心臟代謝指數(shù)對體質(zhì)量正常人群代謝異常表型的預(yù)測價值研究

陳一佳，戚圣香，杜金玲，2，王琛琛，周海茸，葉青，秦真真，蘇健，武鳴，洪忻，2*

肥胖是心血管疾病的高危因素，在群體層面，超重和肥胖會引起多種代謝異常［1-2］，但這種現(xiàn)象在個體層面上存在差異。有研究報道20%～30%人群雖體質(zhì)量正常，但卻表現(xiàn)出與超重、肥胖有關(guān)的代謝異常狀態(tài)，即體質(zhì)量正常代謝異常（MONW）表型［3-4］，由于這一群體體質(zhì)量正常，在健康篩查中易被忽視，無法得到有效干預(yù)。多項研究顯示，與體質(zhì)量正常代謝正常（MHNW）表型相比，MONW表型個體糖尿病、心腦血管疾病發(fā)病和死亡風(fēng)險增加2～8倍［5-6］。因此正確識別MONW表型個體對代謝相關(guān)疾病的預(yù)防和控制至關(guān)重要。目前，普遍采用內(nèi)臟脂肪和胰島素抵抗作為識別MONW表型的關(guān)鍵指標(biāo)［7］，但由于可行性低和成本高，存在一定局限性。研究顯示，心臟代謝指數(shù)（CMI）與糖尿病、腦卒中關(guān)系密切，提示其對代謝性疾病具有一定的預(yù)測價值［8-9］，但CMI對MONW表型的預(yù)測效果尚無定論。因此本研究利用2017-01-01至2018-06-30南京市成人慢性病危險因素監(jiān)測數(shù)據(jù)，探討CMI和MONW表型的關(guān)系及其預(yù)測價值。

1 對象與方法

1.1 研究對象 抽樣調(diào)查南京市61 089例≥18歲的常住居民，調(diào)查時間為2017-01-01至2018-06-30。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥18歲；（2）體質(zhì)指數(shù)（BMI）≥18.5 kg/m2且＜24.0 kg/m2。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）身高、體質(zhì)量、腰圍（WC）、總膽固醇（TC）、三酰甘油（TG）、高密度脂蛋白膽固醇（HDL-C）和低密度脂蛋白膽固醇（LDL-C）資料存在缺失；（2）既往和現(xiàn)在使用降脂藥物；（3）惡性腫瘤患者。最終共納入30 408例研究對象。本研究獲得南京市疾病預(yù)防控制中心倫理委員會批準(zhǔn)（倫審號PJ2017002），所有研究對象知情同意。

1.2 研究方法 通過問卷收集研究對象的性別、年齡、受教育程度、職業(yè)、吸煙情況、飲酒情況、體力活動情況、靜態(tài)行為時間、紅肉攝入情況、水果蔬菜攝入情況、疾病史（高血壓、糖尿病、血脂異常）、用藥史（高血壓用藥、糖尿病用藥）。體格檢查采集研究對象身高、體質(zhì)量、WC、血壓，并計算BMI。其中，血壓采用歐姆龍血壓測量儀（型號：歐姆龍HBP-1300）連續(xù)測量3次，每次間隔至少1 min，以后兩次測量平均值作為最終血壓值。身高采用校準(zhǔn)體質(zhì)量測量，受試者垂直站立，兩腳約分開30 cm，以軟尺于髂前上棘水平位和第12肋下緣連線的中點所在水平面圍繞腹部，在呼氣末讀數(shù)視為WC。實驗室檢查要求所有研究對象禁食12 h，清晨抽取靜脈血。采用全自動分析儀測定空腹血糖（FPG）、TC、TG、HDL-C、LDL-C。

1.3 診斷標(biāo)準(zhǔn)和相關(guān)定義 （1）根據(jù)《中國成人超重和肥胖癥預(yù)防控制指南》［10］，成人18.5 kg/m2≤ BMI＜24.0 kg/m2定義為正常體質(zhì)量，BMI≥24.0 kg/m2為超重/肥胖。（2）根據(jù)修訂的美國國家膽固醇教育計劃成人治療專家組Ⅲ（NCEP-ATP Ⅲ）指南［7，11］，符合以下任意2項及以上標(biāo)準(zhǔn)者定義為代謝異常：①收縮壓（SBP）≥130 mm Hg（1 mm Hg=0.133 kPa）或舒張壓（DBP）≥85 mm Hg或有高血壓病史或接受降壓治療；②TG≥1.7 mmol/L；③男性 HDL-C＜1.04 mmol/L或女性HDL-C＜1.30 mmol/L；④FPG＞5.6 mmol/L。（3）腰高比（WHtR）=WC（cm）/身高（cm）。（4）CMI=TG（mmol/L）/HDL-C（mmol/L）×WHtR［8］。（5）吸煙：調(diào)查時每天至少吸1支煙，且持續(xù)時間≥6個月［12］。（6）飲酒：平均每月飲酒至少1次，且調(diào)查時仍有飲酒行為。（7）身體活動水平：根據(jù)研究對象通常1 d進行的各種類型身體活動和相應(yīng)的時間長度換算成代謝當(dāng)量（MET-h/d）［13］。（8）靜態(tài)行為時間：通常1 d內(nèi)，研究對象累計坐、靠、臥（不包括睡眠）的時間［14］。（9）高紅肉攝入：紅肉攝入量≥75 g/d；低水果蔬菜攝入：水果蔬菜攝入量≤500 g/d［15］。（10）高血壓：自報或已被社區(qū)/鄉(xiāng)鎮(zhèn)及以上醫(yī)院診斷為高血壓，或近2周服用降壓藥物，平均SBP≥140 mm Hg和/或平均DBP≥90 mm Hg者［16］。（11）糖尿?。鹤詧蠡蛞驯簧鐓^(qū)/鄉(xiāng)鎮(zhèn)及以上醫(yī)院診斷為糖尿病或近2周內(nèi)使用降糖藥物（胰島素或口服降糖藥）治療，伴或不伴FPG≥7.0 mmol/L者［17］。（12）血脂異常：①TC≥6.2 mmol/L；②TG≥2.3 mmol/L；③LDL-C≥4.1 mmol/L；④HDL-C＜1.0 mmol/L，滿足以上任意1個條件或自報已被社區(qū)/鄉(xiāng)鎮(zhèn)及以上醫(yī)院診斷為血脂異常或近2周服用降脂藥物即可診斷為血脂異常［18］。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS網(wǎng)絡(luò)版和Stata 15.0統(tǒng)計學(xué)軟件進行數(shù)據(jù)分析。符合正態(tài)分布的計量資料采用（±s）表示，兩組間比較采用獨立樣本t檢驗；非正態(tài)分布的計量資料采用M（P25，P75）表示，兩組間比較采用Mann-Whitney U檢驗；計數(shù)資料采用相對數(shù)表示，組間比較采用χ2檢驗。根據(jù)CMI四分位數(shù)分別將男性、女性和所有研究對象分為4組（Q1～Q4組），采用多因素穩(wěn)健Poisson回歸模型評價CMI對MONW表型的RR值及其95%CI［19］。繪制受試者工作特征曲線（ROC曲線）評估CMI、WHtR、TG/HDL-C、WC和BMI對MONW表型的預(yù)測能力，采用DeLong檢驗［20］比較各指標(biāo)間的ROC曲線下面積（AUC），并進一步探討在不同性別、年齡分層CMI預(yù)測MONW表型的價值。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 研究對象的基本資料 共有30 408例納入本研究，其中男13 213例，女17 195例；MHNW表型23 691例，MONW表型6 717例。MHNW表型和MONW表型研究對象年齡、受教育程度、職業(yè)、吸煙、飲酒、體力活動、靜態(tài)行為時間、高紅肉攝入、疾病史、用藥史、身高、WC、BMI、TC、TG、HDL-C、LDL-C、SBP、DBP、FPG、TG/HDL-C、WHtR和CMI比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），見表1。

表1 研究對象的基本資料比較Table 1 Comparison of basic data of the subjects

男性MHNW表型研究對象和MONW表型年齡、受教育程度、職業(yè)、吸煙、飲酒、靜態(tài)行為時間、高紅肉攝入、疾病史、用藥史、身高、WC、BMI、TC、TG、HDL-C、LDL-C、SBP、DBP、FPG、TG/HDL-C、WHtR和CMI比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），見表2。

表2 男性研究對象基本資料比較Table 2 Basic data comparison of male subjects

女性MHNW表型研究對象和MONW表型年齡、受教育程度、職業(yè)、吸煙、飲酒、體力活動、靜態(tài)行為時間、疾病史、用藥史、身高、WC、BMI、TC、TG、HDL-C、LDL-C、SBP、DBP、FPG、TG/HDL-C、WHtR和CMI比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），見表3。

表3 女性研究對象基本資料比較Table 3 Basic data comparison of female subjects

2.2 CMI四分位數(shù)分組情況 所有研究對象Q1～Q4組例數(shù)分別為7 739、7 940、7 904、6 825例，CMI范圍分別為≤ 0.253、0.254～0.382、0.383～0.539、≥0.540。男性研究對象Q1～Q4組例數(shù)分別為2 697、3 410、3 661、3 445例，CMI范圍分別為≤0.281、0.282～0.407、0.408～0.569、≥0.570。女性研究對象 Q1～Q4 組分別為5 042、4 530、4 243、3 380例，CMI范圍分別為≤ 0.235、0.236～0.361、0.362～0.516、≥0.517。

2.3 多因素穩(wěn)健Poisson回歸模型分析 以代謝表型為因變量（賦值：MHNW表型=0；MONW表型=1），以CMI四分位數(shù)分組為自變量（賦值：Q1組=1；Q2組=2；Q3組=3；Q4組=4），建立多因素穩(wěn)健Poisson回歸模型。模型1以Q1組為參照，校正年齡（賦值：實測值）、受教育程度（賦值：小學(xué)及以下=1；初中及高中=2；大學(xué)及以上=3）、職業(yè)（賦值：體力勞動者=1；非體力勞動者=2；未就業(yè)/離退休=3；學(xué)生=4），結(jié)果顯示：所有研究對象中，CMI四分位數(shù)分組是研究對象代謝表型的影響因素（P＜0.05）；男性研究對象中，CMI四分位數(shù)分組是研究對象代謝表型的影響因素（P＜0.05）；女性研究對象中，CMI四分位數(shù)分組是研究對象代謝表型的影響因素（P＜0.05）。模型2在模型1基礎(chǔ)上校正了吸煙（賦值：是=1；否=0）、飲酒（賦值：是=1；否=0）、體力活動（賦值：實測值）、靜態(tài)行為（賦值：實測值）、高紅肉攝入（賦值：是=1；否=0）、低水果蔬菜攝入（賦值：是=1；否=0），結(jié)果顯示：所有研究對象中，CMI四分位數(shù)分組是研究對象代謝表型的影響因素（P＜0.05）；男性研究對象中，CMI四分位數(shù)分組是研究對象代謝表型的影響因素（P＜0.05）；女性研究對象中，CMI四分位數(shù)分組是研究對象代謝表型的影響因素（P＜0.05）。模型3在模型2基礎(chǔ)上進一步校正了高血壓、糖尿病、血脂異常、高血壓用藥、糖尿病用藥（以上賦值均為：是=1；否=0），結(jié)果顯示：所有研究對象中，CMI四分位數(shù)分組是研究對象代謝表型的影響因素（P＜0.05）；男性研究對象中，CMI四分位數(shù)分組是研究對象代謝表型的影響因素（P＜0.05）；女性研究對象中，CMI四分位數(shù)分組是研究對象代謝表型的影響因素（P＜0.05），見表4～6。

表4 研究對象不同CMI分組的多因素穩(wěn)健Poisson回歸模型Table 4 Multivariate Robust Poisson regression models with different CMI groups

表5 男性研究對象不同CMI分組的多因素穩(wěn)健Poisson回歸模型Table 5 Multivariate Robust Poisson regression model of male subjects in different CMI groups

表6 女性研究對象不同CMI分組的多因素穩(wěn)健Poisson回歸模型Table 6 Multivariate Robust Poisson regression model of female subjects in different CMI groups

由于CMI在研究對象中呈偏態(tài)分布，故在上述模型中對CMI進行對數(shù)轉(zhuǎn)換，分析CMI每增加1個SD對MONW表型的影響。將標(biāo)準(zhǔn)化的CMI以連續(xù)變量形式代入多因素穩(wěn)健Poisson回歸模型，結(jié)果顯示CMI每增加1個SD，總?cè)巳?、男性和女性MONW表型發(fā)生的風(fēng)險分別增加68%、55%、81%。

2.4 ROC曲線評估CMI、WHtR、TG/HDL-C、WC和BMI對MONW表型的預(yù)測能力 男性研究對象中CMI對MONW表型的AUC大于WHtR（Z=18.97，P＜0.001）、TG/HDL-C（Z=12.53，P＜0.001）、WC（Z=23.85，P＜0.001）和BMI（Z=24.13，P＜0.001），差異有統(tǒng)計學(xué)意義；女性研究對象中CMI對MONW表型的AUC大于WHtR（Z=27.38，P＜0.001）、TG/HDL-C（Z=15.27，P＜0.001）、WC（Z=30.83，P＜0.001）和BMI（Z=30.84，P＜0.001），差異有統(tǒng)計學(xué)意義。女性研究對象CMI預(yù)測MONW表型的AUC大于男性（Z=-6.10，P＜0.001），差異有統(tǒng)計學(xué)意義，見表7～8、圖1。

圖1 CMI、WHtR、TG/HDL-C、WC和BMI預(yù)測MONW表型的ROC曲線Figure 1 ROC curves of CMI，WHtR，TG/HDL-C ratio，WC and BMI to predict MONW phenotype

表7 不同指標(biāo)對男性研究對象MONW表型的預(yù)測價值比較Table 7 Comparison of the predictive value of different indicators for MONW phenotype in male subjects

表8 不同指標(biāo)對女性研究對象MONW表型的預(yù)測價值比較Table 8 Comparison of the predictive value of different indicators for MONW phenotype in female subjects

2.5 男性、女性研究對象按年齡分層ROC曲線評估CMI預(yù)測MONW表型的價值 分別將男性、女性研究對象按年齡進行分層。男性18～34歲（n=6 438），35～44 歲（n=1 799），45～54 歲（n=2 016），55～64 歲（n=1 683），≥65歲（n=1 277）；女性18～34歲（n=8 307），35～44歲（n=2 586），45～54歲（n=3 065），55～64歲（n=2 076），≥65歲（n=1 161）。在男性研究對象中，18～34歲CMI預(yù)測MONW表型的 AUC 為 0.835〔95%CI（0.818，0.852）〕，大于35～44 歲（Z=1.55，P=0.04）、45～54 歲（Z=6.92，P＜0.001）、55～64 歲（Z=4.95，P＜0.001）、≥65 歲（Z=7.92，P＜0.001），差異有統(tǒng)計學(xué)意義；在女性研究對象中，18～34歲CMI預(yù)測MONW表型的AUC為0.832〔95%CI（0.817，0.847）〕，大于 35～44 歲（Z=1.95，P=0.03）、45～54歲（Z=2.56，P=0.02）、55～64歲（Z=3.79，P＜0.001）、≥65歲（Z=5.71，P＜0.001），差異有統(tǒng)計學(xué)意義，見圖2。

圖2 按年齡分層分析CMI預(yù)測MONW表型的ROC曲線Figure 2 ROC curves of the CMI for the identification of MONW phenotype in male and female subjects of different ages

2.6 敏感性分析 為驗證效應(yīng)值的穩(wěn)定性，剔除基線使用糖尿病藥物和高血壓藥物人群，按照模型3進行調(diào)整，穩(wěn)健Poisson回歸模型分析顯示，CMI每增加1個SD，總?cè)巳?、男性和女性MONW表型發(fā)生的風(fēng)險分別增加89%、74%、105%，男性和女性CMI預(yù)測MONW表型的AUC分別為0.811〔95%CI（0.799，0.823）〕和0.822〔95%CI（0.813，0.832）〕。其次將BMI 18.5～25.0 kg/m2作為研究對象納入標(biāo)準(zhǔn)（n=37 734），按照模型3進行調(diào)整，分析結(jié)果顯示，CMI每增加1個SD，總?cè)巳?、男性和女性MONW表型發(fā)生的風(fēng)險分別增加82%、85%和83%，男性和女性CMI預(yù)測MONW表型的AUC分別為0.823〔95%CI（0.812，0.845）〕和 0.835〔95%CI（0.827，0.844）〕，結(jié)果與之前基本一致。

3 討論

近年來，我國MONW患病率呈上升趨勢［11，21］，多項研究顯示，與MHNW表型相比，MONW表型個體糖尿病和心腦血管疾病發(fā)病和死亡風(fēng)險更大［5-6，22］。TG/HDL-C是反映糖尿病血脂異常和胰島素抵抗的簡單指標(biāo)［23］，而WHtR可反映皮下和內(nèi)臟脂肪組織堆積程度［24］。CMI將兩者結(jié)合起來成為一種新的衡量肥胖、代謝異常的指標(biāo)，相比于內(nèi)臟脂肪和胰島素抵抗指標(biāo)更易測量。本研究致力于探討低成本和高可行性的MONW預(yù)測指標(biāo)，分析CMI與MONW表型的關(guān)系，并評估其預(yù)測價值，從而提高MONW表型個體的識別率，對其進行早期干預(yù)和治療，減少或延緩代謝性疾病的發(fā)生發(fā)展。

既往研究已證實CMI與糖尿病、動脈粥樣硬化及腦卒中密切相關(guān)［8-9］。LIU等［25］研究發(fā)現(xiàn)CMI水平與MONW表型患病風(fēng)險呈正相關(guān)，以CMI低水平組為參照，高水平組的MONW患病風(fēng)險的OR值為71.2，但當(dāng)研究結(jié)局發(fā)生頻率較高時，OR值很可能高估暴露因素對結(jié)局的影響［19］。因此，本研究使用穩(wěn)健Poisson回歸模型分析發(fā)現(xiàn)，CMI與MONW表型的患病風(fēng)險仍呈正向劑量反應(yīng)關(guān)系，CMI每增加1個SD，MONW患病風(fēng)險增加68%，提示其可反映人群代謝相關(guān)高危因素情況，在代謝相關(guān)疾病的篩查中具有一定意義。

本研究結(jié)果顯示，女性CMI與MONW表型的關(guān)聯(lián)強度高于男性，RR值分別為6.94和3.76，這與既往研究結(jié)果一致［8，26-27］，提示性激素（尤其是雌激素）可能作用于脂肪分布，進而影響CMI和MONW表型的關(guān)聯(lián)強度［28］。本研究進一步計算AUC發(fā)現(xiàn)，CMI對MONW表型的預(yù)測能力在女性中也更高，另一種可能的原因是與游離脂肪酸積累和代謝的性別差異有關(guān)，女性的內(nèi)臟脂肪分解對肝臟非酯化脂肪酸輸送的貢獻(xiàn)更大［29］。此外，本研究結(jié)果顯示，CMI的預(yù)測效能在年輕人群中更好，其中在18～34歲年齡段預(yù)測效能最高，提示隨著年齡的增長，代謝、體成分和共存疾病的變化會影響CMI的預(yù)測價值［30］，但其確切機制還需進一步探索研究。

研究發(fā)現(xiàn)體質(zhì)量正常的人群發(fā)生代謝紊亂的主要機制是內(nèi)臟脂肪的蓄積［3-4］，既往研究已驗證一般身體和血脂測量指標(biāo)對MONW表型的預(yù)測價值。STEFAN等［7］發(fā)現(xiàn)由于BMI和WC無法完全反映體脂分布和區(qū)分脂肪組織的類型，可能導(dǎo)致MONW表型的錯誤分類。另一項針對韓國成人的研究顯示，WHtR預(yù)測代謝綜合征的效能優(yōu)于BMI和WC［31］。GU等［32］研究發(fā)現(xiàn)，和BMI相比，TG/HDL-C對中國成人代謝紊亂具有更好的預(yù)測價值。由于CMI是WHtR和TG/HDL-C的結(jié)合，其在識別MONW表型方面可能優(yōu)于WHtR和TG/HDL-C。在糖尿病、動脈粥樣硬化及腦卒中等多種代謝性疾病中，CMI已被證明具有良好的預(yù)測價值［8-9，25］。本研究結(jié)果也顯示，男性和女性人群中CMI預(yù)測MONW表型的AUC分別為0.767和0.809，預(yù)測效能均高于WHtR、TG/HDL-C、WC和BMI等指標(biāo)。由于“欺騙性體質(zhì)量”，MONW表型人群常被忽視。而WHtR和TG/HDL-C在一般體檢和基本公共衛(wèi)生服務(wù)管理工作中可常規(guī)獲得，CMI作為一種簡單易行的評估指標(biāo)，可成為預(yù)測MONW患病風(fēng)險的早期診斷指標(biāo)，應(yīng)引起重視。

本研究樣本量較大，代表性較好，對性別和年齡進行分層分析，為CMI轉(zhuǎn)化為篩查指標(biāo)提供更細(xì)致的理論依據(jù)。但本研究也在一定的局限性：首先，本研究源于橫斷面調(diào)查，尚不能深入探討CMI與MONW表型發(fā)生的因果關(guān)系，仍需進一步研究予以證實。其次，本研究僅使用改進的NCEP-ATP Ⅲ標(biāo)準(zhǔn)定義MONW患者的代謝異常，不同定義標(biāo)準(zhǔn)的分析結(jié)果可能存在差異，但目前國際上MONW表型尚無統(tǒng)一定義和診斷標(biāo)準(zhǔn)。此外，CMI指標(biāo)組成成分與MONW定義標(biāo)準(zhǔn)所包含的成分相同，耦合會使回歸系數(shù)和AUC膨脹，因此解釋研究結(jié)果應(yīng)謹(jǐn)慎。

綜上所述，CMI與MONW表型患病風(fēng)險增加明顯相關(guān)。CMI具有較強的預(yù)測效能，可作為識別體質(zhì)量正常人群中MONW表型的有效工具，尤其適用于年輕人群。

作者貢獻(xiàn)：陳一佳負(fù)責(zé)文章的構(gòu)思與設(shè)計、論文撰寫與修訂；戚圣香、杜金玲負(fù)責(zé)形式分析；王琛琛、周海茸負(fù)責(zé)文獻(xiàn)/資料收集；葉青、秦真真負(fù)責(zé)文獻(xiàn)/資料整理；蘇健、武鳴負(fù)責(zé)對文章審查和編輯寫作；洪忻負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制與審校，并對文章整體負(fù)責(zé)、監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。