临床研究

MINOCA与MIOCA患者1年主要不良心血管事件发生风险的比较：基于倾向得分匹配的队列研究

郝敬严 张峰 王永德 张健 王伟 敬锐 刘菁晶 邸成业 卢宇杰 王雅洁 杨瑞飞 林文华

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引用格式： 郝敬严,张峰,王永德,等.MINOCA与MIOCA患者1年主要不良心血管事件发生风险的比较：基于倾向得分匹配的队列研究［J/OL］.中华心血管病杂志（网络版）, 2026,9:e1000218.http://www.cvjc.org.cn/index.php/Column/columncon/article_id/398.DOI：10.3760/cma.j.cn116031.2026.1000218.

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发布日期： 2026/06/18    浏览量： 1574 次

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MINOCA与MIOCA患者1年主要不良心血管事件发生风险的比较：基于倾向得分匹配的队列研究
04:37
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MINOCA与MIOCA患者1年主要不良心血管事件发生风险的比较：基于倾向得分匹配的队列研究
04:17

引言


急性心肌梗死（acute myocardial infarction，AMI）是冠状动脉疾病最危重的临床表现，具有发病率高、起病急骤、病情进展迅速、病死率高等特点。冠状动脉造影（coronary angiography，CAG）能够直观反映冠状动脉大血管阻塞情况，是指导血运重建的重要手段之一［1‑2］。然而，临床实践中有5%~15%的AMI患者在急诊CAG时并未表现出明显的冠状动脉阻塞（血管狭窄程度<50%），被称为冠状动脉非阻塞性心肌梗死（myocardial infarction with non‑obstructive coronary arteries，MINOCA）［3‑4］。MINOCA的病理生理机制具有高度异质性，涉及斑块破裂/糜烂、冠状动脉痉挛、冠状动脉微血管功能障碍、冠状动脉栓塞及自发性冠状动脉夹层等多种病因［5‑6］。尽管MINOCA患者冠状动脉未表现出明显阻塞性病变，但其预后并非良好。长期随访的数据显示，MINOCA患者仍面临严重的心血管不良事件风险，包括心绞痛复发、再发心肌梗死、心力衰竭及心血管死亡等［7‑9］。目前关于MINOCA患者远期预后的危险因素尚不明确，深入探讨此类患者的临床特征及预后影响因素，对于优化治疗策略、改善长期预后具有重要意义［10‑11］。基于此，本研究通过倾向得分匹配法平衡基线混杂因素，比较了MINOCA与冠状动脉阻塞性心肌梗死（myocardial infarction with obstructive coronary arteries，MIOCA）患者1年内发生主要不良心血管事件（major adverse cardiovascular events，MACE）的情况，并分析了MINOCA不同病因对MACE的影响，以期为MINOCA患者的个体化管理提供参考。

对象与方法


一、研究对象
本研究为回顾性队列研究。选取2022年7月至2024年7月于天津大学泰达国际心血管病医院心内科住院治疗的AMI患者，依据AMI类型分为MINOCA组和MIOCA组，进一步根据病因将MINOCA患者分为冠状动脉痉挛亚组、病因不明亚组和其他明确病因（包括冠状动脉微循环障碍、肌桥和瘤样扩张）亚组。

纳入标准：（1）明确诊断为MINOCA或MIOCA，具体诊断标准参见文献［2,4,6］；（2）入院后行CAG，且造影资料完整；（3）临床病历、实验室检查、随访资料等完整、可查；（4）年龄≥18岁。

排除标准：（1）合并主动脉夹层、急性心肌炎、肺栓塞等非冠状动脉源性心肌损伤；（2）合并严重肝肾功能衰竭［肌酐>442 μmol/L或估算的肾小球滤过率<15 ml/（min·1.73 m²），丙氨酸氨基转移酶（ALT）和/或天门冬氨酸氨基转移酶（AST）>3倍正常上限］且排除心肌损伤所致、恶性肿瘤、血液系统疾病；（3）合并严重心力衰竭（Killip分级Ⅳ级）、心原性休克或入院24 h内死亡；（4）既往有心脏手术史。

本研究经天津大学泰达国际心血管病医院医学伦理委员会批准（临研审［2022］‑1118‑3号）。本研究为回顾性研究，经伦理审批豁免受试者知情同意。


二、临床资料收集
通过医院电子病历系统和CAG影像数据库收集入选患者的临床资料。

基线临床资料包括：（1）人口学资料：年龄、性别、体重指数（body mass index，BMI）；（2）基础疾病及吸烟情况：高血压、糖尿病、血脂异常、吸烟情况等；（3）实验室检查指标：白细胞计数、血小板计数、血红蛋白、血肌酐、血脂指标等；（4）其他：左心室射血分数（left ventricular ejection fraction，LVEF）、造影结果、靶血管病变情况、出院诊断等。

终点事件资料包括：1年内MACE（包括心绞痛、非致死性心肌梗死、再次血运重建、全因死亡）的发生时间及类型。

对提取的所有资料进行交叉核对，确保数据真实、完整、准确，对缺失或异常数据，通过查阅原始病历、检验报告、造影影像及随访记录进行补充或核实。


三、主要治疗
对于符合指征的MIOCA患者优先采用急诊经皮冠状动脉介入治疗作为再灌注治疗方案（本研究中无溶栓治疗病例），符合我国相关指南推荐意见［1］。

对于MINOCA患者，因无常规急诊介入治疗指征，依据美国心脏协会相关诊疗建议给予抗血小板、他汀类药物、β受体阻滞剂等规范化药物治疗，并根据病因（如痉挛）酌情使用钙通道阻滞剂［4］。


四、随访与终点定义
通过门诊和电话随访的方式，对入组患者进行随访，随访起点为入院确诊AMI之日，终点为入组后至少1年或首次发生MACE之日。随访内容包括术后症状、用药情况，结合门诊复查结果，记录MACE的发生时间、具体类型及转归。≥3次不同时间电话随访无法取得联系，或患者及家属明确拒绝继续随访者视为失访，失访病例不纳入最终统计分析。

本研究的主要终点为MACE，包括心绞痛、非致死性心肌梗死、再次血运重建及全因死亡［2］；次要终点为硬终点复合结局，定义为非致死性心肌梗死、再次血运重建、全因死亡复合事件。


五、统计学方法
采用SPSS 25.0软件进行统计学分析。正态分布的连续变量以x±s表示，组间比较采用独立样本t检验，非正态分布的连续变量以M(Q1，Q3）表示，组间比较采用Mann‑Whitney U检验。分类变量以频数（%）表示，组间比较采用卡方检验或Fisher确切概率法。

采用1∶1最邻近匹配法，以年龄、性别、LVEF、高血压、糖尿病、血脂异常、低密度脂蛋白胆固醇（LDL‑C）等基线混杂因素为协变量构建倾向得分模型，以MINOCA组为基准，在MIOCA组中筛选倾向得分差异在卡尺范围（0.03）内的匹配对象。匹配规则：（1）每例MINOCA患者最多匹配1例MIOCA患者，匹配对象不重复使用；（2）无满足卡尺值要求匹配对象的MINOCA患者保留入组，进行最终分析；（3）未匹配成功的MIOCA患者全部排除。采用标准化均数差（SMD）判断匹配平衡度，<0.1为平衡良好，0.1~<0.2为基本平衡，≥0.2为显著未平衡。

采用Cox比例风险回归模型分析AMI患者发生MACE的影响因素，先进行单因素分析，筛选潜在影响因素，将P<0.1的因素及临床认为重要的因素纳入多因素Cox比例风险回归模型。为控制倾向得分匹配后的残余混杂因素，仅将与MACE有强临床关联的因素纳入多因素Cox比例风险回归模型，进行敏感性分析；以硬终点复合结局为因变量，采用Cox比例风险回归模型进行终点定义敏感性分析。以MIOCA组为参照，采用Cox比例风险回归模型分析MINOCA病因对MACE的影响，校正的因素包括年龄、性别、血肌酐及倾向得分匹配后未平衡的因素。采用Kaplan‑Meier法绘制MINOCA和MIOCA患者MACE生存曲线，采用Log‑rank检验比较组间差异。

采用双侧检验，以P<0.05为差异有统计学意义。

结果


一、研究对象匹配前后基线临床资料比较
研究共纳入MINOCA患者98例、MIOCA患者1 812例，倾向得分匹配后最终MINOCA组纳入患者98例、MIOCA组纳入患者82例。匹配前，两组患者的年龄、各项实验室指标、LVEF以及糖尿病、高血压、血脂异常者占比等基线临床资料差异均有统计学意义（均P<0.05）。倾向得分匹配后，两组患者的年龄、性别、BMI、高血压者占比等基线临床资料差异均无统计学意义（均P>0.05）；但糖尿病、血脂异常者占比以及白细胞计数、血小板计数、血红蛋白、肌酐、LVEF差异仍有统计学意义（均P<0.05）。匹配后多数基线临床资料达到平衡良好，糖尿病、血脂异常、白细胞计数、血小板计数、血红蛋白、ALT、血肌酐、LVEF 8项指标SMD≥0.2，为显著未平衡。匹配前后，MIOCA组患者均存在明确的冠状动脉病变，靶血管以前降支为主，其次为回旋支和右冠状动脉；匹配后MIOCA组患者门‑球时间为74(62，85)min、术后靶血管心肌梗死溶栓试验(TIMI)血流3级者79例（96.3%）。详见表1。


二、两组患者随访过程中MACE发生率比较
随访（12.0±1.2）个月，MINOCA组和MIOCA组分别有28例（28.6%）和24例（29.3%）患者发生MACE，组间差异无统计学意义（P=0.962）。其中，心绞痛、非致死性心肌梗死、再次血运重建及全因死亡发生率两组间差异均无统计学意义（均P>0.05）。两组患者硬终点复合结局发生率差异亦无统计学意义（P=0.258）。详见表2。

Kaplan‑Meier生存分析结果显示，两组患者累积无MACE发生率差异无统计学意义（Log‑rank P=0.882）。详见图1。


三、AMI患者发生MACE的影响因素
单因素Cox比例风险回归模型分析结果显示，年龄（HR=1.05，95%CI 1.02~1.08，P<0.001）、性别（HR=0.55，95%CI 0.32~0.96，P=0.034）、血肌酐（HR=1.01，95%CI 1.00~1.02，P=0.038）是AMI患者发生MACE的影响因素。多因素Cox比例风险回归模型分析结果显示，年龄是AMI患者发生MACE的独立危险因素（HR=1.04，95%CI 1.01~1.08，P=0.006），而AMI类型（MINOCA、MIOCA）及其他因素均未见独立关联（均P>0.05），详见表3。

进一步调整残余混杂因素后的敏感性分析结果显示，年龄仍为AMI患者发生MACE的独立危险因素（HR=1.05，95%CI 1.02~1.08，P=0.004），而AMI类型（MINOCA、MIOCA）仍未见与MACE存在独立关联（HR=1.38，95%CI 0.74~2.55，P=0.314）。以非致死性心肌梗死、再次血运重建、全因死亡的硬终点复合结局为因变量重新分析，仍未见AMI类型（MINOCA、MIOCA）与硬终点复合结局存在独立关联（HR=0.89，95%CI 0.35~2.26，P=0.805）。提示本研究主要结果具有良好的稳健性。


四、MINOCA病因对MACE的影响
随访期间，冠状动脉痉挛亚组29例患者中8例（27.6%）发生MACE，病因不明亚组62例中17例（27.4%）发生MACE，其他明确病因亚组7例患者中3例发生MACE。以MIOCA组为参照，多因素Cox比例风险回归模型分析结果显示，冠状动脉痉挛和病因不明均对发生MACE无明显影响（均P>0.05），而其他明确病因是MACE的独立危险因素（HR=3.80，95%CI 1.04~13.88，P=0.044）。详见表4。

讨论


本研究结果显示，MINOCA组与MIOCA组患者1年内MACE总发生率及各组分事件发生率差异均无统计学意义，且AMI类型（MINOCA、MIOCA）不是MACE发生的独立影响因素，仅发现年龄为其独立危险因素。考虑到不同病因导致的MINOCA预后可能不同，本研究进一步探索了冠状动脉微循环障碍、肌桥、瘤样扩张等MACE的发生风险，发现MINOCA并非认为的良性病变，其短期MACE风险与MIOCA相当，且不同病因导致的MINOCA发生MACE的风险有所不同，提示临床上需根据病因对MINOCA患者进行个体化管理。本研究中，进行倾向得分匹配后糖尿病、LVEF、血肌酐等基线指标仍存在差异，考虑与MIOCA组原始样本量远大于MINOCA组、部分混杂因素分布差异较大有关。为排除上述混杂因素干扰，本研究将匹配后未平衡的与MACE预后有强临床关联的核心变量纳入多因素Cox比例风险回归及亚组Cox比例风险回归的校正模型中，以进一步降低残余混杂因素对预后分析结果的影响。此外，本研究中MIOCA组患者均接受了规范的急诊PCI治疗，再灌注质量均一性良好，排除了再灌注治疗差异对MINOCA与MIOCA患者预后对比分析的干扰。

本研究结果显示MINOCA与MIOCA患者1年内短期MACE发生率差异无统计学意义，且心绞痛、非致死性心肌梗死等各组分事件发生率差异亦无统计学意义，与既往多项研究结果一致［4,7］。但是，也有学者发现MINOCA患者长期预后优于MIOCA患者，例如Nordenskjöld等［8］发现MINOCA患者5年死亡率低于MIOCA患者。分析导致结果不同的可能原因：一方面，本研究中MINOCA组患者病因不明者高达63.3%，潜在的隐匿性冠状动脉病变或内皮功能异常可能增加MACE风险［12］；另一方面，可能与随访时长有关，本研究仅为1年短期随访，需进一步延长随访时间进行观察、验证。

本研究结果显示年龄是AMI患者短期预后的独立危险因素，与既往多项研究结果一致［8,13］。Donato等［14］从分子机制层面进行了阐述，增龄相关的血管内皮功能障碍、氧化应激增加、凝血功能异常等，会加重心肌梗死后心肌损伤，进而增加心血管事件风险。性别、血肌酐对预后的影响可能被年龄这一强混杂因素掩盖。Gao等［15］发现校正年龄后，性别对MINOCA患者预后的影响无统计学意义。血肌酐作为肾功能的核心指标，其对预后的影响在短期随访中易被年龄等更强的危险因素掩盖［9］。

本研究MINOCA病因亚组分析结果显示，包含冠状动脉微循环障碍、肌桥、瘤样扩张在内的明确病因亚组MACE发生风险是MIOCA组的3.8倍（P=0.044），这与冠状动脉微循环障碍可持续损伤心肌功能、增加心血管事件风险的病理生理机制相符［16‑17］。但需注意的是，本研究中其他明确病因亚组仅有7例患者，HR的95%CI跨度极大，解读需谨慎，结果仅可作为后续研究的线索，而非确定性结论。该结果与近期研究提出的“基于病因导向的分层治疗可显著改善MINOCA患者预后”的观点一致，但仍需大样本、多中心前瞻性研究进一步验证［18］。冠状动脉痉挛亚组发生MACE的风险与MIOCA相当，因钙通道阻滞剂、硝酸酯类药物可有效控制冠状动脉痉挛发作、减少心肌缺血事件，这与Niccoli等［3］的研究结果一致。此外，来自韩国的KAMIR‑NIH Registry研究结果显示，MINOCA患者 1年MACE发生率为29.5%，且年龄为其独立危险因素［19］，与本研究结果高度一致。波兰多中心研究亦证实冠状动脉微循环障碍亚组发生MACE的风险更高，为本研究小样本探索性结果提供了佐证［20］。本研究核心数据与上述多中心研究结果相符，而63.3%的病因不明比例反映了我国部分区域诊疗现状，结论更具现实参考价值。

本研究存在以下局限性：（1）单中心回顾性设计，存在选择偏倚；（2）样本量有限，尤其病因亚组分析中其他明确病因组仅7例，结果解读需谨慎；（3）MINOCA病因诊断不足，反映出对于冠状动脉造影阴性的患者临床上尚需完善血管内超声、光学相干断层成像及心脏磁共振等高级影像学检查，以细化病因分类，为更精准地分层治疗提供依据［21‑22］；（4）未系统收集患者二级预防用药信息及依从性数据，无法评估相关治疗差异对预后的影响［23］；（5）倾向得分匹配后仍有部分基线变量未完全平衡，虽已通过多因素Cox比例风险回归校正，但仍可能存在残余混杂；（6）未完整收集MIOCA患者的症状‑球囊时间、完全血运重建情况等再灌注指标，完全血运重建率偏低可能拉高MACE发生率，可能对结果造成一定影响。

小结


综上所述，本研究结果显示MINOCA患者1年MACE发生风险与MIOCA患者相当，年龄是AMI患者发生MACE的独立危险因素。本研究结果还显示，冠状动脉微循环障碍、肌桥、瘤样扩张等少见病因亚组的MINOCA患者MACE风险可能高于MIOCA患者，但因该亚组样本量极小，结果需大样本、多中心研究进一步验证。提示临床上应重视MINOCA的病因筛查与分层管理，并基于病因制定个体化治疗策略。

  • 作者： 郝敬严    张峰    王永德    张健    王伟    敬锐    刘菁晶    邸成业    卢宇杰    王雅洁    杨瑞飞    林文华   

  • 作者单位： 天津大学泰达国际心血管病医院心内科   

  • 通信作者： 林文华，Email：linwernhua@sina.com

  • 关键词： 心肌梗死；预后；危险因素；年龄因素；冠状动脉非阻塞性心肌梗死；主要不良心血管事件

  • DOI： 10.3760/cma.j.cn116031.2026.1000218

  • 基金项目： 天津市重点学科专项‑对口援建（含区县）项目（TJWJ2022XK044）；天津市医学重点学科建设项目（TJYXZDXK‑3‑035C）

  • 利益冲突： 无

  • 收稿日期： 2026-03-10

  • 录用日期： 2026-06-01

  • 本文编辑： 徐静

    • 摘要中文

    目的

    比较冠状动脉非阻塞性心肌梗死（MINOCA）与冠状动脉阻塞性心肌梗死（MIOCA）患者1年内主要不良心血管事件（MACE）发生风险，并探讨MINOCA不同病因亚组MACE发生风险。

    方法

    该研究为回顾性队列研究。选取2022年7月至2024年7月于天津大学泰达国际心血管病医院心内科住院治疗的急性心肌梗死（AMI）患者，依据AMI类型分为MINOCA组和MIOCA组，进一步根据病因将MINOCA患者分为冠状动脉痉挛亚组、病因不明亚组和其他明确病因（包括冠状动脉微循环障碍、肌桥和瘤样扩张）亚组。通过电子病历系统和冠状动脉造影影像数据库收集入选患者的临床资料。对入选患者进行门诊和电话随访，随访至少1年或至首次发生MACE之日。主要终点为MACE，包括心绞痛、非致死性心肌梗死、再次血运重建及全因死亡。采用1∶1倾向得分匹配法平衡基线混杂因素。采用Cox比例风险回归模型分析AMI患者发生MACE的影响因素。以MIOCA组为参照，采用Cox比例风险回归模型分析MINOCA病因对MACE的影响。采用Kaplan‑Meier法绘制MINOCA和MIOCA患者MACE生存曲线，采用Log‑rank检验进行组间比较。

    结果

    经倾向得分匹配后MINOCA组纳入患者98例，MIOCA组纳入患者82例。随访（12.0±1.2）个月，期间MINOCA组和MIOCA组分别有28例（28.6%）和24例（29.3%）患者发生MACE，组间差异无统计学意义（P=0.962）。Kaplan‑Meier生存分析结果显示，两组患者累积无MACE发生率差异无统计学意义（Log‑rank P=0.882）。多因素Cox比例风险回归模型分析结果显示，年龄是AMI患者发生MACE的独立危险因素（HR=1.04，95%CI 1.01~1.08，P=0.006），而AMI类型（MINOCA、MIOCA）及其他因素均未见独立关联（均P>0.05）。随访期间，冠状动脉痉挛亚组29例患者中8例（27.6%）发生MACE，病因不明亚组62例中17例（27.4%）发生MACE，其他明确病因亚组7例患者中3例发生MACE。多因素Cox比例风险回归模型分析结果显示，冠状动脉痉挛和病因不明均对发生MACE无明显影响（均P>0.05），而其他明确病因是MACE的独立危险因素（HR=3.80，95%CI 1.04~13.88，P=0.044）。

    结论

    MINOCA患者1年MACE发生风险与MIOCA患者相当，年龄是AMI患者发生MACE的独立危险因素。冠状动脉微循环障碍、肌桥、瘤样扩张等少见病因亚组的MINOCA患者MACE风险可能高于MIOCA患者，但因该亚组样本量极小，结果需大样本、多中心研究进一步验证。

    摘要英文

    Objective

    To compare the 1‑year incidence of major adverse cardiovascular events (MACE) between patients with myocardial infarction with non‑obstructive coronary arteries (MINOCA) and those with myocardial infarction with obstructive coronary arteries (MIOCA), and to investigate MACE risk across different etiological subgroups of MINOCA.

    Methods

    This was a retrospective cohort study. Patients with acute myocardial infarction admitted to TEDA International Cardiovascular Hospital from July 2022 to July 2024 were retrospectively enrolled and divided into MINOCA group and MIOCA group. 1∶1 propensity score matching was used to balance baseline confounding factors. The primary endpoint was 1‑year MACE (including angina pectoris, non‑fatal myocardial infarction, repeat revascularization, and all‑cause death). The secondary endpoint was 1‑year composite hard endpoint (non‑fatal myocardial infarction, repeat revascularization, all‑cause death), which was used in the sensitivity analysis to verify the robustness of the study conclusions. Cox proportional hazards regression models were employed to analyze the influencing factors for MACE and to compare MACE risk across etiological subgroups of MINOCA. MACE‑free survival curves were generated using the Kaplan‑Meier method, with Log‑rank testing for intergroup comparisons.

    Results

    After matching, 98 patients in the MINOCA group and 82 patients in the MIOCA group were included. The 1‑year MACE incidence rates were 28.6%(28/98) and 29.3%(24/82) in the two groups, respectively, with no statistically significant difference (P=0.962); there was also no statistically significant difference in the incidence of the composite hard endpoint between the two groups (P=0.258). There were no significant differences in the incidences of angina pectoris, non‑fatal myocardial infarction, repeat revascularization, and all‑cause death (all P>0.05). Multivariate Cox regression analysis showed that age was an independent risk factor for MACE (HR=1.04, 95%CI 1.01-1.08, P=0.006),while AMI type (MINOCA vs. MIOCA) and other variables showed no independent association with MACE (all P>0.05). Using the MIOCA group as reference, after multivariate adjustment, there were no significant differences in MACE risk for the coronary artery spasm subgroup (HR=1.49, 95%CI 0.64-3.47, P=0.362) and the undefined etiology subgroup (HR=1.09, 95%CI 0.56-2.15, P=0.800); however, after multivariate adjustment, the HR for MACE in the other defined etiology subgroup (coronary microvascular dysfunction, myocardial bridge, coronary artery aneurysm) was 3.80 (95%CI 1.04-13.88, P=0.044).

    Conclusions

    The 1‑year MACE risk in MINOCA patients is comparable to that in MIOCA patients, with age being an independent risk factor. An exploratory analysis of this study found that the risk of MACE may be elevated in the subgroup with rare etiologies such as coronary microvascular dysfunction, myocardial bridge, and coronary artery aneurysm. Due to the extremely small sample size of this subgroup, the results need to be further validated by large‑scale, multicenter studies.




    本研究主要材料与器材

    无

    参考文献

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