累积高敏C 反应蛋白暴露与新发心力衰竭的关系

李挺，荣萍萍，裴恒，王志军，吴寿岭，郑宏伟，黄宇玲

心力衰竭是各种心脏结构和（或）功能异常改变引起的一种复杂临床综合征，其发病率高，死亡率高，社会经济负担重[1-2]。随着我国人口老龄化和高血压、冠心病等发病率逐年上升，心力衰竭已成为我国不容忽视的医疗问题。心力衰竭涉及多种发病和病理生理机制[3]。多项研究表明，炎症在心力衰竭的发生、发展中起着重要作用，过度的炎症反应可导致心力衰竭加重，过高的炎症因子水平提示心力衰竭患者预后不良。C 反应蛋白（CRP）是系统性炎症的非特异性标志物，是一种被广泛研究的急性期炎症介质。在缺血性或非缺血性慢性心力衰竭患者中，CRP 水平升高非常显著[4-5]。Framingham 心脏研究表明，血清CRP 水平超过5 mg/L 的老年人群心力衰竭发生风险显著增加，CRP 升高是老年人群新发心力衰竭的重要危险因素[6]。在心血管健康研究中，CRP 升高是心力衰竭的独立预测因子[7]。高敏CRP（hs-CRP）能够检测出更低浓度的CRP，更多用于心血管疾病患者的病情判断和预后评估[8]。在一般人群研究中，高水平的hs-CRP 与原发性高血压、冠心病、缺血性脑卒中发生风险明显相关[9-11]，但鲜有研究在无症状一般人群中探索hs-CRP 与心力衰竭的关系。考虑到单次测定hs-CRP 的结果因受年龄、性别、种族、代谢水平以及环境、短时炎症等因素的影响而具有不稳定性[12]，本研究依托开滦研究（注册号Chi-CTR-TRNC-11001489）的数据资料，采用队列研究方法，探讨开滦研究人群中累积hs-CRP 暴露与新发心力衰竭的关系。

1 资料与方法

研究对象：2006～2007 年开滦集团在职及离退休职工在开滦总医院及其附属共11 家医院进行2006年度（第一次）健康体检，此后在2008～2009 年、2010～2011 年在相同地点该人群由参加第一次体检的医务人员对按第一次体检的时间顺序分别进行2008 年度（第二次）、2010 年度（第三次）健康体检。本研究将参加2006、2008、2010 年度3 次健康体检中不少于2 次者作为研究对象。最终纳入统计分析者共82 880 例。纳入标准：（1）性别、种族不限；（2）认知能力无缺陷，可以完成调查问卷者；（3）同意参加本研究并签署知情同意书者。排除标准：（1）3 次年度健康体检中至少有2 次hs-CRP 数据缺失者；（2）2006 年度健康体检之前已患有心力衰竭者；（3）2006～2010 年度健康体检期间新发心力衰竭者；（4）2006～2010 年度健康体检期间死亡者。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。

资料收集：流行病学调查内容、人体测量学指标、生化检测指标等资料收集参照本课题组已发表的文献[13]。血清hs-CRP 测量采用免疫比浊法，试剂盒由日本关东化学株式会社生产，采用日立-7600自动生化分析仪检测。原卫生部于2006～2009 年评测开滦总医院心内科实验室，检测hs-CRP 的PT（laboratory proficiency testing）值均为100%；此外，每天间隔至少2 h 分别对两个实验标本测定2 次，共测20 d，分析其测量精密度，结果批内变异系数为6.53%，批间变异系数为4.78%，日间变异系数为6.61%，总变异系数为 9.37%，测量误差较小；参考值范围0～5 mg/L，最小检测浓度为0.1 mg/L，对于检测不到hs-CRP 值者，用最小检测浓度的一半（0.05 mg/L）替代。饮酒定义为平均每日饮白酒（酒精含量≥50%）100 ml，持续至少1 年以上；吸烟定义为近1 年平均每天至少吸1 支烟；体育锻炼定义为每周锻炼≥3 次，每次持续时间≥30 min。体重指数＝体重（kg）／身高2（m2）；估算肾小球滤过率采用简化的MDRD 公式进行计算。

心力衰竭的确定：根据《中国心力衰竭诊断和治疗指南（2018）》[14]，通过查阅医疗记录明确：（1）有心力衰竭症状，表现为呼吸困难、乏力及液体潴留，出院诊断中明确NYHA 心功能分级Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ级；（2）二维及多普勒超声心动图改良Simpson 法测得左心室射血分数≤50%；（3）血浆N 末端B 型利钠肽原（NT-proBNP）水平升高[50 岁以下的患者NT-proBNP 水 平＞450 ng/L，50 岁以上＞900 ng/L，75 岁以上应＞1 800 ng/L，肾功能不全（肾小球滤过率＜60 ml/min）时NT-proBNP 水平应＞1 200 ng/L]。心力衰竭的诊断必须包含条件1 以及条件2、3 中的至少1 个。

累积hs-CRP 暴露值的计算[15]：累积hs-CRP＝[（hs-CRP1+hs-CRP2）/2×时间1-2]＋[（hs-CRP2＋hs-CRP3）/2× 时 间2-3]；hs-CRP1、hs-CRP2、hs-CRP3分别为2006、2008、2010 年度体检所测hs-CRP；时间1-2、时间2-3 为相邻两次hs-CRP 测量的时间间隔，其中1 次hs-CRP 值有缺失则用另外2 次测量值的均数代替。将研究对象根据累积hs-CRP 暴露水平四分位数分组，即累积hs-CRP1 组（＜3.11 mg/L×年）、累积hs-CRP2 组（3.11～5.95 mg/L×年）、累积hs-CRP3 组（5.96～11.87 mg/L×年）、累积hs-CRP4 组（≥11.88 mg/L×年）。并根据2006年度基线hs-CRP 暴露水平四分位数分为hs-CRP1组（＜0.30 mg/L）、hs-CRP2 组（0.30～0.80 mg/L）、hs-CRP3组（0.81～2.12 mg/L）、hs-CRP4组（≥2.13 mg/L）。

随访起点与终点的确定：以2010 年度健康体检时间为随访起点（其中1 次体检未参与者缺失的体检时间用本次体检的中位时间代替），以发生心力衰竭为终点事件。由经过培训的医师每年查阅住院病例（二级及三级医院），核实心力衰竭发生情况。以新发心力衰竭时间、死亡时间或随访结束时间（2017 年12 月31 日）为随访终点。

统计学方法：采用SAS 9.4 统计软件对数据进行整理和统计学分析。符合正态分布的计量资料以均数±标准差表示，组间比较采用单因素方差分析，并进行两两比较，方差齐用LSD 检验，方差不齐则用Dunnett's T3 检验；基线hs-CRP 不符合正态分布，经对数转换后，符合正态分布，再应用相应参数检验（方差分析）比较组间差异。计数资料用例（%）表示，率的比较采用卡方检验；用Kaplan-Meier法计算四组新发心力衰竭的累积发病率，并使用log-rank 检验比较组间差异；采用多因素Cox 回归分析四组中新发心力衰竭发生风险的HR 和95%CI。检验水准均采用双侧检验α=0.05。敏感性分析：除外任意一次hs-CRP＞10 mg/L 者、服用降压药者、服用调脂药者之后，对上述统计重复进行多因素Cox回归敏感性分析。

2 结果

2.1 不同累积hs-CRP 组研究对象一般情况（表1）

表1 不同累积hs-CRP 组研究对象一般情况（）

表1 不同累积hs-CRP 组研究对象一般情况（）

注：hs-CRP：高敏C 反应蛋白；lg hs-CRP：经对数转换后的hs-CRP 值。与累积hs-CRP1 组比较*P＜0.05；与累积hs-CRP2 组比较△P＜0.05；与累积hs-CRP3 组比较▲P＜0.05

2006、2008、2010 年度3 次健康体检至少参加2 次者共86 615 例，排除3 次体检中至少有2 次hs-CRP 数据缺失者2 571 例，排除2006 年度体检描述有心力衰竭病史者和2006～2010 年度体检期间发生心力衰竭者共516 例，以及2006～2010 年度体检期间死亡648 例，最终纳入统计分析者共82 880 例。

82 880 例研究对象平均年龄（50.34±11.99）岁，男性64 673 例（78.03%）。累积hs-CRP1 组～累积hs-CRP4 组分别有20 751 例、20 679 例、20 733 例、20 717 例。随着累积hs-CRP 暴露水平升高，四组的年龄、体重指数、心率、总胆固醇水平、陈旧性心肌梗死、高血压和糖尿病占比均呈上升趋势（P均＜0.001）。

2.2 不同累积hs-CRP 组新发心力衰竭累积发病率比较（图1）

图1 不同累积hs-CRP 组新发心力衰竭累积发病率比较

平均随访（6.81±0.98）年，共新发心力衰竭991例，累积hs-CRP1 组～累积hs-CRP4 组分别发生136 例、183 例、272 例和400 例，发病密度依次为0.95/千人年、1.31/千人年、1.94/千人年和2.94/千人年。Kaplan-Meier 法计算新发心力衰竭累积发病率分别为0.66%、0.88%、1.31%和1.93%。随着累积hs-CRP 暴露水平升高，新发心力衰竭累积发病率也逐渐升高，经log-rank 检验，差异有统计学意义（χ2=174.19，P＜0.001）。

2.3 累积hs-CRP 暴露水平影响新发心力衰竭风险的多因素Cox 回归分析及敏感性分析（表2）

表2 累积hs-CRP 暴露水平影响新发心力衰竭风险的多因素Cox 回归分析及敏感性分析

以是否发生心力衰竭为因变量，不同累积hs-CRP 暴露水平四分位数分组为自变量，以累积hs-CRP1 组为对照。模型1 校正了性别与年龄，相比累积hs-CRP1 组，累积hs-CRP2 组～累积hs-CRP4 组新发心力衰竭的HR（95%CI）分别为1.17（0.94～1.46）、1.54（1.25～1.89）和1.83（1.50～2.23），P值分别为0.170、＜0.001 和＜0.001；模 型2 在模型1 的基础上校正了体重指数、吸烟、体育锻炼、总胆固醇、心率、估算肾小球滤过率、高血压、糖尿病、陈旧性心肌梗死、服药情况及2006年度基线hs-CRP，结果显示：累积hs-CRP2 组～累积hs-CRP4 组新发心力衰竭的HR（95%CI）分别 为1.03（0.83～1.29）、1.26（1.02～1.56）和1.45（1.18～1.78），P值分别 为0.774、0.029 和0.001；模型3 在模型2 的基础上校正了随访期间发生的心肌梗死（发生在心力衰竭之前共939 例），累积hs-CRP2 组～累积hs-CRP4 组新发心力衰竭的HR（95%CI）分别为1.01（0.81～1.27）、1.24（1.01～1.53）和1.38（1.12～1.70），P值分别为0.918、0.041 和0.002。敏感性分析：模型4、5、6 在模型3 基础上分别除外了3 次体检中任意一次hs-CRP＞10 mg/L者、服用降压药者、服用调脂药者，重新进行四分位数分组，分别重复进行Cox 回归模型分析，结果基本同前。

2.4 不同hs-CRP 组新发心力衰竭累积发病率比较（图2）

图2 不同hs-CRP 组新发心力衰竭累积发病率比较

hs-CRP1组～hs-CRP4组研究对象分别有19 592例、21 427 例、21 116 例和20 745 例，新发心力衰竭分别为135 例（0.69%）、222 例（1.04%）、278例（1.32%）和356 例（1.72%），随着基线hs-CRP水平升高，新发心力衰竭累积发病率也逐渐升高（χ2=101.82，P＜0.001）。

2.5 基线hs-CRP 暴露水平影响新发心力衰竭风险的多因素Cox 回归分析（表3）

表3 基线hs-CRP 暴露水平影响新发心力衰竭风险的多因素Cox 回归分析（n=82 880）

以是否发生心力衰竭为因变量，不同基线hs-CRP 水平四分位数分组为自变量，以hs-CRP1组为对照。模型1 校正了性别与年龄，相比hs-CRP1 组，hs-CRP2 组～hs-CRP4 组新 发心力衰竭的HR（95%CI）分别为1.12（1.08～1.67）、1.56（1.27～1.92）、1.68（1.38～2.05），P均＜0.01；模型2 在模型1 的基础上校正了体重指数、吸烟、体育锻炼、总胆固醇、心率、估算肾小球滤过率、高血压、糖尿病、陈旧性心肌梗死、服药情况，结果显示：hs-CRP2 组～hs-CRP4 组新发心力衰竭的HR（95%CI）分别为1.19（0.96～1.47）、1.25（1.01～1.54）和1.32（1.08～1.62），P值分别为0.118、0.037 和0.008；模型3 在模型2 的基础上校正了随访期间发生的心肌梗死，hs-CRP2 组～hs-CRP4组新发心力衰竭的HR（95%CI）分别为1.17（0.95～1.46）、1.23（1.00～1.52）和1.28（1.05～1.57），P值分别为0.142、0.051 和0.017。模 型4 在 模型3 的基础上校正累积hs-CRP 暴露，结果显示hs-CRP2 组～hs-CRP4组新发心力衰竭的HR（95%CI）分别为1.17（0.95～1.46）、1.22（0.99～1.50）和1.22（0.99～1.50），P均＞0.05。

3 讨论

本研究通过对82 880 例受试者平均（6.81±0.98）年随访，主要有以下几点发现：（1）累积hs-CRP 暴露与新发心力衰竭的累积发病率有显著关联；（2）高水平的累积hs-CRP 暴露是新发心力衰竭的独立危险因素；（3）累积hs-CRP 暴露对新发心力衰竭风险的影响要强于基线hs-CRP 暴露。

本研究发现，随着累积hs-CRP 暴露水平升高，新发心力衰竭的累积发病率从0.66%上升到1.93%，经log-rank 检验，组间差异有统计学意义（P＜0.001）。这与基线hs-CRP 与新发心力衰竭风险的研究结果一致，也与以往采用单次测量CRP 或hs-CRP 与新发心力衰竭风险之间的研究结果类似。2003 年，Framingham 研究对732 例无心肌梗死的老年受试者进行平均5.2 年的随访，发现基线CRP 高暴露组（CRP ≥5 mg/L）新发心力衰竭风险明显高于基线hs-CRP低暴露组（CRP＜5 mg/L），其HR（95%CI）为2.81（1.22～6.50），认为血清CRP 升高是老年人新发心力衰竭的重要危险因素[6]。Rotterdam 研究对6 437 例受试者平均随访6.5 年，发现hs-CRP 与新发心力衰竭风险独立关联，校正相关危险因素后，hs-CRP 最高暴露组（hs-CRP ≥3.6 mg/L）相比最低暴露组（hs-CRP＜0.9 mg/L）的心力衰竭风险增加了108%，其HR（95%CI）为2.08（1.58～2.74）[16]。MESA 研究在对6 814 例受试者随访4 年后发现，基线hs-CRP 高暴露组（CRP ≥5 mg/L）相比基线hs-CRP 低暴露组（CRP＜5 mg/L），心力衰竭风险增加了41%，其HR（95%CI）为1.41（1.06～1.87）[17]。ARIC 研究共纳入9 978 例受试者，平均随访7.9 年后发现，基线hs-CRP 最高暴露组（hs-CRP ≥6.17 mg/L）相比最低暴露组（hs-CRP＜0.89 mg/L）新发心力衰竭风险增加了70%，其HR（95%CI）为1.70（1.14～2.53）[18]。

本研究在对累积hs-CRP 暴露影响新发心力衰竭风险的多因素Cox 回归分析中，校正了包括随访期间发生心肌梗死在内的多个危险因素，结果发现：相比于累积hs-CRP1 组，累积hs-CRP3组、累积hs-CRP4 组发生心力衰竭的风险均显著增加，其HR（95%CI）分别为1.24（1.01～1.53）和1.38（1.12～1.70），P均＜0.05。而累积hs-CRP2 组新发心力衰竭的HR（95%CI）为1.01（0.81～1.27），P=0.918，虽也有增加但并不具有统计学意义。这提示新发心力衰竭的发生需累积hs-CRP 暴露达到一定高水平且持续一定时间，即高水平的累积hs-CRP暴露是新发心力衰竭的独立危险因素。

本研究发现，基线hs-CRP 水平升高，研究人群的新发心力衰竭累积发病率也逐渐升高。通过比较累积hs-CRP 暴露与基线hs-CRP 暴露对新发心力衰竭风险影响的强度差异，本研究发现，基线hs-CRP4 组相比hs-CRP1 组，心力衰竭风险增加了28%，其结果具有显著性，但将累积hs-CRP 暴露作为协变量引入模型后，2006 年度基线hs-CRP 暴露对新发心力衰竭风险的影响不再显著。这一结果表明：累积hs-CRP 暴露对新发心力衰竭风险的影响强于基线hs-CRP 暴露。

到目前为止，炎症参与心力衰竭发病的机制尚不十分清楚。Murphy 等[19]认为，炎症不仅是心力衰竭的结果也是心力衰竭的原因，并贯穿于心力衰竭的发生和进展过程。一些与心力衰竭并存的疾病，包括糖尿病、肥胖和慢性肾脏病等，给机体营造了一个慢性低级别的炎症环境，进而激活机体体液免疫系统和内皮细胞炎症反应，由此产生更多炎症介质进而影响心脏的结构和功能。血清CRP 作为一种临床常用的炎症指标，其浓度的高低能够准确反映机体的炎症状态。Nagai 等[20]通过小鼠模型研究发现，过度表达的CRP 加速了心脏压力负荷诱导心室扩张，并加速了心肌细胞凋亡，增加血管周围间质纤维化，同时减少了内皮细胞一氧化氮合酶的表达，最终导致心脏重构。Zimmermann 等[21]通过对扩张型心肌病（DCM）患者心肌活检研究发现，CRP 常存在于DCM 患者的心肌中，并与巨噬细胞共同定位，推测CRP 可能通过激活补体系统和巨噬细胞趋化而导致DCM 的心肌损伤。由此可见，CRP 不仅是炎症下游产物，其本身还是促炎因子，通过不同的机制参与了心力衰竭的发生。累积hs-CRP 暴露对新发心力衰竭的影响可以解释为：持续的高hs-CRP暴露不断激活炎症级联效应，通过缺血机制或非缺血机制促使心肌细胞凋亡、坏死、纤维化增生，心肌细胞外基质中胶原纤维过量积聚，同时介导血管内皮功能损伤，导致心脏舒张功能与收缩功能障碍，最终导致心力衰竭的发生和恶化[22-24]。

本研究的意义在于，相比于以往基线hs-CRP暴露与新发心力衰竭关系的研究，本研究采用了更为稳定的累积暴露指标，其研究结果更为可靠。另外，本研究样本量大，这也增加了研究结果的稳定性。此外，本研究为心力衰竭高危人群的风险筛查方法提供了新的补充，同时也为心力衰竭的个性化预防提供了新思路。

本研究的不足之处在于，研究人群为中国北方工业城市人群，这可能对研究人群的代表性造成一定影响，且男性比例高达78.03%，性别均衡性较差，但我们在多因素Cox 回归分析中校正了性别这一因素，尽可能地减少了性别对研究结果的影响；其次，在基线资料收集时并未对研究对象进行普遍的超声心动图检查，可能导致一些前临床心力衰竭阶段患者未能在基线时排除，但我们对研究对象进行了平均（6.81±0.98）年的长期随访，其研究结果仍有一定的参考价值；最后，与所有观察性研究一样，某些潜在的混杂因素无法完全排除。

利益冲突：所有作者均声明不存在利益冲突