脂蛋白(a)水平与心房颤动发病风险相关性的Meta 分析和试验序贯分析

张小雪 薄雅坤 宋洁 汤宝鹏 周贤惠

心房颤动（房颤）是临床上最常见的快速性心律失常之一，房颤患者发生缺血性脑卒中的风险增加了4～5 倍[1]。同时，房颤是心力衰竭、心肌梗死、认知功能下降、痴呆症等疾病的公认危险因素，且显著增加致残及死亡风险[2]。2019 年，全球约有5 970 万例房颤患者[3]，预计至2050 年，欧洲将有1 800 万房颤患者，亚洲房颤患者人数将达到7 200万[4]。房颤导致的经济和医疗负担随着其患病率升高而逐渐加重。

吸烟、肥胖、糖尿病、高血压等是房颤的已知危险因素，均会增加房颤的发病风险[5]。肥胖常伴随血脂异常。近年来，脂蛋白(a) [Lp(a)]逐渐成为临床备受关注的血脂指标。Lp(a)由包含载脂蛋白B-100的低密度脂蛋白颗粒、载脂蛋白A 和氧化磷脂组成。Lp(a)升高被证实为冠心病、缺血性脑卒中等心血管疾病的危险因素[6-7]。然而，Lp(a)水平对房颤发病风险的影响仍存在较大争议。一些研究结果显示，两者之间无明显关联[8-9]；另一些研究结果则表明，Lp(a)升高与房颤发病风险降低有关[10-11]；孟德尔随机化研究亦未得出一致结果[12-14]。

鉴于房颤患病率不断升高及疾病负担不断增加，确定Lp(a)水平与房颤发病风险之间的关系对于加强房颤管理具有重要的公共卫生意义。本研究全面收集评估Lp(a)水平与房颤发病风险相关性的队列研究，进行系统综述和Meta 分析，同时采用试验序贯分析（TSA）来验证Meta 分析结果。

1 资料与方法

1.1 文献纳入与排除标准

纳入标准：（1）研究类型：前瞻性和回顾性队列研究；（2）研究对象：年龄≥18 岁；（3）暴露因素：不同水平的Lp(a)；（4）效应指标：校正多因素后的房颤RR、HR、OR 及95%CI。

排除标准：（1）病例报告、会议摘要、综述、Meta 分析、动物实验；（2）无法提取数据或数据缺失的研究；（3）文献语言类型非英文和中文；（4）重复发表的研究。

1.2 文献检索策略

本研究已在系统评价的国际化前瞻性注册数据库PROSPERO 上注册（注册号：CRD42022380417），并按照PRISMA 声明规范撰写和报告[15]。通过检索PubMed、Embase、 Cochrane 图书馆 、中国知网、万方数据库、维普网、中国生物医学文献数据库，纳入评估血清Lp(a)水平与房颤发病风险相关性的所有中英文研究，检索时间为自建库至2022年11月。英文检索词：lipoprotein(a)或Lp(a) 、atrial fibrillation 或AF。中文检索词包括：心房颤动或房颤、脂蛋白(a)。此外，手工检索相关评论文献的所有参考文献列表来确定相关研究。

1.3 文献筛选和资料提取

由两位研究者独立审查文献的标题及摘要，双方有分歧时通过与第三位研究者协商一致的方式解决，若可能相关，则检索全文以确定是否最终纳入。文献筛选完成后，由两位研究者独立提取以下数据：（1） 纳入研究的基本情况，包括题目、第一作者、发表年份、涉及国家和研究类型；（2）纳入研究的基线特征，如样本量、性别、年龄、随访时间；（3）暴露变量、暴露水平；（4）效应指标：血清Lp(a)水平最高者对比最低者的风险效应指标（RR、HR 或OR）及95%CI（根据最全校正模型得出）。通过两位研究者共同协商提取数据，如有分歧，通过与第三位研究者协商一致的方式解决。

1.4 纳入研究的偏倚风险评价

采用纽卡斯尔-渥太华量表（NOS）评价文献的偏倚风险[16]。两位研究者从3 个方面独立评价文献质量：研究人群选择、可比性、暴露评价或结果评价。如评分≥7 分，认为偏倚风险低。

1.5 统计学方法

采用Stata 16.0 进行Meta 分析。若纳入研究报告的效应指标不一致时，将OR、RR、HR 直接视为RR[17]。通过Hamling 等[18]制作的Excel 宏文件将少数以最高Lp(a)水平者作为参照的原始研究转换为以最低水平者作为参照。将血清Lp(a)水平最高者对比最低者的RR 及相应95%CI 用于计算Meta 分析合并效应量。若各研究结果间异质性小（I2＜50%，P ≥0.1），采用固定效应模型合并RR，否则（I2＞50%，P＜0.1）采用随机效应模型。使用Egger's 检验量化是否存在发表偏倚，P＜0.1 为差异有统计学意义。按照纳入研究类型、发表年份、研究对象年龄、涉及国家、是否校正心力衰竭或糖尿病进行亚组分析，评估上述因素对合并效应量的影响及探讨异质性来源。采用单因素Meta 回归分析探讨异质性的显著影响因素。采用敏感性分析来验证结果的稳健性：（1）通过逐一剔除纳入研究来评估每项研究对总估计效应量的影响；（2） 剔除单一性别的研究后计算合并RR。

在进行Meta 分析时，时间-事件数据被当作二分类事件处理可能会导致统计效能降低[19]。因此，本研究采用Stata 16.0 和R 4.1.1 软件进一步针对房颤发病风险的时间-事件数据进行TSA。TSA 通常用于控制累积Meta 分析的Ⅰ型错误（α）和Ⅱ型错误（β），基于O'Brien-Fleming 损耗函数，指定α为5%，β 为20%（统计效能为80%），当房颤相对发病风险降低15%时进行TSA。如果累积Z 曲线穿过先验信息量线或同时穿过TSA 界值线和传统界值线，表明Meta 分析结果具有稳健性，无需进一步研究。

2 结果

2.1 文献筛选结果及纳入研究的基本特征

共检索到689 篇文献，其中5 项研究[8-11,20]符合纳入标准，共包括489 351 例受试者，文献纳入流程见图1。在纳入的5 项研究中，4 项为前瞻性队列研究[8-10,20]，1 项为回顾性队列研究[11]；4 项研究同时纳入了男性和女性受试者[9-11,20]，其余1 项研究仅纳入女性受试者[8]；NOS 评分显示，所有研究的质量评分均≥7 分（表1）。

表1 纳入研究的基本特征

图1 文献纳入流程

2.2 Meta 分析结果（图2）

图2 血清脂蛋白(a)水平与心房颤动发病风险相关性的Meta 分析森林图

校正多个因素后，血清Lp(a)水平最高者与最低者相比，房颤发病风险并未显著增加（合并RR=0.92，95%CI：0.78～1.09，Z=0.94，P=0.349）。

2.3 亚组分析结果（表2）

表2 亚组分析结果

根据纳入研究类型、发表年份、受试者年龄、涉及地区、是否校正心力衰竭或糖尿病进行亚组分析，文献发表年份和受试者年龄均以文献中所报告指标的中位数为分组依据。按年龄划分的亚组分析结果显示，在受试者平均年龄≥62 岁的研究中，Lp(a)水平较高（≥29.9 mg/dl）与房颤发病风险降低有关（RR=0.85，95% CI：0.75～0.96，Z=2.65，P=0.008）。

2.4 单因素Meta 回归分析结果

单因素Meta 回归分析评估了研究类型、发表年份、涉及国家、受试者年龄、是否校正心力衰竭或糖尿病对各研究间异质性的影响，结果显示，受试者年龄是各研究间异质性的影响因素（P=0.043）。

2.5 敏感性分析及发表偏倚检测结果

对纳入研究所涉及的房颤发病风险进行敏感性分析，结果显示，剔除任何一项研究后，合并效应量均未受到影响（图3）。剔除其中受试者为单一性别（女性）的研究[8]后，合并RR 为0.91（95%CI：0.75～1.11，Z=0.90，P=0.370）。Egger's 检验提示无明显发表偏倚（P=0.175）。

图3 敏感性分析结果（逐一剔除法）

2.6 TSA 结果

将符合时间-事件数据的4 项研究[8-10,20]进行TSA，累积Z 曲线与先验信息量线相交，未穿过传统界值线和TSA 边界线（图4）。TSA 结果显示，当前Meta 分析结果稳健，即可得出Lp(a)水平与房颤发病风险无关联的阴性结论。

图4 试验序贯分析结果

3 讨论

本研究系统评价了Lp(a)水平对房颤发病风险的影响，并对房颤发病风险的时间-事件数据进行TSA 来加以验证。结果发现，Lp(a)水平与房颤发病风险无显著关联，即相较于低Lp(a)水平者，高Lp(a)水平者中的房颤发病风险未显著降低。同时，TSA 结果表明，Meta 分析结果稳健。值得注意的是，亚组分析结果显示，在受试者平均年龄≥62 岁的研究中，高Lp(a)水平者的房颤发病风险降低了15%。

本研究合并效应量结果提示，Lp(a)水平升高者的房颤发病风险有降低的趋势（RR=0.92，P=0.349）。一项纳入9 项大型队列研究的Meta 分析显示，低密度脂蛋白胆固醇（LDL-C）水平与新发房颤风险呈负相关，LDL-C 水平每升高1 mmol/L，房颤发病风险降低5%（RR=0.95，95%CI：0.92～0.97）[21]。另一项研究发现，Lp(a)水平≥30 mg/dl 者的房颤发病风险降低了16%[10]。考虑到Lp(a)为LDL-C 的一种特殊形式，其与房颤发病风险呈负相关的潜在病理机制如下：（1）炎症可能是Lp(a)水平与房颤发病风险关联的桥梁。LDL-C 水平在炎症性疾病患者中降低[22]，推测Lp(a)水平也可能因存在炎症而降低。因此，Lp(a)水平降低可能反映房颤发生过程中的炎症状态[4,23]。（2）胆固醇效应可能是Lp(a)水平与房颤发病风险关联的基础。Lp(a)结构中的低密度脂蛋白样颗粒约含有30%～46%的胆固醇[24]。胆固醇通过调节心脏离子通道影响心肌细胞膜的稳定性，其潜在机制比较复杂，尚未完全阐明。因此，Lp(a)水平和房颤发病风险之间的反向关联可能是由于胆固醇稳定心肌细胞膜后防止心肌细胞异常放电的结果[25]。而且一项体外实验表明，胆固醇一旦耗竭，可通过激活蛋白激酶A 及钙蛋白酶，导致心肌细胞收缩功能障碍和肌原纤维断裂[26]。

随机误差会增加累积Meta 分析出现假阳性和假阴性的概率，因此，本研究采用TSA 来验证Meta分析结果的可靠性。TSA 结果显示，累积Z 曲线超过先验信息量，说明已达到Meta 分析所需的信息量，即可定义Lp(a)水平与房颤发病风险之间的关系，无需开展更多的前瞻性研究来进行验证。

在本研究中，亚组分析结果提示，Lp(a)水平升高（≥29.9 mg/dl）仅在受试者平均年龄≥62 岁时与房颤发病风险呈显著负相关。Lp(a)由遗传决定，随着时间的推移，男性与绝经后女性的Lp(a)水平保持相对稳定[27]。一项针对6 593 名多种族受试者的美国前瞻性队列研究表明，Lp(a)水平与房颤发病风险之间的负相关关系主要由非白人驱动；中国人群的Lp(a)水平每升高1.1 mg/dl，房颤发病风险降低21%（HR=0.79，95%CI：0.63～0.99，P=0.047）[10]。 来 自中国的一项回顾性队列研究也得出了相同的结果，并且仅在女性中观察到二者之间的负向关联[11]。因此，造成各研究结果差异的可能原因是受试者种族构成不同，而非年龄对Lp(a)水平的直接影响。然而，由于本Meta 分析纳入的研究较少，无法通过种族、性别进行亚组分析，因此，目前尚不明确Lp(a)水平与房颤发病风险之间的关联是否因种族和性别不同而存在差异。

本研究存在以下局限性：（1）各研究间异质性较大，年龄可能是异质性的来源；（2）符合研究主题的研究数量较少，且仅有少量研究报告了不同种族或不同性别受试者中Lp(a)水平与房颤发病风险的相关性，因此无法通过种族、性别进行亚组分析；（3）受限于纳入研究数量较少，未能进一步进行Lp(a)水平与房颤发病风险的剂量-反应Meta 分析。

总之，本研究显示，总体上，Lp(a)水平与房颤发病风险无关联，但在年龄≥62 岁的人群中，Lp(a)水平与房颤发病风险呈负相关。

利益冲突：所有作者均声明不存在利益冲突