袁空軍，楊 媛，趙創(chuàng)藝，周光清

1.南方醫(yī)科大學衛(wèi)生管理學院，廣東 510515；2.南方醫(yī)科大學南方醫(yī)院健康管理中心

我國心血管病現(xiàn)患人數(shù)已多達3.30 億人，其導致的死亡已成為城鄉(xiāng)居民死亡的首位原因[1]，而血脂異常作為心血管疾病的重要危險因素，與冠心病、動脈粥樣硬化、缺血性腦卒中、急性心肌梗死等多種心血管病高患病風險密切相關[2-4]。研究表明，低密度脂蛋白膽固醇（LDL-C）升高與動脈粥樣硬化性心血管疾?。ˋSCVD）發(fā)病風險呈正相關[5]，是2017 年我國繼高血壓和高鈉飲食后的心血管疾病死亡第三大歸因危險因素[6]。然而，目前我國血脂異常知曉率、治療率和控制率仍處于較低水平[1,7]，隨著疾病負擔的加重，血脂異常已成為亟須解決的重大公共衛(wèi)生問題。血脂異常的早期防控和健康管理需要定期采血檢測，而我國居民體檢意識還比較淡薄，因此，開發(fā)、總結出一些更為簡單、方便、無創(chuàng)、可操作性強的篩查方式對血脂異常的健康管理具有重要意義?，F(xiàn)有的可用于評價血脂異?；疾★L險的非侵入性指標主要有體質指數(shù)（BMI）、腰圍（WC）、腰圍身高比（WHtR）[8]、身體形態(tài)指數(shù)（ABSI）[9]和身體圓度指數(shù)（BRI）[10]等。這些指標方便測量且與多種疾病相關，因而被廣泛應用于疾病篩查和預測。現(xiàn)有研究多集中于單一人體測量指標與疾病關聯(lián)和預測價值的對比[11-13]，而有關聯(lián)合指標對血脂異常的預測價值研究較少。ABSI 和BRI 由于種族等原因在使用時需進行系數(shù)的調整，研究結果尚無定論[14-15]。因此，本研究通過對某三級甲等醫(yī)院體檢人群進行大樣本橫斷面研究，分析WC、WHtR 結合BMI 對血脂異常病人患病風險的預測效果，為血脂異常防治提供參考依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 對象 選擇2019 年1 月—12 月在廣州市某三級甲等醫(yī)院進行健康體檢者29 463 人。其中男16 949 人（57.5%），女12 514 人（42.5%）；年齡18～89（39.69±11.99）歲。納入標準：年齡≥18 歲，戶籍不限。排除標準：體檢者患有嚴重精神和（或）認知功能障礙；妊娠期或哺乳期婦女；患有嚴重肝腎功能不全、惡性腫瘤和自身免疫病者；體檢項目不完整者；正在服用降脂藥物者。

1.2 研究方法

1.2.1 數(shù)據(jù)收集方法 所有體檢項目均由該院體檢醫(yī)師在體檢中心進行。使用身份證錄入性別和年齡；測量身高和體重，結果保留一位小數(shù)；血壓應用標準汞式血壓計進行測量；WC 測量時站直，腹部自然放松，手臂自然下垂，雙腳并攏，用非彈性軟尺放在胸腔底部與髂嵴最上緣之間的中點，將軟尺適度擰緊，然后在兩側標出測量點，重復測量兩次，記錄精度為0.1 cm 的平均值；清晨取空腹靜脈血，測定血脂和血糖水平；取中段尿，測定尿酸。

1.2.2 血脂異常診斷標準 參照《中國成人血脂異常防治指南（2016 年修訂版）》[16]，出現(xiàn)以下任何一項即可診斷為高血脂：血清總膽固醇（TC）≥6.20 mmol/L，血清三酰甘油（TG）≥2.30 mmol/L，LDL-C≥4.10 mmol/L，高密度脂蛋白膽固醇（HDL-C）＜1.00 mmol/L，以及非高密度脂蛋白膽固醇（nHDL-C）≥4.90 mmol/L。

1.2.3 肥胖相關指標定義 采用公式BMI=體重/身高2（kg/m2）計算BMI，參照中國成人BMI 和WC 分組標 準[17]將 受 試 者 分 為：BMI＜24.0 kg/m2為 正 常，24.0～27.9 kg/m2為超重，≥28.0 kg/m2為肥胖；男性WC≥85 cm 或女性WC≥80 cm 為中心性肥胖。WHtR 以一項Meta 分析給出的0.5 為界，將WHtR≥0.5 定義為中心性肥胖[18]。

1.3 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 22.0 軟件進行數(shù)據(jù)處理。符合正態(tài)分布的定量資料用均數(shù)±標準差（±s）表示，采用t檢驗；定性資料用百分比表示，采用χ2檢驗。采用Kappa 一致性檢驗評估BMI、WC、WHtR 3個指標判定超重/肥胖的一致性。采用Logistic 回歸模型分析BMI、WC 和WHtR 與血脂異?；疾★L險的關聯(lián)。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 不同性別體檢人群測定指標及血脂異?；疾∏闆r比較 不同性別體檢人群測定指標比較結果顯示，男性年齡、BMI、WC、WHtR、收縮壓（SBP）、舒張壓（DBP）、空腹血糖(FBG)、血清尿酸（UA）、TC、TG、LDL-C 和nHDL-C 均高于女性，HDL-C 低于女性；本組體檢人群血脂異常者9 180 人，檢出率為31.2%；不同性別血脂異常檢出率結果顯示，男性血脂異常檢出率及各單一血脂指標異常檢出率均高于女性（P＜0.001），詳見表1、表2。

表1 不同性別體檢人群測定指標比較

表2 不同體檢人群血脂異常指標檢出情況比較

2.2 WC、WHtR 和BMI 判 定 超 重/肥 胖 的 一 致性 Kappa 結果顯示，WHtR 聯(lián)合BMI、WC 聯(lián)合BMI判 定 超 重/肥 胖 的Kappa 值 分 別 為0.657（0.649，0.665）、0.666（0.658，0.678）。單 獨 采 用BMI 指 標，BMI＜24.0 kg/m2者 中 有8.8%（1 444/16 384）的WHtR 中心性肥胖被漏診（男性為10.3%，女性為7.6%），8.6%（1 413/16 384）的WC 中心性肥胖被漏診（男性為12.3%，女性為5.8%）。單獨采用WHtR 或WC指標，WHtR或WC正常者中分別有18.9%（3 473/18 413）和18.4%（3 367/18 338）的超重/肥胖者被錯誤分類。詳見表3。

表3 WC、WHtR 和BMI 判定超重/肥胖的Kappa 檢驗結果 單位：人（%）

2.3 BMI 和WC、WHtR 預測血脂異常的關聯(lián)強度比較 分別以是否患血脂異常、高TC 血癥、高TG 血癥、高LDL-C 血癥、低HDL-C 血癥和高nHDL-C 血癥為因變量，以經(jīng)標準化后的BMI 和WC、BMI 與WHtR為自變量進行二分類Logistic 回歸分析。因BMI、WC為連續(xù)性變量，數(shù)據(jù)經(jīng)標準化變換后調整性別、年齡、SBP、DBP、FBG 和UA，結果顯示，BMI、WC 每增加一個標準差，血脂異?；疾★L險分別增加0.329,0.281（OR=1.329 和1.281）倍；BMI、WHtR 每增加一個標準差，血脂異?；疾★L險分別增加0.248、0.360（OR=1.248 和1.360）倍；BMI 增加與低HDL-C 血癥的關聯(lián)性大于WC 和WHtR，WHtR 預測其他單一血脂指標異常的OR 值均大于BMI，WC 預測血脂異常的OR 值與BMI 各有優(yōu)勢。詳見表4、表5。

表4 BMI 和WC 預測血脂異常的關聯(lián)強度比較

表5 BMI 和WHtR 預測血脂異常的關聯(lián)強度比較

2.4 BMI、WC、WHtR 及聯(lián)合指標診斷血脂異常的漏診率、靈敏度、特異度和準確度分析 以BMI=24.0 kg/m2、WC=80 cm（女性）或WC=85 cm（男性）、WHtR=0.5 作為最佳切點診斷血脂異?；疾∏闆r的結果顯示，單獨使用BMI、WC 或WHtR 診斷血脂異常靈敏度和準確度都較低，分別有33.65%、39.95%、40.57%的血脂異常者被漏診，而BMI 和WC、BMI 和WHtR 聯(lián)合使用可提高血脂異常診斷的靈敏度和準確度，漏診率下降為27.59%和27.71%，見表6。

表6 BMI、WC、WHtR 及聯(lián)合指標診斷血脂異常的漏診率、靈敏度、特異度和準確度情況 單位：%

2.5 BMI 聯(lián)合WC、WHtR 體檢者血脂異?；疾∏闆r （見表7）

表7 BMI 聯(lián)合WC、WHtR 體檢者血脂異?；疾∏闆r 單位：人

2.6 血脂異?；疾∮绊懸蛩氐亩嘁蛩胤治?以是否患血脂異常為因變量，BMI、WC、WHtR 及其聯(lián)合指標作為自變量，進行多因素Logistic 回歸分析。調整了性別、年齡、SBP、DBP、FBG 和UA 后，結果顯示，BMI超重/肥胖、WC 中心性肥胖和WHtR 中心性肥胖與血脂異常高患病風險相關（P＜0.001）。分別將BMI 和WC 聯(lián)合指標、BMI 和WHtR 聯(lián)合指標納入模型4、模型5 進行Logistic 回歸分析，結果顯示，BMI 超重/肥胖且WC 中心性肥胖血脂異常的患病風險是兩者均正常的2.483 倍；以BMI 和WHtR 均正常為參照，不同BMI及WHtR 聯(lián)合均增加了血脂異?；疾★L險，BMI 超重/肥胖且WHtR 中心性肥胖者與血脂異常高患病風險關聯(lián)性最強。詳見表8。

表8 血脂異?；疾∮绊懸蛩氐亩嘁蛩豅ogistic 回歸分析結果

3 討論

本研究結果顯示，該院體檢人群血脂異常檢出率為31.2%，低于戴璟等[19]全國九省市結果（39.91%）和2015 年湖南省研究結果（35.91%）[20]，與2015 年安徽省（30.5%）[21]和2015 年—2018 年江蘇?。?1.5%）[22]結果接近，可能原因為本研究體檢人群多為在職員工，定期進行健康體檢，其文化程度相對較高，年齡相對較小，但生活水平較高。單因素分析結果顯示，男性血脂異常率（41.2%）高于女性（17.5%），與多項研究結果[19-22]一致，可能原因為男性社交活動較多，對外應酬和就餐機會更多，且相比于女性，男性的健康素養(yǎng)較低[23]，健康意識比較薄弱。我國第4 次中國慢性病與危險因素監(jiān)測（CCDRFS）項目指出，中國居民血脂異常主要類型是高TG 血癥和低HDL-C 血癥，2015 年中國成人營養(yǎng)與慢性病監(jiān)測（CANCDS）項目指出，我國2013 年—2015 年高TC 血癥和高LDL-C 血癥病人人數(shù)迅速增加[24-25]。本研究結果還顯示，男性高TG 血癥和低HDL-C 血癥患病率（18.9%和19.3%）較其他類型血脂異常高，女性則高TC 血癥（9.1%）和高LDL-C血癥（9.0%）更加流行。提示針對性地控制血脂水平有利于取得更好的血脂異常健康管理效果。

肥胖是全球范圍內疾病負擔的重要影響因素[26]，與多種疾病高患病風險相關。本研究結果顯示，BMI、WC 和WHtR 均與血脂異?；疾〈嬖陉P聯(lián)，BMI 與低HDL-C 血癥關聯(lián)性最強，而其他類型血脂異常與WHtR 存在更大的關聯(lián)性。提示W(wǎng)C 和體重管理在預防血脂異常方面都應該引起重視。BMI 是最常用全身性肥胖判定指標，但其不能識別體脂分布，也不能區(qū)分肌肉質量和體脂質量，而體脂含量增加往往與血脂異常高患病風險相關，單獨使用BMI 很可能會低估人群中的健康風險。WC 是反映腹型肥胖最簡單的肥胖指標，但在性別、民族和人種間的分布差異較大，并且沒有對身高進行調整，可能存在高估或低估中心性肥胖相關的風險，在身材高大或矮小者中的應用具有一定局限性[27-28]。為此，Ashwell 等[29]建立了WHtR，克服了WC 的局限性，是WC 判定中心性肥胖的最佳替代指標，并建議以0.5 作為中心性肥胖切點值的標準。本研究結果顯示，單獨使用BMI、WC 或WHtR 來判定超重/肥胖均有一定不足，BMI 靈敏度低，分別有8.6%的WC 中心性肥胖和8.8%的WHtR 中心性肥胖被漏診；而WC 和WHtR 特異度較低，WHtR 或WC 正常者中分別有18.9% 和18.4% 的超重/肥胖者被錯誤分類；男性BMI 的靈敏度和WC、WHtR 的特異度均較女性低，與韓延柏[30]研究結果一致。此外，本研究還發(fā)現(xiàn)，單獨使用BMI、WC 或WHtR 的最佳切點診斷血脂異常靈敏度均不高，分別有33.65%、39.95%、40.57%的血脂異常者被漏診，而聯(lián)合使用BMI 和WC、BMI和WHtR，可提高血脂異常診斷的靈敏度和準確度，漏診率下降為27.59% 和27.71%。因此，結合BMI 與WC 或WHtR 可高效識別超重/肥胖和血脂異常。多因素分析結果顯示，BMI 超重/肥胖、WC 或WHtR 中心性肥胖時，血脂異常檢出率均增加；BMI 超重/肥胖且WC 中心性肥胖時，其聯(lián)合作用大于兩者單獨作用。說明BMI 和WC 兩者之一出現(xiàn)異常會增強另一個與血脂異常的關聯(lián)強度；同樣，BMI 和WHtR 兩者之一出現(xiàn)異常也會增強另一個與血脂異常的關聯(lián)強度。提示保持正常的體重和（或）WC 可以避免或減小聯(lián)合指標對血脂異常患病風險的聯(lián)合作用。但同樣值得關注的是，BMI 正常的中心性肥胖者，以及BMI 超重/肥胖的非中心性肥胖者血脂異?；疾★L險均高于BMI 正常且非中心性肥胖者，可見將WC、WHtR 與BMI 結合能夠識別BMI、WC 或WHtR 正常而被錯誤分類者血脂異常的危險度，從而減少肥胖指標診斷血脂異常的漏診率，以達到早期預防和干預血脂異常的目的。

綜上所述，本研究通過大樣本的橫斷面研究明確了聯(lián)合指標（BMI 聯(lián)合WC 或WHtR）對血脂異常的預測效果，對血脂異常的防治具有一定的參考價值。但由于生活方式和飲食習慣等資料缺失，部分混雜因素未得到調整，下一步研究將收集更全面的人口學特征資料且增加樣本來源以驗證本研究結論。