基于聯(lián)合模型的谷丙和谷草轉(zhuǎn)氨酶動態(tài)變化與代謝綜合征的關(guān)聯(lián)研究

孫宏鴿　劉啟貴　王曉蓉　李　孟　范永君　劉　穎　宋桂榮△

【提　要】　目的　利用聯(lián)合模型(Joint模型)探討血清谷丙轉(zhuǎn)氨酶(ALT)和谷草轉(zhuǎn)氨酶(AST)的動態(tài)變化對代謝綜合征(MS)發(fā)生的影響,為MS的預(yù)防控制提供新思路和新依據(jù)。方法　收集2010年至2016年間至少連續(xù)2次在大連市某醫(yī)院體檢中心進行健康體檢人群的體檢信息,用R 3.2.3軟件建立Joint模型,分析ALT和AST的動態(tài)變化對MS發(fā)生的影響。結(jié)果　本研究最終有4491名健康體檢者納入分析。聯(lián)合模型結(jié)果顯示,ALT的縱向變化影響MS的發(fā)生,ALT對數(shù)值每縱向增加一個單位,發(fā)生MS的危險性增加3.6255倍(95%CI=2.7210～4.8312);而AST在縱向水平的變化對MS的影響沒有顯著性。結(jié)論　健康人群血清ALT在縱向水平的增加能夠使MS的發(fā)病風(fēng)險升高,即使是在正常范圍內(nèi)的增加(≤40U/L),也會增加MS的發(fā)病風(fēng)險,而AST對MS的影響還有待于進一步研究。

代謝綜合征(metabolic syndrome,MS)是一組集中心性肥胖、高血壓、高血糖和血脂紊亂等慢性疾病于一身的臨床綜合性病征[1]。一些學(xué)者認為,非酒精性脂肪肝(non-alcoholic fatty liver disease,NAFLD)與MS的發(fā)生密切相關(guān)[2]。NAFLD雖然不是MS的組分,但卻是MS存在時肝臟的病理表現(xiàn)[3]。谷丙轉(zhuǎn)氨酶(alanine aminotransferase,ALT)和谷草轉(zhuǎn)氨酶(aspartate aminotransferase,AST)是常見的NAFLD檢測指標[4],ALT和AST水平的升高亦與MS之間存在一定聯(lián)系[5-6]。

目前,國內(nèi)外有很多關(guān)于ALT和AST與MS發(fā)生風(fēng)險關(guān)系的流行病學(xué)研究,但多數(shù)為橫斷面研究[7-8],即使是隊列研究,也只采用了傳統(tǒng)的統(tǒng)計分析方法揭示基線ALT和AST水平與MS發(fā)生風(fēng)險的相關(guān)性[9-10],并未考慮到個體指標水平隨時間的波動變化。本研究基于健康體檢人群的縱向體檢數(shù)據(jù),充分考慮個體肝轉(zhuǎn)氨酶水平隨時間的動態(tài)變化及個體縱向數(shù)據(jù)間的相關(guān)性和隨機效應(yīng),利用聯(lián)合模型(Joint模型)準確分析肝轉(zhuǎn)氨酶的水平及動態(tài)變化與MS發(fā)病風(fēng)險的關(guān)聯(lián),為有效進行健康管理、預(yù)防或延緩MS的發(fā)生提供科學(xué)依據(jù)。

對象與方法

1.對象

本資料來源于2010年至2016年大連市某醫(yī)院體檢中心的健康體檢人群。研究對象納入標準:2010年至2016年間至少2次參加體檢者。研究對象剔除標準:⑴血壓、血脂、肝功等各指標有缺失項;⑵首次體檢時有高血壓、糖尿病、心腦血管疾病以及肝臟疾病和(或)服用降壓、降糖、降脂藥物進行治療者,或依據(jù)國際糖尿病聯(lián)盟(International Diabetes Federation,IDF)聯(lián)合其他組織發(fā)布的MS聯(lián)合聲明診斷為MS者;⑶體檢隨訪期間出現(xiàn)肝癌、慢性病毒性肝炎、自身免疫性肝炎、藥物引起的肝臟疾病者;⑷隨訪體檢前有大量飲酒史者。

體檢隨訪期間發(fā)生MS者,終止隨訪,并剔除隨訪終止以后的數(shù)據(jù)。

2.MS的診斷標準

根據(jù)2009年IDF和美國心臟協(xié)會(American Heart Association,AHA)/國立心肺和血液研究所(National Heart,Lung and Blood Institute,NHLBI)等就MS的診斷標準頒布的聯(lián)合聲明[11],具備以下5項組成成分中的3項或3項以上者即可診斷為 MS:⑴血壓升高:收縮壓/舒張壓≥130/85mmHg,或已診斷為高血壓并接受治療;⑵高甘油三酯血癥(triglyceride,TG):TG≥1.7mmol/L(150mg/dL),或已經(jīng)進行針對此項血脂異常的治療;⑶低高密度脂蛋白膽固醇(high density lipoprotein cholesterol,HDL-C)血癥:男性HDL-C<1.0 mmol/L(40 mg/dL),女性<1.30 mmol/L(50mg/dL),或已經(jīng)進行針對此項血脂異常的治療;⑷空腹血糖(fasting plasma glucose,FPG)升高:FPG≥5.6mmol/L(100mg/dL),或已接受降糖治療或胰島素治療;⑸腹型肥胖:根據(jù)腰圍診斷,不同國家、地區(qū)和種族有各自特定的數(shù)值。本研究由于健康體檢項目的限制,并未測量腰圍,而是用與腰圍密切相關(guān)的體質(zhì)指數(shù)(body mass index,BMI)替代[12-13],其臨界值參照中華醫(yī)學(xué)會糖尿病學(xué)分會于2004年頒布的MS診斷標準中的BMI臨界值(≥25.0kg/m2)[14]。

3.Joint模型

Joint[15-16]模型將多水平模型與一般Cox模型通過關(guān)聯(lián)系數(shù)聯(lián)合起來,既可分析基線數(shù)據(jù)對生存危險函數(shù)的影響,又可分析隨時間變化的縱向數(shù)據(jù)對生存危險函數(shù)的影響。為滿足模型擬合對稱分布的要求,對ALT、AST進行對數(shù)轉(zhuǎn)換后得其對數(shù)值ln(ALT)、ln(AST),建立的模型如下:

yij表示ln(ALT)或ln(AST),i為個體序號,j為隨訪時間點,mi(t)表示yij試圖近似的真實度量值,εij表示隨機誤差,滿足εij～N(0,σ2)。時間表示每一次體檢與第一次體檢的時間間隔;年齡表示所有研究對象第一次體檢時的基線年齡與其中位數(shù)的差值;性別:1代表男性,0代表女性;“×”表示交互作用。b0～b6為方程的固定效應(yīng),b0表示截距,b1～b6分別表示自變量的平均變化情況,u0i和u1i分別表示截距b0和時間斜率b1的隨機效應(yīng)。h(t,x)表示具有協(xié)變量x的個體在t時刻的風(fēng)險函數(shù);Mi(t)表示mi在t時刻之前的歷史,xi表示hi(t)的基本自變量;h0(t)表示基線風(fēng)險函數(shù),表示所有x都取值為0時的個體在t時刻的瞬時風(fēng)險率或死亡率;β1和β2分別表示年齡和性別的回歸系數(shù),α為多水平模型與Cox模型之間的聯(lián)合系數(shù),表示mi(t)變化對hi(t)的影響。

4.統(tǒng)計學(xué)分析方法

用SPSS 17.0進行數(shù)據(jù)的基本描述,采用R 3.2.3軟件建立Joint模型,P<0.05為有統(tǒng)計學(xué)意義。

結(jié)　　果

1.一般情況

根據(jù)納入標準,本研究初始共收集10858例體檢者的體檢數(shù)據(jù),根據(jù)剔除標準,最終符合要求的研究對象有4491例,其中男性1497例(33.33%),女性2994例(66.67%)?；€年齡19～80歲,基線中位年齡37歲。隨訪期間,MS的累積發(fā)病率為18.55%,其中男性30.39%,女性12.63%。

2.未發(fā)生MS組與發(fā)生MS組的ALT和AST水平基本描述

直觀來看,從基線到各次隨訪,MS組的ALT、AST平均水平及指標異常率均高于非MS組(P>0.05)。在隨訪期間,MS組的ALT平均水平隨著隨訪次數(shù)的增加呈現(xiàn)先增大后減小的趨勢,AST的平均水平則呈現(xiàn)先減小后增大的趨勢;而非MS組的ALT、AST平均水平在隨訪期間相對穩(wěn)定。

表1　2010-2016年未發(fā)生MS組和發(fā)生MS組ALT、AST水平及異常率(U/L)

*:表中數(shù)字為M(P25,P75);指標異常表示ALT或AST>40U/L

3.Joint模型

(1)ln(ALT)的Joint模型結(jié)果

由ln(ALT)建立的Joint模型中,縱向多水平模型部分最終引入的變量有隨訪時間、年齡、性別、年齡×性別、性別×?xí)r間,同時考慮了截距與時間斜率的隨機效應(yīng);Cox生存模型部分引入的一般變量有年齡和性別。

表2　ln(ALT)的動態(tài)變化與MS發(fā)病關(guān)系的聯(lián)合模型結(jié)果

*:AIC=15630.06

由表2可知,在生存模型部分,年齡和性別有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05),表明年齡和性別對MS的發(fā)生有影響。年齡每增加一歲,發(fā)生MS的危險性增加1.0158倍(95%CI= 1.0099～1.0218),而男性發(fā)生MS的危險性是女性的1.9735倍(95%CI=1.6705～2.3315)。聯(lián)合系數(shù)α有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05),表明ln(ALT)每縱向增加一個單位,發(fā)生MS的危險性就增加3.6255倍(95%CI=2.7210～4.8312)。

Joint模型結(jié)果反映了ln(ALT)的縱向變化與MS的發(fā)生之間存在很強的關(guān)聯(lián),表3解釋了在特定ALT基線水平下,ALT縱向增加不同量值發(fā)生MS的危險度。

表3　特定的ALT基線水平下,個體不同的ALT增長量所對應(yīng)的MS的相對危險度估計值

由表3可見,當(dāng)α在Joint模型中取值為1.2880,ALT基線取值分別為5、10、30和40U/L時,ALT每縱向增加3個單位,發(fā)生MS的危險度則相應(yīng)增加1.8319、1.4020、1.1306和1.0976倍。因此,當(dāng)ALT縱向增加相同單位時,ALT基線水平越低者,發(fā)生MS的危險性越高。當(dāng)ALT縱向增加一定比例時,無論ALT基線水平如何,發(fā)生MS的危險性都是相同的。而當(dāng)ALT縱向增加不同比例時,如分別增加其基線值的20%、50%和80%,基線取值為3U/L,那么發(fā)生MS的危險性則相應(yīng)增加1.2647、1.6858和2.1320倍。也就是說,無論個體具有什么樣的基線水平,當(dāng)ALT縱向增加一定單位或比例時,發(fā)生MS的危險性都是增加的,且縱向增加比例越大,發(fā)生MS的危險性也越大。

(2)ln(AST)的Joint模型分析結(jié)果

由ln(AST)建立的聯(lián)合模型中,縱向多水平模型部分最終引入的變量有年齡、性別、年齡×性別、時間×年齡,同時考慮了截距與時間斜率的隨機效應(yīng);Cox生存模型部分引入的變量有年齡和性別。

由表4可見,在生存模型部分,年齡、性別有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05),表明年齡、性別對MS的發(fā)生有影響?；€年齡每增加一歲,發(fā)生MS的危險性增加1.0170倍(95%CI= 1.0109～1.0233),而男性發(fā)生MS的危險性是女性的2.9011倍(95%CI= 2.4719～3.4045)。聯(lián)合系數(shù)α沒有統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05),表明在此模型中暫時未發(fā)現(xiàn)ln(AST)在縱向水平的增加對MS的影響。

表4　ln(AST)的動態(tài)變化與MS發(fā)病關(guān)系的聯(lián)合模型結(jié)果

*:AIC=7307.385

討　　論

研究表明,血清ALT水平升高導(dǎo)致MS的發(fā)生可能是因為ALT水平的升高使氨基酸的轉(zhuǎn)氨作用增大并生成大量谷氨酸鹽,后者在病理生理上能夠引起高血糖和2型糖尿病的發(fā)生[17]。也有研究認為,血清ALT水平的升高反映了肝臟脂肪的沉積,從而導(dǎo)致與胰島素抵抗密切相關(guān)的炎癥反應(yīng)[18]。一項meta分析顯示,當(dāng)ALT升高5U/L時,發(fā)生MS的危險性就增加1.13(95%CI=1.11～1.16)倍[19]。Kunutsor[20]等人對納入了29815名研究對象的系統(tǒng)綜述研究發(fā)現(xiàn),血清ALT水平每升高5U/L,MS的發(fā)病風(fēng)險相應(yīng)升高14%。這些結(jié)論都是基于橫斷面研究,從群體的角度揭示了血清ALT水平高的個體相對于低的個體發(fā)生MS的危險性,而沒有充分考慮與分析同一個體ALT水平的動態(tài)變化以及這種變化對MS發(fā)生的影響。

Joint模型是一類新型的共享參數(shù)模型,它可以分析縱向指標的變化和時間-終點變量之間的關(guān)聯(lián)性,模型充分考慮了縱向指標的測量誤差、信息缺失和個體差異所導(dǎo)致的隨機效應(yīng)等問題,能更高效地利用數(shù)據(jù)信息,更準確地揭示體檢指標的動態(tài)變化與疾病等結(jié)局發(fā)生的關(guān)聯(lián)性[16]。

本研究是首次利用Joint模型探討血清ALT和AST的動態(tài)變化與MS關(guān)系的研究。本研究Joint模型結(jié)果顯示,ALT的對數(shù)值每縱向增加一個單位,發(fā)生MS的危險性則相應(yīng)增加3.6255倍,其強調(diào)的是無論個體具有什么樣的ALT基線水平,即使其在正常范圍內(nèi),只要其ALT在縱向水平增加一定單位或比例時,發(fā)生MS的危險性均是增加的。當(dāng)個體ALT水平呈現(xiàn)縱向增長趨勢時,提示機體可能已經(jīng)發(fā)生了早期的代謝紊亂或脂質(zhì)在肝臟沉積,這將會增加發(fā)生MS的危險性。至于未能發(fā)現(xiàn)AST與MS的因果關(guān)系,我們猜想:(1)血清AST本身不是反映肝臟生理功能的特異性指標,其篩查MS的敏感性可能要比ALT低[21];(2)可能是由于本研究隨訪時間短,中位隨訪時間僅為2年,不能很好地揭示AST的縱向變化對MS的影響。

本次研究結(jié)果提示,在健康管理中,不能只關(guān)注每次體檢的指標狀態(tài),同時更應(yīng)該關(guān)注ALT指標連續(xù)多年的動態(tài)變化趨勢,即使是未超出正常值范圍的逐年連續(xù)升高,也提示我們應(yīng)該警惕肝臟代謝紊亂以及MS的發(fā)生,指導(dǎo)個體采取相應(yīng)措施,保持這些指標的穩(wěn)定,從而降低MS的發(fā)病風(fēng)險,有效預(yù)防MS的發(fā)生。而AST與MS的關(guān)系,我們在今后的研究中還有待于進一步驗證。