王平 項(xiàng)濤 羅麗 孫玉芳 陳小紅 張濟(jì)梅 黃永平 張碧花

(西南交通大學(xué)附屬醫(yī)院 成都市第三人民醫(yī)院急診科，四川 成都 610031)

膿毒癥是由個(gè)體對(duì)感染反應(yīng)引起的，與嚴(yán)重的血流動(dòng)力學(xué)紊亂有關(guān)的全身炎癥反應(yīng)綜合征[1-2]。作為一項(xiàng)重大的全球健康問題，膿毒癥每年影響超過3 000萬人，導(dǎo)致全球超過600 萬人死亡[3]。近幾年隨著醫(yī)療技術(shù)的不斷發(fā)展，膿毒癥患者的治療得到了明顯的改善，但目前，膿毒癥患者的死亡率仍然較高，為15%～50%[3]。有研究者發(fā)現(xiàn)膿毒癥導(dǎo)致患者的死亡，多是與宿主對(duì)感染的過度反應(yīng)和隨后出現(xiàn)終末器官的損傷有關(guān)[4-6]。心力衰竭是由多種原因引起心臟結(jié)構(gòu)和功能異常變化，導(dǎo)致心室收縮和/或舒張功能障礙的臨床綜合征[7]。多數(shù)觀察性研究發(fā)現(xiàn)，膿毒癥與心力衰竭關(guān)系密切。一項(xiàng)觀察性研究[8-9]發(fā)現(xiàn)，約50%的膿毒癥患者會(huì)出現(xiàn)不同程度的心功能損害，且因心力衰竭等導(dǎo)致的病死率為70%。有研究[10-11]推測(cè)，這可能與膿毒癥導(dǎo)致的心室的收縮和/或舒張功能障礙有關(guān)。值得注意的是，上述膿毒癥與心力衰竭之間的關(guān)系往往是觀察性研究得到的。由于觀察性研究往往存在各種偏倚、混雜因素以及受到因果時(shí)序性的制約，導(dǎo)致膿毒癥與心力衰竭之間的關(guān)系目前存在爭(zhēng)議。

孟德爾隨機(jī)化(Mendelian randomization，MR)是一種使用遺傳變異作為工具變量識(shí)別危險(xiǎn)因素和疾病之間的因果關(guān)系的強(qiáng)有力的方法[12]。由于遺傳變異已在受孕時(shí)就被確定，一般不容易受到其他因素或混雜的影響，且MR研究滿足因果時(shí)序性，而時(shí)序性在因果推斷中尤為重要，是構(gòu)成因果關(guān)系的基礎(chǔ)[12]。因此本研究基于全基因組關(guān)聯(lián)研究的公共數(shù)據(jù)進(jìn)行雙樣本MR分析，探究膿毒癥與心力衰竭風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。

1 材料和方法

1.1 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

為了評(píng)估膿毒癥和心力衰竭之間是否存在因果關(guān)系，本研究采用了雙樣本MR設(shè)計(jì)方法[13]。

1.2 數(shù)據(jù)來源

為了評(píng)估膿毒癥和心力衰竭之間是否存在因果關(guān)系，筆者從英國(guó)生物樣本庫隊(duì)列中獲得了有關(guān)膿毒癥相關(guān)的單核苷酸多態(tài)性(single-nucleotide polymorphisms，SNPs)位點(diǎn)作為工具變量。此外，與心力衰竭相關(guān)的SNPs來自目前最大的由心力衰竭流行病學(xué)聯(lián)盟的薈萃分析的數(shù)據(jù)。該薈萃分析[14]包括26項(xiàng)研究，47 309例心力衰竭病例和930 014例對(duì)照，并根據(jù)年齡、性別和主成分進(jìn)行了調(diào)整。

1.3 工具變量的選擇

首先，本研究利用plink軟件從有關(guān)膿毒癥的數(shù)據(jù)庫中篩選出P<5×10-8，遺傳距離為10 000 kb以及連鎖不平衡參數(shù)(r2)<0.001的SNPs。其次，還使用了catalog以及PhenoScanner數(shù)據(jù)庫，進(jìn)一步驗(yàn)證上述納入的SNPs位點(diǎn)是否與其他混雜因素有關(guān)。最后，為了評(píng)估納入的SNPs是否受到了弱工具變量的影響，筆者使用了F統(tǒng)計(jì)值[15]。若SNPs的F統(tǒng)計(jì)量<10，說明該SNPs存在弱工具變量偏倚的可能性，進(jìn)而將其剔除，避免對(duì)結(jié)果造成影響[16]。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

本研究主要以逆方差加權(quán)法(inverse variance weighted， IVW)為主[17]，其特點(diǎn)是回歸時(shí)不考慮截距項(xiàng)的存在并且用結(jié)局方差的倒數(shù)作為權(quán)重來進(jìn)行擬合。其中，IVW固定效應(yīng)模型主要用于無任何潛在的水平多效性異質(zhì)性的情況。若存在異質(zhì)性，則選用隨機(jī)效應(yīng)模型。其次，本研究使用了MR-Egger回歸、加權(quán)中位數(shù)、最大似然比和MR-PRESSO等方法進(jìn)一步對(duì)上述結(jié)論進(jìn)行了補(bǔ)充[18-21]。MR-Egger法與IVW最大的區(qū)別就是回歸時(shí)考慮截距項(xiàng)的存在，另外它也使用結(jié)局方差的倒數(shù)作為權(quán)重來進(jìn)行擬合。加權(quán)中位數(shù)法：定義為比率估計(jì)值的加權(quán)經(jīng)驗(yàn)密度函數(shù)的中位數(shù)，如果分析中至少有50%的信息來自有效工具，則可以評(píng)價(jià)因果關(guān)系。最大似然比法也稱為最大概似估計(jì)，是一種具有理論性的點(diǎn)估計(jì)法。MR-PRESSO則是對(duì)于每一個(gè)SNPs，首先計(jì)算去除該SNPs后的IVW結(jié)果，然后再計(jì)算該SNPs的效應(yīng)與IVW結(jié)果的殘差平方和，最后，把利用每個(gè)SNPs計(jì)算出來的殘差平方和(距離)相加，這個(gè)值越大，說明水平多效性越顯著。

1.5 水平多效性和異質(zhì)性檢驗(yàn)

本研究使用MR-PRESSO的方法對(duì)離群值進(jìn)行檢測(cè)。若存在離群值，則將其剔除，并重新進(jìn)行分析?！傲粢环ā泵舾行苑治鍪峭ㄟ^每次去除單個(gè)SNPs來實(shí)現(xiàn)的，以評(píng)估該變異是否驅(qū)動(dòng)了暴露和結(jié)果變量之間的關(guān)聯(lián)。其次，為了明確該MR分析是否存在水平多效性，本研究還進(jìn)行了MR-Egger截距檢測(cè)，若MR-Egger截距分析中的截距項(xiàng)存在明顯的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，則表明該研究具有明顯的水平多效性[22]。最后，本研究還使用Cochran’s Q統(tǒng)計(jì)量來檢測(cè)異質(zhì)性。如果Cochran’s Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，則證明分析結(jié)果具有顯著的異質(zhì)性。

P<0.05被認(rèn)為是顯著性的。所有統(tǒng)計(jì)分析均采用R 4.1.0版本，使用了Twosample MR及MR-PRESSO等R包。

2 結(jié)果

2.1 工具變量的選擇

在該研究中，筆者選擇了450個(gè)與膿毒癥密切相關(guān)的全基因組顯著的SNPs作為工具變量，所納入的SNPs解釋了約5.63%的表型變異程度，且納入SNPs的F值均>27.23，證明該研究不易受到弱工具變量的影響。

2.2 MR法估算結(jié)果

IVW結(jié)果顯示膿毒癥可能會(huì)增加心力衰竭發(fā)生的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)(OR=1.684，95%CI1.587～1.786，P=0.001)，此外上述關(guān)系同樣在加權(quán)中位數(shù)(OR=1.726，95%CI1.585～1.881，P=0.001)，MR-Egger回歸(OR=1.768，95%CI1.508～2.075，P=0.001)，最大似然比(OR=1.686，95%CI1.607～1.769，P=0.001)，以及MR-PRESSO(OR=1.691，95%CI1.590～1.799，P=0.001)中被證實(shí)，提示結(jié)果的穩(wěn)健性。見圖1。

圖1 主效應(yīng)圖

2.3 水平多效性和異質(zhì)性分析

MR-Egger截距分析顯示本研究不存在任何水平多效性(P=0.516)。其次，Cochran’s Q檢驗(yàn)顯示該研究結(jié)果存在一定的異質(zhì)性(P=0.001)。因此筆者采用IVW隨機(jī)效應(yīng)模型(OR=1.684，95%CI1.587～1.786，P=0.001)，其結(jié)果與先前固定效應(yīng)模型的結(jié)果保持一致(OR=1.683，95%CI1.606～1.765，P=0.001)。MR-PRESSO分析結(jié)果顯示，本研究中納入的SNPs無顯著的異常值，且“留一法”敏感性分析和漏斗圖也表明，納入的SNPs對(duì)該結(jié)果無顯著影響(見圖2)。

圖2 漏斗圖分析的結(jié)果

3 討論

該研究第一次使用MR分析探索了膿毒癥與心力衰竭之間潛在的因果關(guān)系。筆者發(fā)現(xiàn)，膿毒癥可能會(huì)增加心力衰竭發(fā)生的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)，而上述關(guān)系在加權(quán)中位數(shù)法、MR-Egger回歸、最大似然比以及MR-PRESSO中被證實(shí)。其次，MR-Egger截距檢測(cè)(P=0.516)和檢驗(yàn)顯示，上述所納入的遺傳變異工具變量并不存在任何多效性。這些結(jié)果表明膿毒癥可能作為一種危險(xiǎn)因素促進(jìn)心力衰竭的發(fā)生。

本研究結(jié)果與之前的研究結(jié)果一致。如Corrales-Medina等[22]在一項(xiàng)大型的隊(duì)列研究中發(fā)現(xiàn)，與普通人相比，膿毒癥患者心力衰竭的發(fā)生HR為3.40，另外一項(xiàng)隊(duì)列研究[23]同樣發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)果，即膿毒癥患者發(fā)生心力衰竭的風(fēng)險(xiǎn)明顯增加(HR=1.62，95%CI1.39～1.95)。此外，一項(xiàng)納入了25項(xiàng)隊(duì)列研究的薈萃分析[24]的結(jié)果顯示，膿毒癥患者與心力衰竭的發(fā)生密切相關(guān)(HR=1.65，95%CI1.46～1.86)。這些結(jié)果與本研究結(jié)果類似，均表明了膿毒癥和心力衰竭之間的因果關(guān)系，然而不同的是，這些觀察研究是從表型上判斷，而本研究則是從先天的基因方面判斷了二者之間的關(guān)系。

膿毒癥導(dǎo)致心力衰竭發(fā)生的確切機(jī)制目前并不清楚，但有研究推測(cè)這可能是多種因素共同作用的結(jié)果。如有研究者[25]推測(cè)，可能是由于膿毒癥導(dǎo)致體內(nèi)炎癥的失控，進(jìn)而引起的促炎細(xì)胞因子、趨化因子和其他炎癥介質(zhì)的產(chǎn)生，如白介素-1、白介素-6等炎癥因子增加與腫瘤壞死因子高水平表達(dá)可抑制心肌功能。且炎癥還能通過促進(jìn)某些心肌細(xì)胞抑制分子如一氧化氮以及一系列其他因子(如內(nèi)毒素、細(xì)胞因子、血小板活化因子、活性氧分子等)，進(jìn)一步導(dǎo)致心肌功能的障礙。此外，炎癥反應(yīng)還可以激活血小板表面受體和損傷血管內(nèi)皮促進(jìn)血小板的活化，而活化的血小板會(huì)進(jìn)一步釋放大量細(xì)胞因子，調(diào)節(jié)中性粒細(xì)胞向炎癥部位聚集，進(jìn)一步加劇炎癥反應(yīng)損傷器官組織，介導(dǎo)心力衰竭的發(fā)生[25]。

與觀察性研究不同的是，這項(xiàng)研究具有幾項(xiàng)優(yōu)勢(shì)。首先，本研究主要使用了大樣本的全基因組關(guān)聯(lián)研究，能夠更好地對(duì)心力衰竭事件進(jìn)行全面分析。其次，還額外使用了其他的幾種方法，且結(jié)果保持一致。然而，本研究還具有一定的局限性。研究對(duì)象僅局限于歐洲血統(tǒng)的人群，雖然可以減少人口分層引起的偏倚，但無法證明其在其他種族的人群中適用。與所有的MR研究一樣，本研究不能解決未觀察到的多效性，因此結(jié)果可能會(huì)存在偏差。