累积总胆固醇暴露值对新发脑卒中影响的前瞻性队列研究

皇甫春梅，宋永健，闫丽丽，李雪梅，袁建新，杨娜，吴寿岭

脑卒中为全球范围内仅次于冠心病、肿瘤的第三大死因，给社会和家庭造成了沉重的经济负担［1］，因而探究可改变的脑卒中危险因素并通过减少危险因素预防脑卒中显得尤为重要。总胆固醇（total cholesterol，TC）作为可被改变的危险因素之一，以往研究发现其与脑卒中的发生风险相关，但研究结论尚不一致：文献［2-4］发现TC与脑卒中呈正向关联，NAGASAWA等［5］发现TC 与脑卒中呈负向关联，文献［6-8］发现TC 与脑卒中之间无统计学关联。TC 作为危险暴露引起脑卒中需要一定的时间，而年龄、生活方式、服用降压药等均可影响TC 水平［9-10］，因此以单次TC 值来预测脑卒中的风险存在一定偏差。累积暴露是按剂量水平与暴露时间乘积计算的，用来预测暴露因素对靶器官的影响。英国前瞻性糖尿病研究提出累积高血糖暴露增加糖尿病并发症的风险［11］；NAVAR-BOGGAN 等［12］提出累积高血脂暴露会增加冠状动脉性心脏病的发生风险；国内外尚缺少关于累积总胆固醇暴露值（cumulative total cholesterol，cumTC）对新发脑卒中影响的研究。基于此，本研究采用前瞻性队列研究方法，利用开滦研究（注册号：Chi-CTR-TRNC-11001489）人群资料，探究我国人群cumTC 对新发脑卒中的影响。

1 对象与方法

1.1 研究对象 选取2006—2010 年在开滦总医院等共计11 家医院进行健康体检的开滦集团在职及离退休职工52 427 例为研究对象。纳入标准：（1）完成2006、2008、2010 年度开滦集团健康体检者；（2）3 次健康体检TC 资料均完整者；（3）同意参加本研究并签署知情同意书者。排除既往存在脑卒中、心肌梗死、心房颤动及肿瘤病史者。本研究遵照赫尔辛基宣言，并通过开滦总医院伦理委员会批准。

1.2 研究方法 流行病学调查内容、人体测量学指标检测见本课题组已发表的文献［13］。生化指标测定：所有检查者采集空腹（禁食8 h 以上）静脉血，离心后取上层血清，采用日立7600 自动生化分析仪检测TC、三酰甘油（triglyceride，TG）、高密度脂蛋白胆固醇（high density lipoprotein cholesterol，HDL-C）、低密度脂蛋白胆固醇（low density lipoprotein cholesterol，LDL-C）、空腹血糖（fasting blood-glucose，FBG）等。由专业检验师严格按试剂说明书操作。cumTC=（TC1+TC2）/2×time1-2+（TC2+TC3）/2×time2-3， 其 中TC1、TC2、TC3分别为2006、2008、2010 年度健康体检所测TC，time1-2、time2-3为相邻两次总胆固醇测量的时间间隔［14］。依据cumTC 四分位进行分组，第一分位组：cumTC＜17.28 mmol·L-1·年-1；第二分位组：17.28 mmol·L-1·年-1≤cumTC＜19.62 mmol·L-1· 年-1； 第 三 分 位 组：19.62 mmol·L-1· 年-1≤cumTC＜22.62 mmol·L-1·年-1；第四分位组：cumTC ≥22.62 mmol·L-1·年-1。

1.3 随访及终点事件确定 以观察对象完成2010 年度健康体检时间为随访起点，以新发脑卒中事件、死亡或随访结束（2017-12-31）为随访终点，发生2 次及以上终点事件者，以最先发生终点事件的时间和事件为结局。每年通过开滦社会保障信息系统获取脑卒中事件信息，由经过培训的医务人员到上述医院记录观察对象的终点事件情况。所有诊断均由专业医师根据住院病历进行确认。

1.4 相关定义 基线TC 水平（2010 年度）：TC＜5.2 mmol/L 为理想TC；5.2 mmol/L ≤TC＜6.2 mmol/L 为TC边缘升高；TC≥6.2 mmol/L为高胆固醇血症［10］。高血压：收缩压（SBP）≥140 mm Hg（1 mm Hg=0.133 kPa）和/或舒张压（DBP）≥90 mm Hg 或虽然SBP＜140 mm Hg、DBP＜90 mm Hg 但使用降压药或有高血压病史［15］。糖尿 病：FBG ≥7.0 mmol/L 和/ 或 虽 然FBG＜7.0 mmol/L但使用降糖药或有糖尿病史［16］。体质指数（BMI）：根据中国成人超重和肥胖控制与预防指南将观察对象按BMI 分 成3 组，BMI＜18 kg/m2为 过 低 组；18 kg/m2≤BMI＜24 kg/m2为正常组；BMI ≥24 kg/m2为超重组［17］。

1.5 统计学方法 健康查体数据均由各医院经统一培训的专人录入，通过网络上传至开滦总医院计算机室服务器，形成Oracle 10.2 数据库，采用SPSS 19.0 统计软件进行统计分析。正态分布计量资料以±s）表示，组间比较采用单因素方差分析；计数资料以相对数表示，组间比较采用χ2检验。采用Kaplan-Meier 法绘制生存曲线，计算不同分组人群发生脑卒中事件的累积发病率，并用Log-Rank 法进行检验。采用多变量Cox 比例风险回归分别分析不同cumTC 四分位组、高胆固醇血症累积暴露时间对脑卒中事件的影响，使用似然比检验来评价模型拟合情况。以双侧P＜0.05 为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 cumTC 各分位组观察对象基本情况比较 完成了2006、2008、2010 年度开滦集团健康体检且TC 资料均完整者56 623 例，排除有脑卒中病史者2 567例，心肌梗死病史者1 086 例，心房颤动病史者221例，肿瘤病史者322 例，最终纳入统计分析者52 427例。52 427 例 观 察 对 象 平 均 年 龄（52.81±11.91）岁， 平 均cumTC（20.27±4.42）mmol·L-1· 年-1，平 均 随 访 时 间（6.89±0.72） 年。 根 据cumTC 四分位进行分组，第一分位组13 089 例，第二分位组13 148 例，第三分位组13 085 例，第四分位组13 105 例，结果显示：不同cumTC 水平组间年龄、男性占比、SBP、DBP、BMI、cumTC、TC、HDL-C、FBG、脑卒中、缺血性脑卒中、吸烟、饮酒、高血压及糖尿病检出率、服调脂药占比比较，差异有统计学意义（P＜0.05，见表1）。

2.2 不同cumTC 分位组的脑卒中累积发病率比较 平均随访（6.89±0.72）年，共新发脑卒中1 611 例（缺血性脑卒中1 415 例、出血性脑卒中229 例）。第一分位组～第四分位组脑卒中累积发病率分别为2.53%（331/13 089）、2.92%（384/13 148）、4.18%（547/13 085）和4.36%（571/13 105）；缺血性脑卒中累积发病率分别为2.17%（284/13 089）、2.51%（330/13 148）、3.71%（485/13 085）和3.99%（523/13 105），经Log-Rank检验，差异均有统计学意义（χ2=73.15，P＜0.001；χ2=109.13，P＜0.001）；第一分位组～第四分位组出血性脑卒中累积发病率比较，差异无统计学意义（P＞0.05，见图1）。

2.3 不同cumTC 分位组影响脑卒中的Cox 比例风险模型 模型1 以是否存在脑卒中为因变量（赋值：否=0，是=1），以cumTC 四分位为自变量，校正了性别、年龄、BMI、高血压、糖尿病、吸烟、饮酒、体育锻炼，进行多因素Cox 回归分析，结果显示：与cumTC 第一分位组相比，第四分位组发生脑卒中、缺血性脑卒中的HR（95%CI）分别是1.27（1.10，1.48）、1.37（1.16，1.60）；第三分位组发生脑卒中、缺血性脑卒中的HR（95%CI）分别是1.22（1.05，1.41）、1.27（1.08，1.50），且趋势性检验存在统计学意义（P＜0.05）。模型2 在模型1 基础上校正了2010 年度TC 水平（理想TC=1；TC 边缘升高=2；高胆固醇血症=3），结果显示：与cumTC 第一分位组相比，第四分位组发生脑卒中、缺血性脑卒中的HR（95%CI）分别是1.23（1.03，1.47）、1.27（1.04，1.54）；第三分位组发生脑卒中、缺血性脑卒中的HR（95%CI）分别是1.20（1.02，1.41）、1.23（1.03，1.46），经似然比检验后，模型的拟合程度并未得到优化（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 基础上增加校正2010 年度TC 水平、服调脂药后，结果显示：与cumTC 第一分位组相比，第四分位组发生脑卒中、缺血性脑卒中的HR（95%CI）分别是1.23（1.02，1.47）、1.26（1.04，1.53）；第三分位组发生脑卒中、缺血性脑卒中的HR（95%CI）分别是1.20（1.02，1.40）、1.23（1.03，1.45），经似然比检验后，模型的拟合程度并未得到优化（χ2=1.19，df=3，P=0.755；χ2=2.93，df=3，P=0.403；χ2=5.61，df=3，P=0.132；见表2）。

2.4 高胆固醇血症累积暴露对脑卒中影响的多因素Cox回归分析 模型1 以是否存在脑卒中（否=0，是=1）为因变量，以高胆固醇血症累积暴露组为自变量，校正性别、年龄、BMI、高血压、糖尿病、吸烟、饮酒、体育锻炼之后，进行多因素Cox 回归分析，结果显示：与高胆固醇血症累积暴露0 年相比，累积暴露≥4 年发生脑卒中、缺血性脑卒中的HR（95%CI）分别是1.20（1.02，1.40）、1.28（1.08，1.50），且趋势性检验存在统计学意义（P＜0.05）。模型2 在模型1 的基础上校正了2010年度TC 水平，结果显示：与高胆固醇血症累积暴露0年相比，累积暴露≥4 年发生脑卒中、缺血性脑卒中的HR（95%CI）分别是1.07（0.88，1.32）、1.11（0.88，1.41），经似然比检验后，模型的拟合程度并未得到优 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的基础上增加校正2010 年度TC 水平、服调脂药情况，结果显示：高胆固醇血症累积暴露对新发生脑卒中、缺血性脑卒中、出血性脑卒中的影响无统计学意义，经似然比检验后，模型的拟合程度并未得到优化（χ2=3.65，df=3，P=0.302；χ2=6.55，df=3，P=0.087；χ2=2.30，df=3，P=0.513；见表3）。

3 讨论

基于开滦研究队列，本研究首次采用多次TC 测量值计算TC 累积暴露值来评估新发脑卒中的发生风险，结果发现高TC 暴露值是新发脑卒中、缺血性脑卒中的危险因素，但与新发出血性脑卒中的发生风险无统计学关联。

图1 不同cumTC 分位组脑卒中累积发病率Figure 1 The cumulative incidence of stroke in different cumTC quartile groups

表1 不同cumTC 分位组观察对象基本情况比较Table 1 Comparison of basic conditions of study objects among different cumTC quartile groups

在校正年龄等影响因素后，与cumTC 低暴露组（cumTC 第一分位组）相比，cumTC 最高暴露组（cumTC第四分位组）发生脑卒中、缺血性脑卒中的风险仍分别增加了27%、37%。脑卒中、缺血性脑卒中的发生风险随cumTC 水平的增加呈上升趋势，提示cumTC 对脑卒中、缺血性脑卒中的影响呈现出剂量效应，即cumTC值越大，其对脑卒中的危害越大。当增加校正2010 年度TC 水平、服调脂药情况后，cumTC 仍是新发脑卒中、缺血性脑卒中的危险因素，而基线TC 水平对脑卒中的影响无统计学意义，且经似然比检验后，当考虑到TC水平时，模型的拟合并未得到优化。由此可见，cumTC对脑卒中、缺血性脑卒中的危害，是独立于2010 年度TC 水平的，且其预测价值优于单次TC 水平。

以往关于TC 对脑卒中影响的研究结论并不一致。PETERS 等［3］对97 个队列研究的Meta 分析结果显示：基线TC 每增加1 mmol/L，男性脑卒中的发生风险增加3%；谷晓颖［4］整合对中国人群的6 个前瞻性队列研究显示：基线TC 每增加1 mmol/L，脑卒中的发生风险增加5%。与之相反，NAGASAWA 等［5］对65 594 例观察对象的研究显示：基线TC 每升高一个标准差（0.98mmol/L），脑卒中风险降低7%。还有一些研究发现TC 与脑卒中之间无统计学关联［6-8］，如YI 等［6］对503 340 例观察对象的研究显示：基线TC 对脑卒中的影响无统计学意义。造成TC 对脑卒中影响结论不一致的原因可能是由于单次TC 水平受年龄、饮食、服用调脂药等影响因素干扰［9-10］，对脑卒中的预测风险产生了一定偏差。动脉粥样硬化是脑卒中的主要发病特点［18］，高胆固醇暴露3～4 年可导致基底脑动脉的动脉粥样硬化，而短期高胆固醇暴露未能检测出上述结果［19-20］。因此，TC 的危险暴露需要一定的时间才会引起血管的病变，导致动脉粥样硬化，而单次TC 测量值不足以代表个体长时间的TC 水平，本研究克服了单次TC 测量的局限性，采用多次TC 测量值计算的累积暴露值评估新发脑卒中的发生风险，评估了累积暴露6 年的TC 值对脑卒中的影响，结果更为可靠。

表2 cumTC 对脑卒中影响的多因素Cox 回归分析Table 2 Multivariate Cox regression analysis of the effect of different cumTC on stroke

另外，在增加校正2010 年度基线TC 水平、服调脂药后，高胆固醇血症累积暴露对新发脑卒中、缺血性脑卒中的影响无统计学意义，但也不能除外高胆固醇血症累积暴露对新发脑卒中、缺血性脑卒中的影响，原因：在计算高胆固醇血症累积暴露时，考虑了胆固醇的治疗问题，再次校正2010 年度TC 水平及服调脂药，其模型的拟合程度并未得到优化，笔者考虑会存在过度校正。

此外，以往研究发现：TC 与出血性脑卒中呈负向关联［21］，低水平TC 可能在脑内动脉平滑肌细胞坏死过程中发挥作用，使得脑血管壁易受损破裂，导致出血性脑卒中［19-20］。而本研究发现高cumTC 与新发出血性脑卒中之间并无统计学关联，这可能是动脉经过一段时间的修复后，抵消了低水平TC 对脑内动脉平滑肌细胞的不利影响所造成的结果，而这需要进一步的研究证实。

总之，本研究发现高TC 暴露是新发脑卒中、缺血性脑卒中的危险因素，对新发出血性脑卒中的影响无统计学意义。其不仅为脑卒中的预防提供了新的临床依据，同时也为了解TC 的危害提供了新的途径。因此，无论是临床医生还是个体在关注单次TC 测量值的同时，也应该进一步关注TC 累积暴露带来的危害。对于高胆固醇血症患者，在降低TC 的治疗过程中，不仅要将其降低至参考范围内，而且还应注重长效性，尽可能使TC水平控制在理想范围内；对于TC 正常人群，也要通过平衡膳食、提倡健康生活方式来控制TC，使cumTC 处于较低水平，尽可能降低持续高TC 带来的脑卒中风险，从而提高生活质量。但是，本研究也存在一定的局限性：（1）随访时间平均6.89 年，相对较短，可能不足以使终点事件完全发生；（2）研究对象为北方开滦集团人群，不足以代表所有人群，此结果尚有待在其他人群中验证；（3）为了排除腔隙性缺血性脑卒中对结果产生的混杂影响，在随访时，未将有症状性腔隙性缺血性脑卒中作为终点事件，可能低估高TC 暴露对脑卒中的危害。

表3 高胆固醇血症累积暴露时间对脑卒中影响的多因素Cox 回归分析Table 3 Multivariate Cox regression analysis of the effect of cumulative exposure years of hypercholesterolemia on stroke

作者贡献：皇甫春梅、宋永健、吴寿岭负责文章的构思与设计；皇甫春梅、吴寿岭负责研究的实施与可行性分析，并对文章整体负责，监督管理；皇甫春梅、闫丽丽、李雪梅负责数据收集；皇甫春梅、宋永健、袁建新、杨娜负责数据整理；皇甫春梅、宋永健、杨娜负责统计学处理；皇甫春梅、宋永健、闫丽丽、吴寿岭负责结果的分析与解释；皇甫春梅、宋永健、李雪梅、吴寿岭撰写论文；皇甫春梅、宋永健、李雪梅、袁建新、杨娜、吴寿岭负责论文的修订；袁建新、杨娜、吴寿岭负责英文的修订，文章的质量控制及审校。

本文无利益冲突。