يتطلب اشتراك JoVE لعرض هذا المحتوى. تسجيل الدخول أو ابدأ نسخة تجريبية مجانية

مقالة بحثية

التأثير التآزري لارتفاع ضغط الدم والتدخين على خطر السكتة الدماغية الإقفالية: دراسة حالة-شاهد مع تحليل التفاعل الجمعي والضربي

83 مشاهدات

⸱

DOI:

10.3791/70381

⸱

يونيو 23, 2026

 ,  ,  , 
1Hebei North University Graduate School, 2Department of Neurology, Hebei General Hospital, 3Hebei Provincial Key Laboratory of Cerebral Networks and Cognitive Disorders, Hebei General Hospital, 4Graduate School of North China University of Science and Technology, 5Graduate School of Hebei Medical University

في هذه المقالة

ملخص

أظهرت دراسة حالة وشاهد بأثر رجعي متطابقة بين العمر والجنس أن ارتفاع ضغط الدم والتدخين الحالي مرتبطان بشكل مستقل بأول سكتة دماغية إقفارية على الإطلاق، وأحدثا معا زيادة إضافية في الخطر.

الملخص

لا تزال السكتة الدماغية الإقفارية سببا رئيسيا للوفاة والإعاقة على مستوى العالم. قامت هذه الدراسة الاستعادية للحالة والشاهد التي شملت مركزا واحدا بتقييم التأثيرات المستقلة والتفاعلية للتدخين واستهلاك الكحول وعوامل الخطر التقليدية للقلب والأوعية الدموية على أول سكتة دماغية إقفاري على الإطلاق. تم مطابقة الحالات التي تم تأكيد أول سكتة دماغية إقفارية إشعاعيا وحالات الضوابط بنسبة 1:2 حسب العمر (±3 سنوات) والجنس بين يناير 2018 ويونيو 2025. تم تقييم حالة التدخين، سنوات القطيع، تناول الكحول، ارتفاع ضغط الدم، السكري، ومتغيرات الدهون. تم تطبيق الانحدار اللوجستي الشرطي مع متغيرات محددة مسبقا، مع تقييم التفاعل على مقياسين ضربي وجمعي. تم استخدام عقوبة فيرث لمعالجة البيانات المتفرقة، واستخدم الحساب المتعدد بواسطة المعادلات المتسلسلة للتعامل مع البيانات المفقودة. تم تضمين ما مجموعه 312 حالة و624 حالة ضابطة. التدخين الحالي (نسبة الأرجحية [OR] 2.34، فترة الثقة 95٪ [CI] 1.82–3.01)، الاستهلاك المفرط للكحول (>100 جم/أسبوع؛ كان OR 1.89، فترة الثقة 95٪ 1.34–2.67)، وارتفاع ضغط الدم (OR 3.21، فترة الثقة 95٪ 2.54–4.06)، والسكري الجلدي (OR 2.12، فترة الثقة 95٪ 1.56–2.88) مرتبطة بشكل مستقل بالسكتة الدماغية الإقفاري. أظهر ارتفاع ضغط الدم والتدخين الحالي تفاعلا كبيرا في كلا الضربيين (OR التفاعل 1.58، فترة الثقة 95٪ 1.12–2.24؛ P = 0.009) ومقاييس الجمع (المخاطر النسبية الزائدة بسبب التفاعل 2.87، فترة الثقة 95٪ 1.21–4.53؛ النسبة المنسوبة 0.32، فترة الثقة 95٪ 0.15–0.49؛ مؤشر التآزر 2.18، فترة الثقة 95٪ 1.35–3.52). كان التمييز النموذجي جيدا (المساحة تحت المنحنى 0.82، فترة الثقة 95٪ 0.79–0.85). تدعم هذه النتائج استراتيجيات الوقاية المتكاملة للأفراد الذين يعانون من ارتفاع ضغط الدم والتعرض المشترك للتدخين.

المقدمة

يمثل السكتة الدماغية الحربية عبئا صحيا عالميا كبيرا، حيث تتسبب في أكثر من 6.55 مليون حالة وفاة و12.2 مليون حالة حوادث حول العالم في عام 2020. على الرغم من التقدم في العلاج الحاد والوقاية الثانوية، لا تزال معدلات السكتة الدماغية الإقفاري في الارتفاع، مدفوعة بشيخوخة السكان وزيادة انتشار عوامل الخطر القابلة للتعديل2،3. فهم التأثيرات المستقلة والتآزرية لهذه العوامل أمر بالغ الأهمية لتطوير استراتيجيات فعالة للوقاية الأولية وتحديد الفئات عالية الخطورة للتدخلات المستهدفة. ومن الجدير بالذكر أن السكتة الدماغية الإقفاري الحادة مرض غير متجانس، وقد يختلف توزيع عوامل الخطر وشدة السكتة الدماغية والنتائج بشكل كبير بين الأنواع الفرعية، بما في ذلك السكتة القلبية الإصمامية، والانفاركت اللاكوناري، والانفاركت العضلي، والاحتجاز ذو الأسباب غير العادية4. لذلك، فإن التمايز الكافي لأنواع السكتة الدماغية الإقفاري يعد اعتبارا مهما في الدراسات السريرية التي تحقق في ملفات عوامل الخطر.

تم تحديد عوامل الخطر التقليدية للقلب والأوعية الدموية، وخاصة ارتفاع ضغط الدم، بشكل مستمر كمساهمين رئيسيين في خطر السكتة الدماغية الإقفاري 5,6. ارتفاع ضغط الدم يمنح أعلى نسبة خطر نسبية بين جميع عوامل الخطر القابلة للتعديل، حيث أظهرت الدراسات أن التحكم في ضغط الدم (BP) يمكن أن يمنع أكثر من نصف السكتات الدماغية. وبالمثل، تم إثبات مرض السكري (DM) وخسر الدهون كعوامل خطر مستقلة، مع آليات تشمل خلل البطانة، وتصلب الشرايين، والحالات البروتروبوبوتية7. تم توثيق العلاقة بين عوامل الخطر الأيضية والأوعية الدموية والسكتة الدماغية بشكل واسع في دراسات استباقية واسعة النطاق وتحليلات تلتية.

عوامل نمط الحياة، وخاصة التدخين أثناء السجائر، تمثل بعدا آخر حاسما من خطر السكتة الدماغية. التدخين الحالي يضاعف تقريبا خطر السكتة الدماغية الإقفارية، مع علاقة جرعة-استجابة واضحة بين سنوات الحزمة وخطر السكتة الدماغية 8.9. أظهرت دراسة الوقاية من السكتة الدماغية لدى الشباب نسب احتمالات تتراوح من 1.46 للمدخنين الخفيفين (<11 سيجارة/يوم) إلى 5.66 للمدخنين الشرهين (≥40 سيجارة/يوم)8. أفادت دراسة INTERSTROKE (دراسة أهمية عوامل الخطر التقليدية والناشئة للسكتة الدماغية في المناطق والمجموعات العرقية المختلفة حول العالم)، والتي شملت 32 دولة، عن خطر نسبي للسكان عالميا بنسبة 12.4٪ للتدخينالحالي 10، مما يبرز مساهمتها الكبيرة في عبء السكتة الدماغية عبر مجموعات سكانية متنوعة. يمارس التدخين آثاره الضارة من خلال عدة مسارات، بما في ذلك تعزيز تصلب الشرايين، وخلل البطانة، وزيادة تجمع الصفائح الدموية، وارتفاع مستويات الفيبرينوجين، وانخفاض تدفق الدم الدماغي الثانوي لتضيق الأوعيةالدموية.

العلاقة بين استهلاك الكحول والسكتة الدماغية الإقفارية أكثر تعقيدا، وتظهر منحنى على شكل حرف J في معظم السكان11,12. تم ربط تناول الكحول الخفيف إلى المعتدل (1–2 مشروب يوميا) بانخفاض خطر السكتة الدماغية الإقفاري في عدة دراسات11,13، ربما من خلال تأثيرات إيجابية على الكوليسترول عالي الكثافة (HDL-C)، ووظيفة الصفائح الدموية، والالتهاب. ومع ذلك، فإن الاستهلاك المفرط للكحول (≥3 مشروبات/يوم) يزيد من خطر السكتة الدماغية من خلال آليات مثل ارتفاع ضغط الدم، الرجفان الأذيني (AF)، اضطرابات التخثر، والسمية العصبية المباشرة14،15. تشير البيانات الحديثة من دراسة تناول الكحول والصحة إلى أن حتى الاستهلاك المعتدل للكحول قد يزيد من خطر السكتة الدماغية الإقفاري عند مستويات مشروبين قياسيين يوميا (الخطر النسبي 1.08، فترة الثقة 95٪ 1.01–1.15)16، متحدية الافتراضات السابقة حول التأثيرات الوقائية.

على الرغم من أن التأثيرات المستقلة لهذه العوامل الخطرة قد تم توثيقها جيدا، إلا أن تأثيراتها التفاعلية أو التآزرية لا تزال أقل شمولا في بعض سياقات الدراسات. التفاعل على المقياس الإضافي، الذي يقاس بمقاييس مثل المخاطر الزائدة الناتجة عن التفاعل (RERI)، له صلة خاصة من منظور الصحة العامة، حيث يوضح ما إذا كانت التدخلات التي تستهدف عوامل خطر متعددة في آن واحد ستنتج فوائد تتجاوز مجموع فوائد التدخلات الفردية17,18. دراسات سابقة، بما في ذلك مجموعات مستقبلية كبيرة مثل UK Biobank، ودراسة تصلب الشرايين متعدد الأعراق، ودراسة الحياة الصحية في بيئة حضرية، درست التفاعل بين التدخين وارتفاع ضغط الدم فيما يتعلق بنقاط نهاية أمراض القلب والأوعية الدموية 9,19,20. ومع ذلك، كانت العديد من دراسات الحالة والشاهد السابقة محدودة بحجم العينات الصغير، وفي بعض الحالات، بسبب تعريفات التعرض الأقل توحيدا أو بغياب تقييم التفاعل الإضافي الرسمي21,22. يعترف بوجود أدلة جماعية واسعة النطاق كبيرة حول هذا الموضوع، وتهدف الدراسة الحالية إلى تكامل هذه النتائج بدلا من استبدالها.

تمت ملاحظة عدة تحديات منهجية في تحقيقات سابقة بين الحالات والشواهد. استخدمت دراسات الحالة والشاهد السابقة أحيانا تعريفات تعرض غير متسقة قد تعيق المقارنة المباشرة10. تراوحت تعريفات حالة التدخين من تصنيفات ثنائية بسيطة إلى تصنيفات أكثر تعقيدا تتضمن المدة والشدة. كما أن قياس استهلاك الكحول كان يفتقر إلى التوحيد في بعض الدراسات القديمة، مع تعريفات متنوعة للشرب المعتدل والمفرط. عانت بعض دراسات الحالة والشاهد من نقص حجم العينة، مما أدى إلى نسب الأحداث لكل متغير (EPV) أقل من العتبة الموصى بها من 10–1523، مما أدى إلى تقديرات غير مستقرة في معاملات القياس وأخطاء معيارية متحيزة. البيانات المتفرقة في تركيبات التعرض المحددة يمكن أن تؤدي إلى فصل في الانحدار اللوجستي، مما ينتج نسبة احتمالات (OR)24 كبيرة بشكل غير معقول. علاوة على ذلك، غالبا ما تم التعامل مع البيانات المفقودة بشكل غير مثالي من خلال تحليل الحالات الكاملة، مما أدى إلى إدخال تحيز الاختيار وتقليل القوة الإحصائية.

لمعالجة هذه القيود، أجريت دراسة حالة وشاهد بأثر رجعي في مركز واحد. كانت الفرضية الأساسية أن التدخين واستهلاك الكحول سيظهران تفاعلات تآزرية مع عوامل الخطر التقليدية، وخاصة ارتفاع ضغط الدم، على المستويين الضربي والإضافي، مما يشير إلى أن التعرضات المجمعة تمنح مخاطر تتجاوز مجموع التأثيرات الفردية. كان الهدف هو قياس هذه التأثيرات المستقلة والتفاعلية لتوجيه استراتيجيات تصنيف المخاطر والوقاية منها، مع التركيز بشكل خاص على تحديد الفئات الفرعية عالية الخطورة التي قد تستفيد أكثر من التدخل متعدد العوامل المكثف.

الوصول مقيد. يرجى تسجيل الدخول أو بدء فترة تجريبية لعرض هذا المحتوى.

البروتوكول

أجريت هذه الدراسة وفقا لإعلان هلسنكي وتمت الموافقة عليها من قبل لجنة أخلاقيات البحث في مستشفى خبي العام (رقم الموافقة من مجلس التحقيقات المستقلة: LW-104). نظرا لطبيعة الدراسة بأثر رجعي واستخدام معلومات المرضى المجهولة، تنازلت لجنة الأخلاقيات في مستشفى خبي العام عن شرط الموافقة المستنيرة. الأدوات البحثية المستخدمة في هذا البروتوكول مدرجة في جدول المواد.

1. تصميم الدراسة

شكل هذا التحقيق دراسة حالة وشاهد بأثر رجعي في مركز واحد أجريت في مستشفى خبي العام. شملت الحالات أفرادا مصابين بأول سكتة دماغية إقفاري على الإطلاق، وتم اختيار الضابطين من حضور الفحوصات الصحية المعاصرة أو المرضى الخارجيين غير الدماغيين في نفس المؤسسة. تم إجراء المطابقة الفردية حسب العمر (±3 سنوات) والجنس، بنسبة حالة إلى ضابطة 1:2. عندما كان المطابقة الفردية غير ممكنة، استخدم المطابقة المتكررة كاستراتيجية تكميلية، مع دمج عوامل المطابقة في النماذج الإحصائية اللاحقة.

شملت مصادر البيانات السجلات الصحية الإلكترونية، وأرشفة الصور وأنظمة الاتصال للتصوير العصبي، وأنظمة إدارة معلومات المختبرات، وقواعد بيانات الفحوصات الصحية. لضمان حجم عينة كاف وعدد كاف من الأحداث لكل متغير (EPV) للاستدلال الإحصائي، تم تحديد فترة جمع البيانات من 1 يناير 2018 إلى 30 يونيو 2025. تم معايرة هذا الإطار الزمني ليقدم ما لا يقل عن 300 حالة و600 ضابط، مع تلبية متطلبات الطاقة الإحصائية المحددة مسبقا وعتبات EPV للنموذج التحليلي الأساسي.

2. المشاركون في الدراسة

تم تعريف الحالات على أنها أفراد يعانون من أول سكتة دماغية إقفاري على الإطلاق، مع مظاهر سريرية تتوافق مع نقص عصبي بؤري حاد في سبب الأوعية الدموية، وأدلة تأكيدية للتصوير العصبي عبر التصوير المقطعي المحوسب (CT) أو التصوير بالرنين المغناطيسي (MRI) مع تصوير موزون بالانتشار (DWI) يظهر احتشاء دماغي حاد، وعدم وجود تاريخ سابق لسكتة دماغية إقفاري بناء على مراجعة السجلات الطبية أو مقابلة المريض أو البديل. تم تصنيف أنواع السكتة الدماغية الإقغراء وفقا لمعايير تجربة المؤسسة 10172 في علاج السكتة الدماغية الحادة (TOAST) من قبل أطباء الأعصاب الحكميين.

شملت معايير الاستبعاد السكتة الدماغية النزفية (نزيف داخل الدماغ أو نزيف تحت العنكبوتية) أو الهجوم الإقفاري العابر (TIA) بدون احتشاء أثناء التصوير، وتجلط الجيوب الوريدية الدماغية، وبيانات مفقودة واسعة حول المتغيرات الحرجة (>30٪ من النقص في التعرض الرئيسي أو قياسات التغايرات المشتركة التي لا يمكن نسبها بشكل موثوق).

قام طبيبان أعصابان معتمدان من البورد بإصدار أحكام مستقلة في كل حالة محتملة، مع حل التناقضات من خلال التشاور مع طبيب أعصاب ثالث كبير. ضمنت عملية التحكيم الموحدة هذه الاتساق التشخيصي وقللت من تحيز التصنيف الخاطئ. تم تعريف تاريخ الفهرس للحالات بأنه تاريخ ظهور أعراض السكتة الدماغية أو، عندما لا يكون الوقت الدقيق لبداية البداية متاحا، تاريخ العرض الطبي الأول مع أعراض السكتة الدماغية.

تم أخذ عينات من الضوابط من أفراد يحضرون مركز الفحص الصحي في المستشفى أو يقدمون إلى عيادات خارجية غير أوعية دماغية خلال نفس فترة الدراسة. تتطلب معايير الأهلية غياب أي تاريخ لأمراض الأوعية الدموية الدماغية، بما في ذلك السكتة الدماغية أو TIA، كما هو موثق في السجلات الطبية وتم تأكيده من خلال مقابلة منظمة. تم مطابقة الضابطين بشكل فردي مع الحالات حسب العمر (±3 سنوات) والجنس بنسبة 1:2. عندما لم يكن التوافق الفردي ممكنا، استخدم المطابقة المتكررة لضمان توزيعات العمر والجنس الشاملة القابلة للمقارنة بين المجموعات. في مثل هذه الحالات، تم تضمين عوامل المطابقة صراحة كمتغيرات في نماذج الانحدار اللوجستي الشرطي أو غير المشروط للتحكم في التداخل المتبقي.

وقد وثقت أبحاث سابقة مشاكل واسعة النطاق من نقص حجم العينة ونقص فيروس EPV في الدراسات الوبائية التي تعتمد على الانحدار اللوجستي25. لمعالجة هذه القيود، تم تطبيق قاعدة بيدوزي، التي توصي بحد أدنى EPV يبلغ 10، مع توجيهات معاصرة تقترح EPV ≥ 15 للنماذج التي تتضمن مصطلحات تفاعل. تم تحديد النموذج التحليلي الأساسي مسبقا ليشمل حوالي 12 معيارا، تشمل متغيرات تعرض تصنيفية مثل حالة التدخين واستهلاك الكحول، وعوامل محددة مسبقا مثل العمر مع السلاسل الكهربائية، مؤشر كتلة الجسم (BMI)، ضغط الدم الانقباضي (SBP) مع السلاسل، السكري، خلل الدهون الدموية، استخدام الأدوية، وظائف الكلى، والهوموسيستين، بالإضافة إلى مصطلح تفاعلي أساسي بين ارتفاع ضغط الدم والتدخين الحالي.

لم يتم تضمين فئات سنة الحزمة وفئات حالة التدخين في نفس الوقت في النموذج الأساسي لتجنب التقارن؛ بدلا من ذلك، تم فحص هذه النماذج في نماذج منفصلة. تم تبرير تضمين تشخيص ارتفاع ضغط الدم وتخمير SBP في نفس الوقت لأن متغير ارتفاع ضغط الدم الثنائي يلتقط حالة العلاج، بينما يصدر خط SBP نمذجة العلاقة المستمرة والمحتملة غير الخطية بين ضغط الدم المقاس وخطر السكتة الدماغية. أكد تقييم عامل التضخم التبايني (VIF) التوازنية المقبولة (VIF < 3.5 لكلا المتغيرين). وبتطبيق الحد الأدنى المحافظ ل EPV ≥ 15، تم حساب الحد الأدنى المطلوب للحالات وهو 180.

تم تحديد حجم العينة المستهدف عند ≥300 حالة مع ≥600 ضابط متطابق. كما وفر هذا الحجم قوة إحصائية كافية لاكتشاف التأثيرات الرئيسية والتفاعلات الرئيسية. باستخدام طريقة هسيه26 لتصاميم الحالة والشاهد المتطابقة، أجريت حسابات قوة رسمية للتعرض الأولي للتدخين، بافتراض انتشار التعرض الضابط بنسبة 30٪ للتدخين الحالي، ونسبة احتمالات متوقعة (OR) تبلغ 1.6، α = 0.05 (على وجهين)، نسبة مطابقة 1:2، وقوة هدف 90٪.

3. المتغيرات والقياسات

كانت النتيجة الأساسية حدوث أول سكتة دماغية إقفارية على الإطلاق (نعم/لا). تطلب تحديد الحالة الحكم من طبيب أعصاب مزدوج بناء على العرض السريري والتصوير العصبي المؤكد. تم تعريف توقيت السكتة الدماغية بأنه تاريخ ظهور الأعراض أو، عندما لا يكون متاحا، بأنه تاريخ أول تقييم طبي يوثق العجز العصبي الحاد.

شملت متغيرات التعرض التدخين واستهلاك الكحول. تم تصنيف سلوك التدخين كشخص لم يدخن أبدا، أو مدخن سابقا، أو مدخن حاليا. تم تعريف عدم التدخين بأنه استهلاك مدى الحياة لأقل من 100 سيجارة، والتدخين السابق كتوقف قبل 6 أشهر على الأقل من المؤشر أو التاريخ المرجعي، والتدخين الحالي بأنه تدخين نشط خلال 6 أشهر من المؤشر أو التاريخ المرجعي. تم قياس شدة التدخين كسنوات من العلبة، محسوبة ك (متوسط السجائر اليومية ÷ 20) × سنوات من التدخين. تم استخدام الفئات الترتيبية (<10، 10–20، >20 سنة حزمة) في تحليلات الجرعة-الاستجابة.

تم توحيد تناول الكحول إلى جرامات من الإيثانول النقي أسبوعيا (غرام/أسبوع)، بناء على افتراضات محتوى الإيثانول القياسية للبيرة (5٪)، والنبيذ (12٪)، والمشروبات الروحية (40٪). تم تعريف أحد المشروبات القياسية بأنه حوالي 10 جرام من الإيثانول. تم تصنيف مستويات الاستهلاك إلى لا شيء (0 جم/أسبوع)، خفيف إلى متوسط (1–100 جم/أسبوع)، وثقيل (>100 جم/أسبوع).

تم جمع جميع بيانات التعرض من خلال مقابلات منظمة مدعومة بسحب السجلات الطبية. في الحالات، عكست التعرضات أنماطا معتادة في السنة التي سبقت بداية السكتة الدماغية؛ بالنسبة للضبطات، كانت التعرضات تتوافق مع الفترة التي سبقت الفحص الصحي أو زيارة العيادة. عند الضرورة، كانت تجرى مقابلات متابعة هاتفية مع المرضى أو الوكلاء.

يعرض الشكل 1 رسما بيانيا غير دوري موجه يوضح العلاقات المفترضة بين التعرضات والعوامل المربكة والنتائج، والتي أثرت على اختيار المتغيرات المشتركة. شملت مجموعة المتغيرات المحددة مسبقا العمر، الجنس، مؤشر كتلة الجسم، SBP، داء السكري، خلل الدهون الدموية، استخدام الأدوية، ملف الدهون (LDL-C، HDL-C)، وظيفة الكلى (eGFR)، الهوموسيستين، الرجفان الأذيني، والتاريخ العائلي. تم ترميز المتغيرات بشكل متسق: 1 يشير إلى وجود أو ارتفاع، و0 إشارة إلى غياب أو مستويات طبيعية. يوفر الجدول 1 تعريفات تفصيلية ومواصفات قياس للمتغيرات المختلفة.

figure-protocol-1
الشكل 1: الرسم البياني غير الدوري الموجه (DAG). يعرض هذا المخطط العلاقات المحددة مسبقا بين التدخين، واستهلاك الكحول، وعوامل الخطر التقليدية للقلب والأوعية الدموية، والمراوغات المقاسة، والسكتة الدماغية الإقفاري. تشير الأسهم الموجهة إلى البنية التحليلية المفترضة المستخدمة لتحديد مجموعة التعديلات الكافية الأدنى باستخدام خوارزمية داجيتي. يرجى الضغط هنا لعرض نسخة أكبر من هذا الشكل.

المتغيرالتعريف والقياسالترميزملاحظات
السكتة الدماغية الإكشرميةلأول مرة على الإطلاق، تم تأكيد التصوير1/0النتيجة الأساسية
حالة التدخينأبدا/سابق/حاليا0/1/2كما سجل سنوات الحزمة
سنوات القطيع(سجائر/يوم ÷ 20) × سنةمستمرنمذجة RCS
الكحول (التوزيع الأسبوعي)جرامات الإيثانول النقي في الأسبوعمستمرالفئات: 0، 1-100، >100
ضغط الدم الانقباضيمم زئبقمستمرنمذجة RCS
ارتفاع ضغط الدمضغط الدم ≥140/90 أو الأدوية1/0ثنائي
السكريالتشخيص أو الأدوية1/0ثنائي
خلل الدهونالتشخيص أو الأدوية1/0ثنائي
LDL-Cmmol/Lمستمرأعلى = أسوأ
HDL-Cmmol/Lمستمرأقل = أسوأ
eGFRCLD-EPI، ملكيتر/دقيقة/1.73م²مستمرأقل = أسوأ
الهوموسيستينميكرومول/لترمستمرأعلى = أسوأ
استخدام الستاتينتاريخ الأدوية1/0ثنائي
الاستخدام لمضادات ضغط الدمتاريخ الأدوية1/0ثنائي
HTN × التدخينمصطلح المنتج--التفاعل الأساسي
ضغط الدم، ضغط الدم؛ CKD-EPI، التعاون في علم الأوبئة لأمراض الكلى المزمنة؛ HDL-C، الكوليسترول عالي الكثافة لبروتين الدهون؛ ارتفاع ضغط الدم؛ LDL-C، الكوليسترول منخفض الكثافة لبروتين الدهون؛ RCS، الخطوط المكعبة المقيدة
(الزي 1=الحاضر/العالي، 0=غائب/منخفض)

الجدول 1: قاموس ترميز المتغيرات (موحد 1=حاضر/عالي، 0=غائب/منخفض). يحدد هذا الجدول إطار الترميز المستخدم لجميع المتغيرات الثنائية والتصنيفية والمستمرة، ويوثق قواعد القياس الموحدة المطبقة أثناء تجريد البيانات.

4. مصادر البيانات، التنظيف، والتعامل مع البيانات المفقودة

لتقليل أخطاء النسخ، أجرى باحثان مستقلان تجريدا متوازيا لجميع الحالات وعينة عشوائية بنسبة 10٪ من الضوابط على القضية، مع حل الفروقات من خلال الحكم من طرف ثالث. شمل ضمان جودة البيانات فحوصات النطاق للقيم غير المعقولة، وفحوصات الاتساق المنطقي، وحل السجلات المكررة. تم تقييم الموثوقية بين المقيمين باستخدام معاملات الارتباط داخل الفئة للمتغيرات المستمرة وإحصائيات كوهين كابا للمتغيرات الفئوية، حيث تجاوزت جميع القيم 0.85.

تم معالجة البيانات المفقودة باستخدام الحسابات المتعددة بواسطة المعادلات المتسلسلة (MICE). تم استخدام مطابقة المتوسط التنبؤي للمتغيرات المستمرة، والانحدار اللوجستي للمتغيرات الثنائية، والانحدار اللوجستي متعدد الحدود أو الترتيبي للمتغيرات الفئوية حسب الاقتضاء. تم توليد عشرين مجموعة بيانات تم تعيينها لتحسين دقة التقدير. شمل نموذج الحساب جميع متغيرات التحليل، والمتغيرات المساعدة المتعلقة بالاختفاء، والنتيجة. تم نسب المتغيرات المشتقة، بما في ذلك مصطلحات التفاعل، بشكل سلبي للحفاظ على الاتساق.

5. التحليل الإحصائي

تم تقييم جودة التوافق في النموذج والأداء التنبؤي باستخدام مقاييس متعددة. تم تقييم التعدد التعاوني باستخدام عوامل التضخم (VIFs)، حيث يشير مؤشر VIF >10 إلى تعدد التضامنيات الإشكالي الذي يتطلب معالجة من خلال تقليل متغير أو عقوبة التود. تم قياس التمييز باستخدام المساحة تحت المنحنى (AUC). يجدر بالذكر أنه، نظرا لأن هذه كانت دراسة حالة وشاهد مطابقة، لم يكن بالإمكان تقدير المخاطر المطلقة بشكل مباشر، وتم اشتقاق AUC من نموذج انحدار لوجستي غير مشروط شمل العمر والجنس وجميع المتغيرات المحددة مسبقا كتقييم ثانوي للقدرة التمييزية بدلا من الادعاء بمعايرة على مستوى السكان. تعكس درجة بريير المبلغ عنها الفرق التربيعي المتوسط بين الاحتمالات المتوقعة والحالة المراقبة إلى الشاهد داخل العينة التحليلية، وتعرض كمقياس أداء نموذجي نسبي بدلا من مقياس سكاني معاير، نظرا لأن نسبة الحالة إلى الضابطة 1:2 لا تعكس الانتشار الحقيقي للمرض. تم إجراء تحليل منحنى القرار كتقييم ثانوي؛ يتم الإبلاغ عن المقاييس الرقمية وننطاق العتبات في النص.

فيما يتعلق بمقاييس التفاعل الإضافي (RERI, AP, S)، يعترف بأن هذه المقاييس تعرف رسميا من حيث المخاطر أو المخاطر النسبية (RRs). في التصميم الحالي للحالة والشاهد المتطابق، تستخدم نسب الاحتمالات (ORs) المقدرة من الانحدار اللوجستي الشرطي كتقريب لنسبة الاحتمالات تحت افتراض المرض النادر. استنادا إلى بيانات السكان المصدر (3,847 حالة محتملة في الأوعية الدموية الدماغية تم فحصها من فئة سريرية أوسع إلى جانب 18,456 ضابطا مؤهلا)، كان انتشار السكتة الدماغية في هذا السياق المؤسسي تقريبا بين 17٪–18٪. على الرغم من أن هذا يتجاوز العتبة التقليدية لافتراض الأمراض النادرة، إلا أن الأعمال المنهجية الحديثة أظهرت أن مقاييس التفاعل الإضافي المستمدة من عمليات التقييم تظل مفيدة ومتسقة اتجاهيا مع تلك المبنية على معدلات المرض النادر حتى عندما يكون انتشار المرض متوسطا، رغم أن حجم RERI قد يكون مبالغا فيه إلى حد ما17.18. تم استخدام نقاط الفائدة الشرطية من التحليل المتطابق لحساب RERI وAP وS، مع فواصل ثقة مبنية (1000 تكرار) لتوفير استدلال صالح. يجب تفسير هذه النتائج كمقاييس تقريبية لقوة التفاعل الإضافي بدلا من نسب المخاطر الدقيقة على مستوى السكان.

تم التعامل مع الحالات الست المطابقة للتكرار (1.9٪ من الإجمالي) من خلال تضمين متغيرات مطابقة (العمر والجنس) كمتغيرات مشتركة في نموذج الانحدار اللوجستي الشرطي. أظهر تحليل الحساسية الذي استثنى هذه الحالات الست وضوابط المطابقة نتائج متطابقة تقريبا (البيانات غير معروضة)، مؤكدا أن هذا الانحراف الطفيف عن المطابقة الفردية لم يؤثر على الاستنتاجات.

تم تحديد الملاحظات المؤثرة والاستثناءات باستخدام إحصائيات دلتا-بيتا ومسافة كوك، وتحليلات حساسية استبعاد القيم القصوى لتقييم النتائج. تم إجراء تحليلات الحساسية المحددة مسبقا التالية: إعادة التحليل باستخدام المدخن الحالي فقط (مقابل المدخن غير المدخن أبدا/السابق مجتمعين) كتعرض ثنائي؛ تقييم الروابط مع أنواع السكتة الدماغية الإقفارية المصنفة حسب معايير TOAST حيثما سمحت البيانات؛ مقارنة النماذج التي تستخدم أعدادا ومواقع مختلفة لعقد الانحراف المكعب المقيد (RCS) للمتغيرات المستمرة؛ تحليل الحالة الكاملة مقتصر على الأفراد الذين لديهم بيانات كاملة عن جميع متغيرات النموذج؛ الإزالة التسلسلية للملاحظات ذات القيم التغايرية القصوى (بعد النسبة المئوية الأولى والتاسعة)؛ التصنيف حسب الجنس وفئات العمر (<60 و≥60 سنة)، بما في ذلك تحليل منفصل للمرضى الشباب المصابين بالسكتة الدماغية (≤55 سنة)؛ وإذا استمر اختلال المتغيرات المتبقية بعد المطابقة (الفرق المتوسط الموحد ≥0.10)، فإن الاحتمال العكسي لوزن العلاج (IPTW) باستخدام درجات الميل للتعرضات الرئيسية كتحليلات مساعدة.

فيما يتعلق بتقدير درجة الميل في هذا التصميم بين الحالة والضابط، تم تعديل نموذج الميل للتنبؤ باحتمال التدخين الحالي (التعرض)، مشروطا بالمتغيرات التدريجية قبل التعرض، بدلا من التنبؤ بحالة الحالة والشاهد؛ لذلك، لا تؤثر نسبة العينة 1:2 على صحة درجة الميل. تم إجراء جميع التحليلات باستخدام الإصدار 4.3.x من R أو أحدث (مؤسسة R للحوسبة الإحصائية، فيينا، النمسا). شملت الحزم الرئيسية البقاء (الانحدار اللوجستي المشروط)، لوجستيف (الانحدار اللوجستي المعاقب لفيرث)، rms (RCS وتشخيص النماذج)، epiR (مقاييس التفاعل الجمعية)، الفئران (النسبة المتعددة)، boot (فترات ثقة التمهيد)، وggplot2 (تصور البيانات).

الوصول مقيد. يرجى تسجيل الدخول أو بدء فترة تجريبية لعرض هذا المحتوى.

النتائج

نجاح اشتقاق العينات ومطابقتها
يوضح الشكل 2 مخطط تدفق المشاركين بعد تعزيز إرشادات تقارير الدراسات الرصدية في علم الأوبئة. من بين مجموعة أولية تضم 3,847 مريضا يشك في حدوث أحداث دماغية وعائية بين يناير 2018 ويونيو 2025، تم استبعاد 892 مصابا بسكتة دماغية نزفية، و456 مصابا ب TIA بدون احتشاء، و127 مصابا بتخثر وريدي دماغي، و1,238 ممن أصيبوا بسكتات دماغية متكررة، و822 يعانون من نقص في البيانات. وقد أسفر ذلك عن 312 حالة من أول سكتة دماغية إقفارية تستوفي جميع ...

الوصول مقيد. يرجى تسجيل الدخول أو بدء فترة تجريبية لعرض هذا المحتوى.

المناقشة

هذه الدراسة بين الحالة والشواهد، التي تناولت EPV = 26.0، والتسجيل المسبق، وعقوبة فيرث، والنسبة المتعددة، وتقييم التفاعل على مقياس مزدوج، أنتجت عدة نتائج. أولا، تم تأكيد وجود ارتباطات مستقلة بين عوامل الخطر القابلة للتعديل—التدخين الحالي، والاستهلاك المفرط للكحول، وارتفاع ضغط الدم، ومرض السكري—وأول سكتة دماغية إقفاري على الإطلاق، مع حجم تأثير يتوافق مع الأدبيات الدولية. ثانيا، تم تحديد تفاعل تآزري مهم بين ارتفاع ضغط الدم والتدخين الحالي على المستويين الضربي والإضافي، مع مؤشرات تقريبية للت...

الوصول مقيد. يرجى تسجيل الدخول أو بدء فترة تجريبية لعرض هذا المحتوى.

الإفصاحات

يعلن المؤلفون عدم وجود مصالح متنافسة. لم تؤثر أي تضارب مالي أو غير مالي على تصميم الدراسة أو جمع البيانات أو تحليلها أو تفسيرها أو إعداد المخطوطة.

شكر وتقدير

يشكر المؤلفون المشاركين في الدراسة على مساهماتهم. يتم تقدير الطاقم الطبي ومساعدي البحث في مستشفى خبي العام لمساعدتهم في جمع البيانات ورعاية المرضى. وقد دعمت هذه الدراسة مشروع الابتكار الخاص في مجال الصحة والعافية (رقم المشروع: 242W7703Z) ومشروع التمويل المركزي لتوجيه التنمية التكنولوجية المحلية (البحث الأساسي الاستكشافي الحر) (رقم المشروع: 236Z7745G).

الوصول مقيد. يرجى تسجيل الدخول أو بدء فترة تجريبية لعرض هذا المحتوى.

المواد

قائمة المواد المستخدمة في هذه المقالة
الاسمالشركةرقم فهرسيالتعليقات
Computed tomography (CT) imaging systemHebei General Hospital Department of RadiologyN/AClinical CT platform used as part of routine neuroimaging assessment for suspected cerebrovascular events.
Electronic health record (EHR) systemHebei General HospitalN/AInstitutional clinical record system used to retrieve demographic information, diagnoses, medical history, medication use, and clinical encounter data for de-identified participants.
Health examination databaseHebei General HospitalN/AInstitutional health examination database used as one source for control identification and matching.
Laboratory information management system (LIMS)Hebei General HospitalN/AInstitutional laboratory database used to extract LDL-C, HDL-C, eGFR, homocysteine, and other laboratory variables.
Magnetic resonance imaging (MRI) system with diffusion-weighted imaging (DWI)Hebei General Hospital Department of RadiologyN/AClinical MRI/DWI platform used to confirm acute cerebral infarction where available.
Medical record abstraction formStudy-developed form, Hebei General HospitalN/AStandardized abstraction sheet used by independent researchers to extract exposure, covariate, medication, and outcome data.
Microsoft ExcelMicrosoft CorporationMicrosoft 365/Excel-compatible workbookUsed to organize tabular source data and prepare the supplementary data workbook.
Picture archiving and communication system (PACS)Hebei General HospitalN/AInstitutional neuroimaging archive used to review CT and MRI/DWI studies for ischemic stroke confirmation and adjudication.
R package: bootCRAN/R package authorsbootUsed to calculate bootstrap confidence intervals.
R package: dagittyCRAN/dagitty projectdagittyUsed for directed acyclic graph specification and adjustment-set verification.
R package: epiRCRAN/R package authorsepiRUsed to estimate additive interaction measures including RERI, AP, and synergy index.
R package: ggplot2CRAN/R package authorsggplot2Used to generate statistical figures and visualizations.
R package: logistfCRAN/R package authorslogistfUsed for Firth's penalized logistic regression to address sparse-data bias.
R package: miceCRAN/R package authorsmiceUsed for multiple imputation by chained equations.
R package: rmsCRAN/R package authorsrmsUsed for restricted cubic splines and model diagnostics.
R package: survivalCRAN/R package authorssurvivalUsed for conditional logistic regression in the matched case-control analysis.
R statistical softwareR Foundation for Statistical ComputingVersion 4.3.x or laterPrimary statistical environment used for regression modeling, imputation, interaction analysis, bootstrapping, diagnostics, and visualization.
STROBE reporting checklistSTROBE InitiativeN/AReporting framework used to structure the observational-study flow and manuscript reporting.
Structured interview formStudy-developed form, Hebei General HospitalN/AStandardized form used to collect or verify smoking status, pack-years, alcohol intake, and relevant historical exposure information.
TOAST ischemic stroke subtype classificationTrial of Org 10172 in Acute Stroke Treatment classification systemN/AClinical classification system used by neurologists to categorize ischemic stroke subtypes.

المراجع

  1. GBD 2019 Stroke Collaborators. Global, regional, and national burden of stroke and its risk factors, 1990-2019: a systematic analysis for the Global Burden of Disease Study 2019. Lancet Neurol. 2021;20(10):795-820.
  2. Feigin VL, Brainin M, Norrving B, et al. World Stroke Organization: global stroke fact sheet 2025. Int J Stroke. 2025;20(2):132-144.
  3. Pu L, Wang L, Zhang R, et al. Projected global trends in ischemic stroke incidence, deaths, and disability-adjusted life years from 2020 to 2030. Stroke. 2023;54(5):1330-1339.
  4. Tuttolomondo A, Pecoraro R, Casuccio A, et al. Peripheral frequency of CD4+ CD28- cells in acute ischemic stroke: relationship with stroke subtype and severity markers. Int J Mol Sci. 2022;23(16):9476.
  5. Gorelick PB, Whelton PK. Blood pressure management in stroke: viewpoint. Hypertension. 2020;76(6):1688-1695.
  6. Zhong XL, Dong Y, Xu W, et al. Role of blood pressure management in stroke prevention: a systematic review and network meta-analysis of 93 randomized controlled trials. J Stroke. 2021;23(1):1-11.
  7. Ha SH, Lee DY, Shim JS, et al. Dyslipidemia treatment and cerebrovascular disease: evidence regarding the mechanism of stroke. J Lipid Atheroscler. 2024;13(2):139-154.
  8. Luo J, Tang X, Li F, et al. Cigarette smoking and risk of different pathologic types of stroke: a systematic review and dose–response meta-analysis. Front Neurol. 2022;12:772373.
  9. Gallucci G, Tartarone A, Lerose R, et al. Cardiovascular risk of smoking and benefits of smoking cessation. J Thorac Dis. 2020;12(7):3866-3876.
  10. Khan M, Wasay M, O’Donnell MJ, et al. Risk factors for stroke in the young (18–45 years): a case-control analysis of INTERSTROKE data from 32 countries. Neuroepidemiology. 2023;57(5):275-283.
  11. Larsson SC, Burgess S, Mason AM, et al. Alcohol consumption and cardiovascular disease: a Mendelian randomization study. Circ Genom Precis Med. 2020;13(3):e002814.
  12. Reynolds K, Lewis B, Nolen JD, et al. Alcohol consumption and risk of stroke: a meta-analysis. JAMA. 2003;289(5):579-588.
  13. Ding C, O’Neill D, Bell S, et al. Association of alcohol consumption with morbidity and mortality in patients with cardiovascular disease: original data and meta-analysis of 48,423 men and women. BMC Med. 2021;19(1):167.
  14. Toubasi AA, Al-Sayegh TN. Alcohol use and types of ischemic stroke: a systematic review and meta-analysis. Eur Neurol. 2025;88(3-4):140-150.
  15. Tomar K. Effect of alcoholism on ego strength among adults. Indian J Health Wellbeing. 2025;16(1):70-72.
  16. Biddinger KJ, Emdin CA, Haas ME, et al. Association of habitual alcohol intake with risk of cardiovascular disease. JAMA Netw Open. 2022;5(3):e223849.
  17. Rothman KJ, Greenland S, Lash TL. Modern epidemiology. 3rd ed. Philadelphia (PA): Lippincott Williams & Wilkins; 2008.
  18. Li R, Chambless L. Test for additive interaction in proportional hazards models. Ann Epidemiol. 2007;17(3):227-236.
  19. Lacey B, Herrington WG, Preiss D, et al. The role of emerging risk factors in cardiovascular outcomes. Curr Atheroscler Rep. 2017;19(6):28.
  20. Roerecke M, Kaczorowski J, Myers MG. Comparing automated office blood pressure readings with other methods of measurement: a systematic review and meta-analysis. JAMA Intern Med. 2019;179(3):351-362.
  21. Lin S, Hu C, Lin Z, et al. Bayesian estimation of the measurement of interactions in epidemiological studies. PeerJ. 2024;12:e17128.
  22. Knol MJ, VanderWeele TJ, Groenwold RH, et al. Estimating measures of interaction on an additive scale for preventive exposures. Eur J Epidemiol. 2011;26(6):433-438.
  23. Zabor EC, Reddy CA, Tendulkar RD, et al. Logistic regression in clinical studies. Int J Radiat Oncol Biol Phys. 2022;112(2):271-277.
  24. Firth D. Bias reduction of maximum likelihood estimates. Biometrika. 1993;80(1):27-38.
  25. Riley RD, Ensor J, Snell KIE, et al. Calculating the sample size required for developing a clinical prediction model. BMJ. 2020;368:m441.
  26. Bujang MA. A step-by-step process on sample size determination for medical research. Malays J Med Sci. 2021;28(2):15.
  27. Amarenco P, Kim JS, Labreuche J, et al. A comparison of two LDL cholesterol targets after ischemic stroke. N Engl J Med. 2020;382(1):9-19.
  28. Torres-Riera S, Arboix A, Parra O, et al. Predictive clinical factors of in-hospital mortality in women aged ≥85 years with acute ischemic stroke. Cerebrovasc Dis. 2025;54(1):11-19.
  29. Arboix A, Estevez S, Rouco R, et al. Clinical characteristics of acute lacunar stroke in young adults. Expert Rev Neurother. 2015;15(7):825-831.
  30. Libby P, Buring JE, Badimon L, et al. Atherosclerosis. Nat Rev Dis Primers. 2019;5(1):56.
  31. VanderWeele TJ, Ding P. Sensitivity analysis in observational research: introducing the E-value. Ann Intern Med. 2017;167(4):268-274.
  32. Hackshaw A, Morris JK, Boniface S, et al. Low cigarette consumption and risk of coronary heart disease and stroke: meta-analysis of 141 cohort studies. BMJ. 2018;360:j5855.
  33. Duncan MS, Freiberg MS, Greevy RA Jr, et al. Association of smoking cessation with subsequent risk of cardiovascular disease. JAMA. 2019;322(7):642-650.
  34. Larsson SC, Burgess S, Michaëlsson K. Smoking and stroke: a Mendelian randomization study. Ann Neurol. 2019;86(3):468-471.
  35. Samokhvalov AV, Irving HM, Rehm J. Alcohol consumption as a risk factor for atrial fibrillation: a systematic review and meta-analysis. Eur J Cardiovasc Prev Rehabil. 2010;17(6):706-712.
  36. Park TH, Ko Y, Lee SJ, et al. Identifying target risk factors using population attributable risks of ischemic stroke by age and sex. J Stroke. 2015;17(3):302-311.
  37. Riley RD, Snell KI, Ensor J, et al. Minimum sample size for developing a multivariable prediction model: part II—binary and time-to-event outcomes. Stat Med. 2019;38(7):1276-1296.

الوصول مقيد. يرجى تسجيل الدخول أو بدء فترة تجريبية لعرض هذا المحتوى.

إعادة الطباعة والأذونات

الوسوم

اتصل بنا
أوصِ بها للمكتبة

الخصوصية

شروط الاستخدام

السياسات

2026 © حقوق الطبع والنشر MyJoVE Corporation. جميع الحقوق محفوظة.