單中心研究：卒中患者的高密度脂蛋白水平能否預(yù)測預(yù)后？

2026年1月30日，《Journal of the American Heart Association》報告了一項前瞻性觀察研究，評估了高密度脂蛋白膽固醇（HDL-c）和血管事件、卒中預(yù)后的關(guān)聯(lián)。研究顯示，HDL-c水平升高與卒中患者的良好功能預(yù)后相關(guān)，但與血管事件風(fēng)險無關(guān)。

原文鏈接：https://www.ahajournals.org/doi/full/10.1161/JAHA.124.040725

研究背景

HDL由多種載脂蛋白和脂質(zhì)組成，就其作用機(jī)制及動物實驗結(jié)果來看，HDL或可成為心腦血管疾病患者的標(biāo)志物，而HDL-c水平可被視為評估HDL數(shù)量的標(biāo)志物。

在普通人群和冠心病患者中，低水平HDL-c顯著增加心血管事件風(fēng)險。但在卒中患者中，這種關(guān)聯(lián)性存在爭議。目前評估HDL-c水平與急性卒中患者功能結(jié)局之間關(guān)聯(lián)的研究甚少。

本研究旨在從卒中患者未來血管事件風(fēng)險及功能預(yù)后兩方面，評估HDL-c水平和卒中預(yù)后的相關(guān)性。

研究方法

研究人群

該研究為持續(xù)進(jìn)行中的前瞻性、觀察性、單中心研究。自2013年12月至2021年5月，該研究連續(xù)納入了1090例患有急性缺血性卒中或短暫性腦缺血發(fā)作的患者，均在癥狀出現(xiàn)后1周內(nèi)入院。

使用以往臨床研究中HDL-c最高和最低三分位數(shù)患者結(jié)果計算樣本量。對于心血管事件的發(fā)生率，要求每組至少290名患者（顯著性水平α=0.05，檢驗效能1-β=0.8）。評估功能良好結(jié)局，每組至少需要165名患者（相同顯著性和檢驗效能）。考慮到預(yù)后和三分位組的關(guān)聯(lián)分析，以及可能存在數(shù)據(jù)缺失，最終計劃招募1090例患者。

本研究在分析時排除以下患者：最終診斷確認(rèn)為假性卒中；卒中發(fā)病超過1周后入組；因轉(zhuǎn)至其他醫(yī)院導(dǎo)致數(shù)據(jù)缺失，或重復(fù)登記；診斷為短暫性腦缺血發(fā)作；入院時無血清HDL-c水平數(shù)據(jù)；既往改良Rankin量表評分≥3；失訪。本分析最終納入865例患者。

動脈粥樣硬化性疾病的評估

顯著顱內(nèi)動脈狹窄定義為>50%的狹窄或閉塞；顯著顱外動脈狹窄定義為>50%的動脈粥樣硬化性狹窄或閉塞。

主動脈粥樣硬化采用經(jīng)食管超聲心動圖進(jìn)行評估，帶蒂可擺動的活動性成分被定義為活動斑塊。斑塊腔內(nèi)表面存在離散性凹陷，基底寬度和最大深度均≥2毫米定義為潰瘍性斑塊。任何厚度≥4毫米、伴有潰瘍或含有活動性成分的斑塊均歸類為復(fù)雜性主動脈粥樣硬化斑塊。

隨訪與結(jié)局

患者在入組后3個月及之后每年進(jìn)行一次隨訪，持續(xù)3年。隨訪時記錄體格檢查結(jié)果、治療方案、臨床事件以及改良Rankin量表評分。

主要結(jié)局是主要不良心血管事件的復(fù)合終點，包括：非致命性卒中、非致命性急性冠脈綜合征、嚴(yán)重外周動脈疾病、血管源性死亡（定義為冠心病或卒中導(dǎo)致的死亡，以及心源性猝死）。

次要結(jié)局是改良Rankin量表評分。良好的功能結(jié)局定義評分0-2分。

統(tǒng)計分析方法

定量變量的多組間比較，使用單因素方差分析（經(jīng)Tukey校正）或Kruskal-Wallis檢驗（經(jīng)Steel-Dwass校正）；定性變量的組間比較采用卡方檢驗（經(jīng)Holms校正）。

使用Kaplan-Meier分析估算事件發(fā)生率，并采用對數(shù)秩檢驗評估組間差異。非研究結(jié)局原因?qū)е碌乃劳觯谒劳鰰r進(jìn)行刪失處理。

為識別主要不良心血管事件、卒中、全因死亡以及良好功能預(yù)后的預(yù)測因素，研究使用了Cox比例風(fēng)險回歸模型和多因素logistic回歸模型。模型調(diào)整了以下變量：HDL-c水平、年齡、性別、高血壓、糖尿病、血脂異常、重組組織型纖溶酶原激活劑、血管內(nèi)血栓切除術(shù)、入院時美國國立衛(wèi)生研究院卒中量表（NIHSS）評分，以及在HDL-c最高和最低三分位組患者基線單因素分析中P值<0.05的變量。

根據(jù)卒中嚴(yán)重程度將患者分為輕度（NIHSS 0-4分；n=630）和中重度（NIHSS >4分；n=235）兩組，分別評估HDL-c對功能預(yù)后的影響。

研究結(jié)果

研究納入865例患者，平均年齡70.2歲，男性占61.1%，平均HDL-c水平為55±17mg/dL。

血管事件風(fēng)險

在865名患者中，有114名患者在1年內(nèi)發(fā)生了血管事件，即1年血管事件發(fā)生率為13.4%（95%CI 11.3%-15.8%）。

根據(jù)Kaplan-Meier分析結(jié)果，HDL-c水平與主要不良心血管事件風(fēng)險無顯著關(guān)聯(lián)（HDL-c水平三分位數(shù)組的年事件發(fā)生率分別為17.5% vs. 11.2% vs. 12.4%[HDL-c水平由低到高]；對數(shù)秩檢驗P=0.11），與卒中復(fù)發(fā)風(fēng)險無顯著關(guān)聯(lián)（13.6% vs. 10.1% vs. 10.2%；對數(shù)秩檢驗P=0.37）。但HDL-c水平與全因死亡風(fēng)險顯著相關(guān)（8.6% vs. 4.9% vs. 3.8%；對數(shù)秩檢驗P=0.034）。

經(jīng)過多變量校正后，HDL-c水平與主要不良心血管事件、卒中和全因死亡風(fēng)險之間無顯著關(guān)聯(lián)。

圖. Kaplan-Meier分析的累積事件發(fā)生率，A，主要心血管事件；B，卒中；C，全因死亡（注：tertile 1中HDL-c水平<47?mg/dL; tertile 2, 47–60?mg/dL; tertile 3, >60?mg/dL）

功能預(yù)后

HDL-c水平三分位組間在3個月和1年時的改良Rankin量表評分存在顯著差異。經(jīng)多因素調(diào)整后，相較于HDL-c最低三分位組，最高三分位組在3個月時（調(diào)整后OR=1.71；95%CI, 1.03–2.83）和1年時（調(diào)整后OR=1.60；95%CI, 1.00–2.57）均與良好的功能結(jié)局獨立相關(guān)。

多因素logistic回歸分析顯示，HDL-c水平每升高10 mg/dL，3個月和1年獲得良好功能結(jié)局的調(diào)整后OR分別為1.16（95% CI, 1.03-1.32）和1.13（95% CI, 1.01-1.26）。

當(dāng)根據(jù)卒中嚴(yán)重程度對患者進(jìn)行分層分析時，顯示在輕度卒中患者中，最高三分位組在3個月（調(diào)整后OR, 2.40 [95% CI, 1.26-4.59]）和1年（調(diào)整后OR, 2.29 [95% CI, 1.27-4.11]）時的功能結(jié)局顯著優(yōu)于最低三分位組。但這種關(guān)聯(lián)在中重度卒中患者中消失。

表.卒中后良好功能結(jié)局的多因素分析結(jié)果

這項觀察性前瞻性研究中，卒中出現(xiàn)癥狀一周內(nèi)入院患者的血清HDL-c水平未能預(yù)測1年內(nèi)主要不良心血管事件的發(fā)生。HDL-c水平處于最高三分位組的患者在3個月和1年時的功能預(yù)后優(yōu)于最低三分位組的患者。

高密度脂蛋白是球形顆粒，具有不同的大小、表面電荷、載脂蛋白和脂質(zhì)成分。血清HDL-c被視為評估HDL數(shù)量的標(biāo)志物。HDL通過調(diào)節(jié)內(nèi)皮細(xì)胞中的轉(zhuǎn)錄因子和酶來增強血管生成。既往臨床研究顯示，HDL-c與功能結(jié)局的關(guān)聯(lián)性結(jié)果不一，差異可能源于患者情況和結(jié)局定義的差異。結(jié)合本研究結(jié)果，HDL-c或許能預(yù)測卒中后的長期功能預(yù)后。

研究局限性

• 本研究為單中心設(shè)計，結(jié)果外推性有限。

• 研究樣本量較小。初步分析與敏感性分析結(jié)果之間存在差異，可能暗示樣本量不足以充分驗證假設(shè)。

• 研究未評估HDL-c水平與卒中恢復(fù)程度之間的關(guān)系。

• 研究未充分收集卒中發(fā)病前的合并癥和用藥數(shù)據(jù)。

• 本研究中患者的卒中嚴(yán)重程度相對較輕。

• 并非所有混雜因素都被納入多因素logistic回歸模型中。

研究結(jié)論

在相對輕度的缺血性卒中患者中，HDL-c水平高與良好的功能預(yù)后相關(guān)，但與血管事件風(fēng)險無關(guān)。鑒于HDL可能促進(jìn)新生血管生成和功能恢復(fù)，未來研究應(yīng)進(jìn)一步探討其在卒中患者中的作用。

參考文獻(xiàn)： J Am Heart Assoc. 2026 Feb 3;15(3):e040725. doi: 10.1161/JAHA.124.040725.