團在職及離退休職工52 427 例為研究對象。納入標準：（1）完成2006、2008、2010 年度開灤集團健康體檢者；（2）3 次健康體檢TC 資料均完整者；（3）同意參加本研究并簽署知情同意書者。排除既往存在腦卒中、心肌梗死、心房顫動及腫瘤病史者。本研究遵照赫爾辛基宣言，并通過開灤總醫(yī)院倫理委員會批準。

1.2 研究方法 流行病學調(diào)查內(nèi)容、人體測量學指標檢測見本課題組已發(fā)表的文獻［13］。生化指標測定：所有檢查者采集空腹（禁食8 h 以上）靜脈血，離心后取上層血清，采用日立7600 自動生化分析儀檢測TC、三酰甘油（triglyceride，TG）、高密度脂蛋白膽固醇（high density lipoprotein cholesterol，HDL-C）、低密度脂蛋白膽固醇（low density lipoprotein cholesterol，LDL-C）、空腹血糖（fasting blood-glucose，F(xiàn)BG）等。由專業(yè)檢驗師嚴格按試劑說明書操作。cumTC=（TC1+TC2）/2×time1-2+（TC2+TC3）/2×time2-3， 其 中TC1、TC2、TC3分別為2006、2008、2010 年度健康體檢所測TC，time1-2、time2-3為相鄰兩次總膽固醇測量的時間間隔［14］。依據(jù)cumTC 四分位進行分組，第一分位組：cumTC＜17.28 mmol·L-1·年-1；第二分位組：17.28 mmol·L-1·年-1≤cumTC＜19.62 mmol·L-1· 年-1； 第 三 分 位 組：19.62 mmol·L-1· 年-1≤cumTC＜22.62 mmol·L-1·年-1；第四分位組：cumTC ≥22.62 mmol·L-1·年-1。

1.3 隨訪及終點事件確定 以觀察對象完成2010 年度健康體檢時間為隨訪起點，以新發(fā)腦卒中事件、死亡或隨訪結束（2017-12-31）為隨訪終點，發(fā)生2 次及以上終點事件者，以最先發(fā)生終點事件的時間和事件為結局。每年通過開灤社會保障信息系統(tǒng)獲取腦卒中事件信息，由經(jīng)過培訓的醫(yī)務人員到上述醫(yī)院記錄觀察對象的終點事件情況。所有診斷均由專業(yè)醫(yī)師根據(jù)住院病歷進行確認。

1.4 相關定義 基線TC 水平（2010 年度）：TC＜5.2 mmol/L 為理想TC；5.2 mmol/L ≤TC＜6.2 mmol/L 為TC邊緣升高；TC≥6.2 mmol/L為高膽固醇血癥［10］。高血壓：收縮壓（SBP）≥140 mm Hg（1 mm Hg=0.133 kPa）和/或舒張壓（DBP）≥90 mm Hg 或雖然SBP＜140 mm Hg、DBP＜90 mm Hg 但使用降壓藥或有高血壓病史［15］。糖尿 ?。篎BG ≥7.0 mmol/L 和/ 或 雖 然FBG＜7.0 mmol/L但使用降糖藥或有糖尿病史［16］。體質(zhì)指數(shù)（BMI）：根據(jù)中國成人超重和肥胖控制與預防指南將觀察對象按BMI 分 成3 組，BMI＜18 kg/m2為 過 低 組；18 kg/m2≤BMI＜24 kg/m2為正常組；BMI ≥24 kg/m2為超重組［17］。

1.5 統(tǒng)計學方法 健康查體數(shù)據(jù)均由各醫(yī)院經(jīng)統(tǒng)一培訓的專人錄入，通過網(wǎng)絡上傳至開灤總醫(yī)院計算機室服務器，形成Oracle 10.2 數(shù)據(jù)庫，采用SPSS 19.0 統(tǒng)計軟件進行統(tǒng)計分析。正態(tài)分布計量資料以±s）表示，組間比較采用單因素方差分析；計數(shù)資料以相對數(shù)表示，組間比較采用χ2檢驗。采用Kaplan-Meier 法繪制生存曲線，計算不同分組人群發(fā)生腦卒中事件的累積發(fā)病率，并用Log-Rank 法進行檢驗。采用多變量Cox 比例風險回歸分別分析不同cumTC 四分位組、高膽固醇血癥累積暴露時間對腦卒中事件的影響，使用似然比檢驗來評價模型擬合情況。以雙側(cè)P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 cumTC 各分位組觀察對象基本情況比較 完成了2006、2008、2010 年度開灤集團健康體檢且TC 資料均完整者56 623 例，排除有腦卒中病史者2 567例，心肌梗死病史者1 086 例，心房顫動病史者221例，腫瘤病史者322 例，最終納入統(tǒng)計分析者52 427例。52 427 例 觀 察 對 象 平 均 年 齡（52.81±11.91）歲， 平 均cumTC（20.27±4.42）mmol·L-1· 年-1，平 均 隨 訪 時 間（6.89±0.72） 年。 根 據(jù)cumTC 四分位進行分組，第一分位組13 089 例，第二分位組13 148 例，第三分位組13 085 例，第四分位組13 105 例，結果顯示：不同cumTC 水平組間年齡、男性占比、SBP、DBP、BMI、cumTC、TC、HDL-C、FBG、腦卒中、缺血性腦卒中、吸煙、飲酒、高血壓及糖尿病檢出率、服調(diào)脂藥占比比較，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05，見表1）。

2.2 不同cumTC 分位組的腦卒中累積發(fā)病率比較 平均隨訪（6.89±0.72）年，共新發(fā)腦卒中1 611 例（缺血性腦卒中1 415 例、出血性腦卒中229 例）。第一分位組～第四分位組腦卒中累積發(fā)病率分別為2.53%（331/13 089）、2.92%（384/13 148）、4.18%（547/13 085）和4.36%（571/13 105）；缺血性腦卒中累積發(fā)病率分別為2.17%（284/13 089）、2.51%（330/13 148）、3.71%（485/13 085）和3.99%（523/13 105），經(jīng)Log-Rank檢驗，差異均有統(tǒng)計學意義（χ2=73.15，P＜0.001；χ2=109.13，P＜0.001）；第一分位組～第四分位組出血性腦卒中累積發(fā)病率比較，差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05，見圖1）。

2.3 不同cumTC 分位組影響腦卒中的Cox 比例風險模型 模型1 以是否存在腦卒中為因變量（賦值：否=0，是=1），以cumTC 四分位為自變量，校正了性別、年齡、BMI、高血壓、糖尿病、吸煙、飲酒、體育鍛煉，進行多因素Cox 回歸分析，結果顯示：與cumTC 第一分位組相比，第四分位組發(fā)生腦卒中、缺血性腦卒中的HR（95%CI）分別是1.27（1.10，1.48）、1.37（1.16，1.60）；第三分位組發(fā)生腦卒中、缺血性腦卒中的HR（95%CI）分別是1.22（1.05，1.41）、1.27（1.08，1.50），且趨勢性檢驗存在統(tǒng)計學意義（P＜0.05）。模型2 在模型1 基礎上校正了2010 年度TC 水平（理想TC=1；TC 邊緣升高=2；高膽固醇血癥=3），結果顯示：與cumTC 第一分位組相比，第四分位組發(fā)生腦卒中、缺血性腦卒中的HR（95%CI）分別是1.23（1.03，1.47）、1.27（1.04，1.54）；第三分位組發(fā)生腦卒中、缺血性腦卒中的HR（95%CI）分別是1.20（1.02，1.41）、1.23（1.03，1.46），經(jīng)似然比檢驗后，模型的擬合程度并未得到優(yōu)化（χ2=0.69，df=2，P=0.708；χ2=2.37，df=2，P=0.306；χ2=5.52，df=2，P=0.063）。模型3 在模型1 基礎上增加校正2010 年度TC 水平、服調(diào)脂藥后，結果顯示：與cumTC 第一分位組相比，第四分位組發(fā)生腦卒中、缺血性腦卒中的HR（95%CI）分別是1.23（1.02，1.47）、1.26（1.04，1.53）；第三分位組發(fā)生腦卒中、缺血性腦卒中的HR（95%CI）分別是1.20（1.02，1.40）、1.23（1.03，1.45），經(jīng)似然比檢驗后，模型的擬合程度并未得到優(yōu)化（χ2=1.19，df=3，P=0.755；χ2=2.93，df=3，P=0.403；χ2=5.61，df=3，P=0.132；見表2）。

2.4 高膽固醇血癥累積暴露對腦卒中影響的多因素Cox回歸分析 模型1 以是否存在腦卒中（否=0，是=1）為因變量，以高膽固醇血癥累積暴露組為自變量，校正性別、年齡、BMI、高血壓、糖尿病、吸煙、飲酒、體育鍛煉之后，進行多因素Cox 回歸分析，結果顯示：與高膽固醇血癥累積暴露0 年相比，累積暴露≥4 年發(fā)生腦卒中、缺血性腦卒中的HR（95%CI）分別是1.20（1.02，1.40）、1.28（1.08，1.50），且趨勢性檢驗存在統(tǒng)計學意義（P＜0.05）。模型2 在模型1 的基礎上校正了2010年度TC 水平，結果顯示：與高膽固醇血癥累積暴露0年相比，累積暴露≥4 年發(fā)生腦卒中、缺血性腦卒中的HR（95%CI）分別是1.07（0.88，1.32）、1.11（0.88，1.41），經(jīng)似然比檢驗后，模型的擬合程度并未得到優(yōu) 化（χ2=2.94，df=2，P=0.230；χ2=5.71，df=2，P=0.057；χ2=2.08，df=2，P=0.353）。模型3 在模型1的基礎上增加校正2010 年度TC 水平、服調(diào)脂藥情況，結果顯示：高膽固醇血癥累積暴露對新發(fā)生腦卒中、缺血性腦卒中、出血性腦卒中的影響無統(tǒng)計學意義，經(jīng)似然比檢驗后，模型的擬合程度并未得到優(yōu)化（χ2=3.65，df=3，P=0.302；χ2=6.55，df=3，P=0.087；χ2=2.30，df=3，P=0.513；見表3）。

3 討論

基于開灤研究隊列，本研究首次采用多次TC 測量值計算TC 累積暴露值來評估新發(fā)腦卒中的發(fā)生風險，結果發(fā)現(xiàn)高TC 暴露值是新發(fā)腦卒中、缺血性腦卒中的危險因素，但與新發(fā)出血性腦卒中的發(fā)生風險無統(tǒng)計學關聯(lián)。

圖1 不同cumTC 分位組腦卒中累積發(fā)病率Figure 1 The cumulative incidence of stroke in different cumTC quartile groups

表1 不同cumTC 分位組觀察對象基本情況比較Table 1 Comparison of basic conditions of study objects among different cumTC quartile groups

在校正年齡等影響因素后，與cumTC 低暴露組（cumTC 第一分位組）相比，cumTC 最高暴露組（cumTC第四分位組）發(fā)生腦卒中、缺血性腦卒中的風險仍分別增加了27%、37%。腦卒中、缺血性腦卒中的發(fā)生風險隨cumTC 水平的增加呈上升趨勢，提示cumTC 對腦卒中、缺血性腦卒中的影響呈現(xiàn)出劑量效應，即cumTC值越大，其對腦卒中的危害越大。當增加校正2010 年度TC 水平、服調(diào)脂藥情況后，cumTC 仍是新發(fā)腦卒中、缺血性腦卒中的危險因素，而基線TC 水平對腦卒中的影響無統(tǒng)計學意義，且經(jīng)似然比檢驗后，當考慮到TC水平時，模型的擬合并未得到優(yōu)化。由此可見，cumTC對腦卒中、缺血性腦卒中的危害，是獨立于2010 年度TC 水平的，且其預測價值優(yōu)于單次TC 水平。

以往關于TC 對腦卒中影響的研究結論并不一致。PETERS 等［3］對97 個隊列研究的Meta 分析結果顯示：基線TC 每增加1 mmol/L，男性腦卒中的發(fā)生風險增加3%；谷曉穎［4］整合對中國人群的6 個前瞻性隊列研究顯示：基線TC 每增加1 mmol/L，腦卒中的發(fā)生風險增加5%。與之相反，NAGASAWA 等［5］對65 594 例觀察對象的研究顯示：基線TC 每升高一個標準差（0.98mmol/L），腦卒中風險降低7%。還有一些研究發(fā)現(xiàn)TC 與腦卒中之間無統(tǒng)計學關聯(lián)［6-8］，如YI 等［6］對503 340 例觀察對象的研究顯示：基線TC 對腦卒中的影響無統(tǒng)計學意義。造成TC 對腦卒中影響結論不一致的原因可能是由于單次TC 水平受年齡、飲食、服用調(diào)脂藥等影響因素干擾［9-10］，對腦卒中的預測風險產(chǎn)生了一定偏差。動脈粥樣硬化是腦卒中的主要發(fā)病特點［18］，高膽固醇暴露3～4 年可導致基底腦動脈的動脈粥樣硬化，而短期高膽固醇暴露未能檢測出上述結果［19-20］。因此，TC 的危險暴露需要一定的時間才會引起血管的病變，導致動脈粥樣硬化，而單次TC 測量值不足以代表個體長時間的TC 水平，本研究克服了單次TC 測量的局限性，采用多次TC 測量值計算的累積暴露值評估新發(fā)腦卒中的發(fā)生風險，評估了累積暴露6 年的TC 值對腦卒中的影響，結果更為可靠。

表2 cumTC 對腦卒中影響的多因素Cox 回歸分析Table 2 Multivariate Cox regression analysis of the effect of different cumTC on stroke

另外，在增加校正2010 年度基線TC 水平、服調(diào)脂藥后，高膽固醇血癥累積暴露對新發(fā)腦卒中、缺血性腦卒中的影響無統(tǒng)計學意義，但也不能除外高膽固醇血癥累積暴露對新發(fā)腦卒中、缺血性腦卒中的影響，原因：在計算高膽固醇血癥累積暴露時，考慮了膽固醇的治療問題，再次校正2010 年度TC 水平及服調(diào)脂藥，其模型的擬合程度并未得到優(yōu)化，筆者考慮會存在過度校正。

此外，以往研究發(fā)現(xiàn)：TC 與出血性腦卒中呈負向關聯(lián)［21］，低水平TC 可能在腦內(nèi)動脈平滑肌細胞壞死過程中發(fā)揮作用，使得腦血管壁易受損破裂，導致出血性腦卒中［19-20］。而本研究發(fā)現(xiàn)高cumTC 與新發(fā)出血性腦卒中之間并無統(tǒng)計學關聯(lián)，這可能是動脈經(jīng)過一段時間的修復后，抵消了低水平TC 對腦內(nèi)動脈平滑肌細胞的不利影響所造成的結果，而這需要進一步的研究證實。

總之，本研究發(fā)現(xiàn)高TC 暴露是新發(fā)腦卒中、缺血性腦卒中的危險因素，對新發(fā)出血性腦卒中的影響無統(tǒng)計學意義。其不僅為腦卒中的預防提供了新的臨床依據(jù)，同時也為了解TC 的危害提供了新的途徑。因此，無論是臨床醫(yī)生還是個體在關注單次TC 測量值的同時，也應該進一步關注TC 累積暴露帶來的危害。對于高膽固醇血癥患者，在降低TC 的治療過程中，不僅要將其降低至參考范圍內(nèi)，而且還應注重長效性，盡可能使TC水平控制在理想范圍內(nèi)；對于TC 正常人群，也要通過平衡膳食、提倡健康生活方式來控制TC，使cumTC 處于較低水平，盡可能降低持續(xù)高TC 帶來的腦卒中風險，從而提高生活質(zhì)量。但是，本研究也存在一定的局限性：（1）隨訪時間平均6.89 年，相對較短，可能不足以使終點事件完全發(fā)生；（2）研究對象為北方開灤集團人群，不足以代表所有人群，此結果尚有待在其他人群中驗證；（3）為了排除腔隙性缺血性腦卒中對結果產(chǎn)生的混雜影響，在隨訪時，未將有癥狀性腔隙性缺血性腦卒中作為終點事件，可能低估高TC 暴露對腦卒中的危害。

表3 高膽固醇血癥累積暴露時間對腦卒中影響的多因素Cox 回歸分析Table 3 Multivariate Cox regression analysis of the effect of cumulative exposure years of hypercholesterolemia on stroke

作者貢獻：皇甫春梅、宋永健、吳壽嶺負責文章的構思與設計；皇甫春梅、吳壽嶺負責研究的實施與可行性分析，并對文章整體負責，監(jiān)督管理；皇甫春梅、閆麗麗、李雪梅負責數(shù)據(jù)收集；皇甫春梅、宋永健、袁建新、楊娜負責數(shù)據(jù)整理；皇甫春梅、宋永健、楊娜負責統(tǒng)計學處理；皇甫春梅、宋永健、閆麗麗、吳壽嶺負責結果的分析與解釋；皇甫春梅、宋永健、李雪梅、吳壽嶺撰寫論文；皇甫春梅、宋永健、李雪梅、袁建新、楊娜、吳壽嶺負責論文的修訂；袁建新、楊娜、吳壽嶺負責英文的修訂，文章的質(zhì)量控制及審校。

本文無利益沖突。