早期主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)篩查模型的構(gòu)建及驗(yàn)證研究

【摘要】 背景 在心血管風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估領(lǐng)域，主動(dòng)脈僵硬度被認(rèn)為是關(guān)鍵的預(yù)測(cè)指標(biāo)，頸股脈搏波傳導(dǎo)速度（cfPWV）被認(rèn)為是無創(chuàng)評(píng)估主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)的金標(biāo)準(zhǔn)。由于技術(shù)難度等挑戰(zhàn)，我國cfPWV檢測(cè)尚未廣泛開展。目的 本研究旨在開發(fā)并驗(yàn)證一種基于心血管危險(xiǎn)因素的早期主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)篩查模型，以期替代cfPWV復(fù)雜的測(cè)量過程，減少對(duì)傳統(tǒng)測(cè)量方法的依賴。方法 選取2023年5—11月在安徽醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院體檢中心招募的878名受試者作為研究對(duì)象，按照8∶2的比例進(jìn)行隨機(jī)抽樣分為建模組（n=703）和驗(yàn)證組（n=175）。收集患者一般資料、實(shí)驗(yàn)室檢查結(jié)果及cfPWV。依據(jù)cfPWV檢查結(jié)果和相關(guān)指南，將建模組受試者分為無主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)（n=503）和有主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)（n=200）。采用多因素Logistic回歸分析并篩選變量，建立列線圖評(píng)估模型。繪制模型預(yù)測(cè)主動(dòng)脈硬化發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的受試者工作特征曲線（ROC曲線），以ROC曲線下面積（AUC）、Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)評(píng)估模型的區(qū)分度和校準(zhǔn)度，采用Delong檢驗(yàn)比較各模型的AUC，采用決策曲線分析（DCA）評(píng)估模型臨床實(shí)用性，并采用Bootstrap法重復(fù)采樣1 000次對(duì)模型進(jìn)行內(nèi)部驗(yàn)證。結(jié)果 建模組有主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)者年齡、BMI、收縮壓（SBP）、舒張壓（DBP）、平均動(dòng)脈壓（MAP）、尿素、空腹血糖（FBG）、低密度脂蛋白膽固醇（LDL-C）、三酰甘油（TG）、總膽固醇（TC）、丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶（ALT）、天冬氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶（AST）、血紅蛋白（Hb）、飲酒、血脂異常、糖尿病比例高于無主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)者，腎小球?yàn)V過率（GFR）、血小板計(jì)數(shù)（PLT）低于無主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)者（P<0.05）。多因素Logistic回歸分析結(jié)果顯示年齡（OR=1.112，95%CI=1.082～1.143）、MAP（OR=1.146，95%CI=1.107～1.188）、Hb（OR=1.026，95%CI=1.004～1.049）和FBG（OR=1.353，95%CI=1.076～1.701）是主動(dòng)脈硬化的獨(dú)立影響因素（P<0.05）。納入多因素Logistic回歸分析結(jié)果差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的指標(biāo)（年齡、MAP、Hb、FBG）構(gòu)建預(yù)測(cè)模型Ⅰ，同時(shí)分別納入吸煙、性別、血脂異常構(gòu)建模型Ⅱ、模型Ⅲ、模型Ⅳ，繪制模型Ⅰ～模型Ⅳ的ROC曲線，模型Ⅰ～模型Ⅳ的AUC分別為0.941（95%CI=0.923～0.964，P<0.05）、0.941（95%CI=0.922～0.962，P<0.05）、0.941（95%CI=0.922～0.963，P<0.05）、0.939（95%CI=0.919～0.962，P<0.05）；Delong檢驗(yàn)結(jié)果示，模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ、模型Ⅳ的AUC比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P>0.05）。根據(jù)多因素Logistic回歸分析結(jié)果，以年齡、MAP、FBG、Hb為預(yù)測(cè)因子構(gòu)建列線圖模型，預(yù)測(cè)模型訓(xùn)練集的AUC為0.941（95%CI=0.920～0.962），靈敏度為0.832，特異度為0.917。驗(yàn)證集的AUC為0.961（95%CI=0.914～1.000），靈敏度為0.872，特異度為0.964。DCA結(jié)果顯示使用主動(dòng)脈硬化早期篩查模型可以使受試者在臨床中獲益。結(jié)論 本研究基于年齡、MAP、Hb和FBG 4個(gè)簡(jiǎn)易指標(biāo)，建立了早期主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)篩查模型，提供了便捷、高效的早期血管功能篩查的方法。

【關(guān)鍵詞】 動(dòng)脈硬化；主動(dòng)脈僵硬度；頸股脈搏波傳導(dǎo)速度；預(yù)測(cè)模型；早期篩查

【中圖分類號(hào)】 R 543.5 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A DOI：10.12114/j.issn.1007-9572.2024.0032

Construction and Validation of a Screening Model for Early Atherosclerosis Risk in the Aorta

ZHOU Zhensen1，2，HUANG Yan2，CHENG Siwei3，ZHANG Xiaoyu2，ZHANG Xiaoyu4，SUN Ting1，YANG Xianjun2，XIE Hui1，MA Zuchang2，3*

1.Department of Nursing，Bengbu Medical University，Bengbu 233030，China

2.Hefei Institutes of Physical Science，Chinese Academy of Sciences，Hefei 230031，China

3.University of Science and Technology of China，Hefei 230026，China

4.Health Management Center，the First Affiliated Hospital of Anhui Medical University，Hefei 230022，China

*Corresponding author：MA Zuchang，Researcher；E-mail：zuchangma_zcm@163.com

【Abstract】 Background In the field of cardiovascular risk assessment，aortic stiffness is considered a key predictive indicator，and carotid-femoral pulse wave velocity（cfPWV）is recognized as the gold standard for non-invasive assessment of atherosclerotic risk in the aorta. Due to challenges such as technical difficulty，cfPWV testing has not been widely implemented in China. Objective This study aimed to develop and validate a screening model for early atherosclerotic risk in the aorta based on cardiovascular risk factors，with the intention of replacing the complex measurement process of cfPWV and reducing reliance on traditional measurement methods. Methods A total of 878 participants recruited from the Health Checkup Center of the First Affiliated Hospital of Anhui Medical University between May and November 2023 were selected as research subjects，randomly divided into a model-building group（n=703）and a validation group（n=175）in an 8∶2 ratio. Patient general information，laboratory test results，and cfPWV were collected. Based on the cfPWV examination results and relevant guidelines，participants in the model-building group were divided into those without atherosclerotic risk in the aorta（n=503）and those with atherosclerotic risk in the aorta（n=200）. Multifactorial Logistic regression analysis was used to screen variables and establish a nomogram assessment model. The receiver operating characteristic curve（ROC curve）for predicting the risk of atherosclerosis in the aorta was plotted for the model，and the model's discriminative ability and calibration were assessed using the area under the ROC curve（AUC）and the Hosmer-Lemeshow test，respectively. The Delong test was used to compare the AUCs of different models，and decision curve analysis（DCA）was used to assess the clinical utility of the model. Internal validation of the model was performed using the bootstrap method with 1 000 resampling iterations. Results Participants with atherosclerotic risk in the model-building group were older，had higher BMI，systolic blood pressure（SBP），diastolic blood pressure（DBP），mean arterial pressure（MAP），urea，fasting blood glucose（FBG），low-density lipoprotein cholesterol（LDL-C），triglycerides（TG），total cholesterol（TC），alanine aminotransferase（ALT），aspartate aminotransferase（AST），hemoglobin（Hb），and a higher proportion of alcohol consumption，dyslipidemia，and diabetes than those without atherosclerotic risk in the aorta. The glomerular filtration rate（GFR）and platelet count（PLT）were lower in those with atherosclerotic risk（P<0.05）. Multifactorial Logistic regression analysis showed that age（OR=1.112，95%CI=1.082-1.143），MAP（OR=1.146，95%CI=1.107-1.188），Hb（OR=1.026，95%CI=1.004-1.049），and FBG（OR=1.353，95%CI=1.076-1.701）were independent risk factors for atherosclerosis in the aorta（P<0.05）. A predictive modelⅠ was constructed using statistically significant indicators from the multifactorial logistic regression analysis（age，MAP，Hb，F(xiàn)BG），and models Ⅱ，Ⅲ，and Ⅳ were constructed by additionally including smoking，gender，and dyslipidemia，respectively. The AUCs for models Ⅰ to Ⅳ were 0.941（95%CI=0.923-0.964，P<0.05），0.941（95%CI=0.922-0.962，P<0.05），0.941（95%CI=0.922-0.963，P<0.05），and 0.939（95%CI=0.919-0.962，P<0.05），respectively. The Delong test showed no statistically significant difference in AUCs among models Ⅰ，Ⅱ，Ⅲ，and Ⅳ（P>0.05）. A nomogram model was constructed using age，MAP，F(xiàn)BG，and Hb as predictive factors，with an AUC of 0.941（95%CI=0.920-0.962）for the training set，sensitivity of 0.832，and specificity of 0.917. The AUC for the validation set was 0.961（95%CI=0.914-1.000），with sensitivity of 0.872 and specificity of 0.964. DCA results indicated that the use of the early atherosclerosis screening model could benefit participants in clinical practice. Conclusion Based on four simple indexes of age，mean arterial pressure，hemoglobin and fasting blood glucose，a screening model for early aortic sclerosis risk was established，which provides a convenient and efficient method for early vascular function screening.

【Key words】 Arteriosclerosis；Aortic stiffness；Carotid-femoral pulse wave velocity；Prediction model；Early screening

隨著中國人口老齡化加速以及不健康生活方式的影響，心血管疾?。╟ardiovascular disease，CVD）在中國人群中的患病率和死亡率不斷上升?！吨袊难芙】蹬c疾病報(bào)告2022概要》［1］表明，CVD已經(jīng)成為威脅居民身體健康的首要疾病。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國目前約有3.3億人患有CVD，每5例死亡病例中就有2例死于CVD，形勢(shì)嚴(yán)峻。

在心血管風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估領(lǐng)域，主動(dòng)脈僵硬度被認(rèn)為是關(guān)鍵的預(yù)測(cè)指標(biāo)［2］。動(dòng)脈僵硬度增加會(huì)導(dǎo)致收縮壓（SBP）升高，引起左心室后負(fù)荷壓力增加。同時(shí)，舒張壓（DBP）降低，導(dǎo)致血液灌注不足，引起心肌缺血［3-4］。目前無創(chuàng)篩查主動(dòng)脈硬化的主要方法包括彩色超聲、CT掃描和核磁共振等影像學(xué)技術(shù)。這些方法側(cè)重于血管結(jié)構(gòu)的篩查，而頸股脈搏波傳導(dǎo)速度（carotid-femoral pulse wave velocity，cfPWV）檢測(cè)更注重血管功能的評(píng)估。cfPWV被認(rèn)為是無創(chuàng)評(píng)估主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)的金標(biāo)準(zhǔn)［5］，在各種脈搏波速度測(cè)量中，cfPWV與CVD之間的相關(guān)性最顯著［6］。由于血管功能性的改變通常先于結(jié)構(gòu)性的改變。因此，cfPWV的測(cè)量對(duì)于反映早期血管功能至關(guān)重要。

目前，測(cè)量cfPWV仍然面臨一些挑戰(zhàn)：檢測(cè)設(shè)備昂貴；需要專業(yè)人員操作，在測(cè)量股動(dòng)脈時(shí)可能會(huì)涉及隱私等問題。為解決這些問題，本研究成功構(gòu)建了早期主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)篩查模型，有效地替代了cfPWV復(fù)雜的測(cè)量過程，通過該模型，居民可以自主監(jiān)測(cè)主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)水平，并有針對(duì)性地采取預(yù)防和管理措施。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

選取2023年5—11月在安徽醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院體檢中心招募的878名受試者作為研究對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥18歲；（2）意識(shí)清醒，具有良好的中文書寫及閱讀交流能力；（3）具有良好的依從性，自愿參加。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）患有精神疾??；（2）患有嚴(yán)重的心腦血管、肝腎等疾?。唬?）嚴(yán)重周圍動(dòng)脈閉塞性病變累及左、右側(cè)頸動(dòng)脈、上肢動(dòng)脈、髂動(dòng)脈、股動(dòng)脈等無法完成cfPWV檢測(cè)者；（4）頻發(fā)性期前收縮、心房顫動(dòng)等導(dǎo)致檢測(cè)過程中無法獲得規(guī)律的竇性節(jié)律者；（5）急性疼痛、嚴(yán)重痛苦感或焦躁者；（6）身體或情感上不安或不合作者；（7）以任何原因拒絕參與者；（8）研究者認(rèn)定有其他不合格條件，包括孕婦，測(cè)量部位無法觸及動(dòng)脈脈搏者等。根據(jù)Logistic回歸樣本量估計(jì)的因變量事件數(shù)法（events per variable，EPV）計(jì)算樣本量。為保證回歸分析結(jié)果的穩(wěn)健，EPV應(yīng)為10～20［7］。前期100例預(yù)調(diào)查發(fā)現(xiàn)主動(dòng)脈硬化檢出率為30%，假設(shè)EPV=10，由于本研究共納入研究因素21個(gè)，因此所需陽性事件的例數(shù)為21×10=210例，共需樣本量210÷30%=700例。根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型外部驗(yàn)證的樣本量一般為建模組樣本量1/4～1/2的原則［8］，驗(yàn)證組樣本量應(yīng)為175～350例。本研究共納入878例樣本，按照8∶2的比例進(jìn)行隨機(jī)抽樣，其中建模組703例，驗(yàn)證組175例。

本研究遵照赫爾辛基宣言，并獲得中科院合肥物質(zhì)研究院科技倫理委員會(huì)批準(zhǔn)（YXLL-2023-46），受試者均同意參加本次研究并簽署知情同意書。

1.2 方法

1.2.1 一般資料收集：測(cè)量前受試者禁食8 h，并且測(cè)量前3 h內(nèi)停止攝入咖啡因或吸煙。由2名經(jīng)過規(guī)范訓(xùn)練的操作者在每天上午固定時(shí)間測(cè)量，控制環(huán)境溫度為（25±2）℃。收集年齡、性別、身高、體質(zhì)量、高血壓、糖尿病、用藥史、SBP、DBP、吸煙史（吸煙定義為調(diào)查前30 d有吸煙行為，并且≥1支/d［9］）、飲酒史（飲酒定義為調(diào)查前30 d有飲酒行為，至少1次/周［10］）等。采用OMORON M6設(shè)備記錄臥位時(shí)右側(cè)肱動(dòng)脈血壓，每次間隔至少1 min，進(jìn)行3次測(cè)量，取每位受試者連續(xù)3次SBP和DBP測(cè)量的平均值，計(jì)算平均動(dòng)脈壓（mean arterial pressure，MAP），MAP=（SBP+2×DBP）/3。

1.2.2 實(shí)驗(yàn)室檢查指標(biāo)的收集：受試者空腹８ h后，于次日清晨抽取肘靜脈血，測(cè)定總膽固醇（total cholesterol，TC）、低密度脂蛋白膽固醇（low density lipoprotein cholesterol，LDL-C）、高密度脂蛋白膽固醇（high density lipoprotein cholesterol，HDL-C）、三酰甘油（triglyceride，TG）、空腹血糖（fasting blood glucose，F(xiàn)BG）、腎小球?yàn)V過率（glomerular filtration rate，GFR）、尿素、尿酸（uric acid，UA）、血紅蛋白（hemoglobin，Hb）、丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶（glutamic-pyruvic transaminase，ALT）、天冬氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶（aspartate aminotransferase，AST）、血小板計(jì)數(shù)（platelet，PLT）、肌酐水平。根據(jù)《中國血脂管理指南（2023年）》［11］將血脂異常定義為TC≥5.2 mmol/L；LDL-C≥3.4 mmol/L；HDL-C≤1.0 mmol/L或TG≥1.7 mmol/L。

1.2.3 cfPWV檢測(cè)：本研究采用Sphygmocor XCEL設(shè)備，受試者仰臥位休息10 min后，定位每位受試者右側(cè)頸動(dòng)脈和股動(dòng)脈最強(qiáng)跳動(dòng)的脈搏點(diǎn)［2］進(jìn)行cfPWV測(cè)量。在測(cè)量過程中，受試者不得說話和睡覺。使用卷尺測(cè)量頸動(dòng)脈與股動(dòng)脈搏動(dòng)最明顯處之間的距離（ｍ）作為實(shí)測(cè)距離，并將信息錄入分析系統(tǒng)。頸、股動(dòng)脈之間距離=實(shí)測(cè)距離（ｍ）×0.8，以校正測(cè)量誤差［2］。系統(tǒng)采集10個(gè)穩(wěn)定波形后，計(jì)算cfPWV。cfPWV（m/s）=L×0.8/Δt，其中L為頸股動(dòng)脈之間的距離（ｍ），Δt為脈搏波傳導(dǎo)的時(shí)間（s）［12］，取兩次測(cè)量后的平均值。如果兩次計(jì)算的cfPWV差值>0.5 m/s，則進(jìn)行第3次測(cè)量取中值。

1.2.4 受試者分組：根據(jù)歐洲專家共識(shí)［2］，本研究采用10 m/s作為cfPWV的截?cái)嘀?，將受試者分為無主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)和有主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)，其中建模組共703名成員，200例存在主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)。驗(yàn)證組共175名成員，40例存在主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用R 4.1.0和SPSS 26.0統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。符合正態(tài)分布的計(jì)量資料以（x-±s）表示，兩組間比較采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)；非正態(tài)分布的計(jì)量資料以M（P25，P75）表示，兩組間比較采用Mann-Whitney U檢驗(yàn)；計(jì)數(shù)資料以例（%）表示，組間比較采用χ2檢驗(yàn)。采用多因素Logistic回歸分析并篩選變量，采用R 3.6.1軟件包聯(lián)合rms程序包建立列線圖評(píng)估模型。繪制受試者工作特征曲線（ROC曲線），以ROC曲線下面積（AUC）、Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)評(píng)估模型的區(qū)分度和校準(zhǔn)度，采用Delong檢驗(yàn)比較各模型的AUC，采用決策曲線分析（decision curve analysis，DCA）評(píng)估模型臨床實(shí)用性，并采用Bootstrap法重復(fù)采樣1 000次對(duì)模型進(jìn)行內(nèi)部驗(yàn)證。以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 建模組臨床基線資料比較

建模組共703名受試者，其中男349名，女354名；年齡18～91歲，中位年齡51（30，61）歲。有主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)者年齡、BMI、SBP、DBP、MAP、尿素、FBG、LDL-C、TG、TC、ALT、AST、Hb、飲酒、血脂異常、糖尿病比例高于無主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)者，GFR、PLT低于無主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)者，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05）；兩組性別、心率、肌酐、UA、HDL-C、吸煙比例比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P>0.05），見表1。

2.2 主動(dòng)脈硬化影響因素的單因素及多因素Logistic回歸分析

以是否發(fā)生主動(dòng)脈硬化（賦值：否=0，是=1）為因變量，以性別（賦值：女=0，男=1）、血脂異常（賦值：否=0，是=1）、年齡、MAP、BMI、AST、GFR、UA、FBG、TG、TC、Hb（賦值均為實(shí)測(cè)值）為自變量進(jìn)行單因素Logistic回歸分析，結(jié)果顯示性別、年齡、MAP、BMI、AST、GFR、UA、FBG、TG、TC、Hb、血脂異常為主動(dòng)脈硬化的影響因素（P<0.05）。進(jìn)一步將單因素分析差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的結(jié)果納入多因素Logistic回歸分析（賦值同上），結(jié)果顯示年齡（OR=1.112，95%CI=1.082～1.143）、MAP（OR=1.146，95%CI=1.107～1.188）、Hb（OR=1.026，95%CI=1.004～1.049）和FBG（OR=1.353，95%CI=1.076～1.701）是主動(dòng)脈硬化的獨(dú)立影響因素（P<0.05），見表2、3。

2.3 主動(dòng)脈硬化預(yù)測(cè)模型的性能評(píng)價(jià)

納入多因素Logistic回歸分析結(jié)果差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的指標(biāo)（年齡、MAP、Hb、FBG）構(gòu)建預(yù)測(cè)主動(dòng)脈硬化的預(yù)測(cè)模型Ⅰ，同時(shí)根據(jù)臨床經(jīng)驗(yàn)分別納入吸煙、性別、血脂異常構(gòu)建模型Ⅱ、模型Ⅲ、模型Ⅳ，繪制模型Ⅰ～模型Ⅳ的ROC曲線，模型Ⅰ～模型Ⅳ的AUC分別為0.941（95%CI=0.923～0.964，P<0.05）、0.941（95%CI=0.922～0.962，P<0.05）、0.941（95%CI=0.922～0.963，P<0.05）、0.939（95%CI=0.919～0.962，P<0.05）；Delong檢驗(yàn)結(jié)果示，模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ、模型Ⅳ的AUC比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P>0.05），見圖1、表4、表5。

2.4 列線圖模型的構(gòu)建

根據(jù)多因素Logistic回歸分析結(jié)果，以年齡、MAP、FBG、Hb為預(yù)測(cè)因子構(gòu)建列線圖模型，見圖2。通過將相應(yīng)預(yù)測(cè)因子的得分相加得出總分，對(duì)應(yīng)的概率即為主動(dòng)脈硬化發(fā)生的概率。

2.5 模型的內(nèi)部驗(yàn)證和外部驗(yàn)證

內(nèi)部驗(yàn)證：采用Bootstrap法進(jìn)行內(nèi)部驗(yàn)證，對(duì)建模組進(jìn)行1 000次重復(fù)抽樣后，計(jì)算得到的C-index為0.939，表明模型具有良好的區(qū)分度，準(zhǔn)確率為86.8%。Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)結(jié)果為χ2=14.500（P=0.070），預(yù)測(cè)模型曲線和參考線重合度較好，提示模型的校準(zhǔn)度良好。繪制ROC曲線，AUC為0.941（95%CI=0.920～0.962），靈敏度為0.832，特異度為0.917，約登指數(shù)為0.267，見圖3A。

外部驗(yàn)證：驗(yàn)證組模型中C-index為0.922，校準(zhǔn)圖顯示實(shí)際曲線與理想曲線吻合良好。AUC為0.961（95%CI=0.914～1.000），靈敏度為0.872，特異度為0.964，預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率為93.9%。Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)χ2=1.547（P=0.992），見圖3B。

DCA曲線中A線假設(shè)對(duì)所有受試者采取主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)干預(yù)方案，凈獲益是斜率為負(fù)值的反斜線；B線假設(shè)受試者均不采取干預(yù)方案，凈獲益為0。使用主動(dòng)脈硬化早期篩查模型可以使受試者在臨床中獲益，見圖4。

3 討論

3.1 研究結(jié)果及意義

本研究通過綜合分析建模組703名受試者的數(shù)據(jù)，揭示了主動(dòng)脈硬化與多種生理指標(biāo)之間的顯著關(guān)聯(lián)，為心血管疾病的早期識(shí)別和預(yù)防提供了重要的科學(xué)依據(jù)。研究結(jié)果表明，主動(dòng)脈硬化組在年齡、BMI、心率、SBP、DBP、MAP、尿素、FBG、TG、TC、AST、PLT、飲酒比例、血脂異常比例和糖尿病比例等方面均顯著高于正常組，而GFR水平顯著低于正常組。這些發(fā)現(xiàn)不僅加深了對(duì)主動(dòng)脈硬化病理機(jī)制的認(rèn)識(shí)，而且為主動(dòng)脈硬化的臨床診斷提供了新的生物標(biāo)志物。此外，回歸分析結(jié)果顯示，年齡、MAP、Hb和FBG是主動(dòng)脈硬化的獨(dú)立預(yù)測(cè)因子?；谏鲜鑫ｋU(xiǎn)因素，構(gòu)建的早期主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)篩查模型能夠精確地識(shí)別早期血管功能異常的個(gè)體，為心血管疾病的預(yù)防和管理提供了一種簡(jiǎn)單高效的評(píng)估工具，有望在臨床實(shí)踐中發(fā)揮重要作用。

3.2 主動(dòng)脈硬化相關(guān)危險(xiǎn)因素分析

Logistic回歸分析顯示年齡增長(zhǎng)、MAP升高是主動(dòng)脈硬化的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，年齡的增長(zhǎng)與主動(dòng)脈硬化的風(fēng)險(xiǎn)呈正相關(guān)，會(huì)導(dǎo)致血管壁逐漸失去彈性，發(fā)生內(nèi)膜的變化以及脂質(zhì)斑塊的積累［13］。因此，隨著年齡的增加，個(gè)體主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)逐漸增加。高血壓在主動(dòng)脈硬化過程中同樣發(fā)揮著關(guān)鍵作用，高血壓會(huì)增加血管壁的壓力，導(dǎo)致內(nèi)膜受損，從而使動(dòng)脈壁對(duì)脂蛋白的通透性增加，加快膽固醇斑塊的形成［14］。目前高血壓的定義是基于SBP和DBP的水平，研究指出［15］亞洲人高血壓長(zhǎng)期卒中風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)通過SBP和DBP一起評(píng)估，或通過MAP進(jìn)行評(píng)估。劉倩等［16］發(fā)現(xiàn)在非高血壓人群中，基線MAP和10年隨訪期間MAP升高是影響動(dòng)脈硬化進(jìn)展的重要因素。BENETOS等［17］發(fā)現(xiàn)MAP越高，動(dòng)脈的擴(kuò)張性越低（r=-0.36，P<0.01）。

本研究發(fā)現(xiàn)，Hb升高是主動(dòng)脈硬化獨(dú)立危險(xiǎn)因素，與ZHANG等［18］和LIANG等［19］研究結(jié)果一致。Hb主要通過影響血液黏度，以及外周小動(dòng)脈的口徑影響外周血管阻力［20］。Hb水平的升高與脈搏波速度的增加可能由以下機(jī)制解釋：（1）Hb水平的升高與血壓升高有關(guān)，而持續(xù)升高的血壓會(huì)加速動(dòng)脈粥樣硬化。（2）Hb會(huì)導(dǎo)致胰島素抵抗，胰島素抵抗與動(dòng)脈硬化有關(guān)［21］。（3）血紅素氧合酶1（HO-1）是降解Hb的誘導(dǎo)限速酶，具有血管舒張作用。當(dāng)體內(nèi)Hb過多時(shí)，大量的游離Hb釋放到血液中，導(dǎo)致氧化應(yīng)激，激活HO-1的降解作用。當(dāng)HO-1減少時(shí)，無法在高血壓中調(diào)節(jié)血管內(nèi)皮生長(zhǎng)因子，減輕氧化應(yīng)激和炎癥［22-23］。

FBG是主動(dòng)脈硬化重要危險(xiǎn)因素之一，是一種廉價(jià)且方便的糖代謝測(cè)量方法，高血糖與冠狀動(dòng)脈疾病的發(fā)生和嚴(yán)重程度密切相關(guān)。研究表明高血糖可誘導(dǎo)心血管細(xì)胞中線粒體活性氧的過量產(chǎn)生，過量的活性氧可通過激活多種途徑促進(jìn)動(dòng)脈粥樣硬化［24］，此外，高血糖可能通過誘導(dǎo)內(nèi)皮細(xì)胞功能障礙、減少一氧化氮的生物可用性、促進(jìn)血管收縮或促使凝血狀態(tài)，并增強(qiáng)核因子κB的表達(dá)，從而加速動(dòng)脈粥樣硬化的發(fā)展［25］。一項(xiàng)為期5年的關(guān)于中國社區(qū)人群的前瞻性研究中發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)BG升高是cfPWV增加的獨(dú)立影響因素［26］，本研究結(jié)果與之一致。

吸煙和血脂異常被廣泛認(rèn)為是心血管疾病的危險(xiǎn)因素。研究發(fā)現(xiàn)香煙中的尼古丁不僅會(huì)通過刺激活性氧的產(chǎn)生激活NOD樣受體熱蛋白結(jié)構(gòu)域相關(guān)蛋白3炎癥體，導(dǎo)致內(nèi)皮細(xì)胞焦亡，同時(shí)也會(huì)引起脂肪組織異常，從而加速動(dòng)脈粥樣硬化的進(jìn)展［27-28］。血脂異常是指血漿TC和/或TG水平增高，或是HDL-C水平降低。這種血脂水平的失衡會(huì)導(dǎo)致血液中的脂質(zhì)更易沉積于血管壁內(nèi)膜，形成粥樣斑塊［29］。吸煙和血脂異常會(huì)導(dǎo)致動(dòng)脈硬化似乎是合理的，但CECELJA等［30］開展了一項(xiàng)元分析，納入了65項(xiàng)研究，結(jié)果顯示僅有個(gè)別研究報(bào)道了吸煙、TC、LDL-C、HDL-C與cfPWV之間存在顯著獨(dú)立相關(guān)性。本研究也發(fā)現(xiàn)，在考慮了其他潛在的混雜因素后，吸煙和血脂異常并不是主動(dòng)脈硬化的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，該發(fā)現(xiàn)與VLACHOPOULOS等［31］的研究結(jié)果一致。可能是因?yàn)閏fPWV是評(píng)價(jià)血管早期功能的指標(biāo)，在動(dòng)脈粥樣硬化的早期階段，這些風(fēng)險(xiǎn)因素可能對(duì)動(dòng)脈壁的硬度影響不大。但隨著病情進(jìn)展，特別是出現(xiàn)鈣化斑塊時(shí)，可能會(huì)增加動(dòng)脈僵硬度。

3.3 早期主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)篩查模型的建立

列線圖建模方法是一種強(qiáng)大且可解釋性較強(qiáng)的統(tǒng)計(jì)工具，適用于二分類問題，能夠預(yù)測(cè)某一臨床事件發(fā)生的概率［32］。在模型構(gòu)建過程中，通過Logistic回歸分析篩選出對(duì)主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)具有顯著影響的因素，包括年齡、MAP、Hb和FBG。通過給予這些因素相應(yīng)的評(píng)分，計(jì)算影響因素的總分，獲得相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)值。該模型經(jīng)驗(yàn)證能夠有效篩查早期血管功能異常人群。外部驗(yàn)證C-index為0.922，AUC>0.9，提示該模型區(qū)分度較好［33］。校準(zhǔn)圖顯示兩曲線重合度較好，Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)表明預(yù)測(cè)結(jié)果與觀察結(jié)果間存在較好的一致性。此外，外部驗(yàn)證的準(zhǔn)確率為93.9%，進(jìn)一步表明預(yù)測(cè)結(jié)果與觀察結(jié)果的準(zhǔn)確度較高。在模型性能評(píng)價(jià)方面，在僅考慮年齡、MAP、Hb和FBG 4個(gè)指標(biāo)時(shí)，模型的AUC、特異度和準(zhǔn)確率均優(yōu)于其他考慮了血脂異常、吸煙和性別的模型，因此血脂異常、吸煙和性別未被納入最終模型。

4 小結(jié)

本研究成功構(gòu)建了一個(gè)以年齡、MAP、Hb和FBG為預(yù)測(cè)因子的早期主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)篩查模型，該模型在識(shí)別早期血管異常人群方面表現(xiàn)出高效性和準(zhǔn)確性，為社區(qū)居民提供了一種便捷且高效的篩查工具。然而，本研究采用的是橫斷面研究設(shè)計(jì)，無法推斷出變量間的因果關(guān)系或時(shí)間順序。此外，本研究未考慮其他潛在風(fēng)險(xiǎn)因素，例如遺傳傾向、環(huán)境暴露或個(gè)人生活方式等，這些均可能對(duì)主動(dòng)脈硬化的發(fā)展產(chǎn)生顯著影響。鑒于主動(dòng)脈硬化是一個(gè)動(dòng)態(tài)發(fā)展的病理過程，未來的研究應(yīng)當(dāng)通過長(zhǎng)期隨訪的方式，納入遺傳、環(huán)境和生活方式等多維度因素，以實(shí)現(xiàn)對(duì)主動(dòng)脈硬化風(fēng)險(xiǎn)更全面的評(píng)估。

作者貢獻(xiàn)：周鎮(zhèn)森進(jìn)行研究設(shè)計(jì)、數(shù)據(jù)分析、撰寫論文；周鎮(zhèn)森、黃巖、張曉雨負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)收集；程思為負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)校對(duì)和錄入；張小玉、孫婷、楊先軍、謝暉負(fù)責(zé)文章審校；馬祖長(zhǎng)負(fù)責(zé)最終版本修訂，對(duì)論文整體負(fù)責(zé)。

本文無利益沖突。

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（收稿日期：2024-02-07；修回日期：2024-06-20）

（本文編輯：鄒琳）