脂肪肝的血清生化指標(biāo)因子計(jì)量診斷研究

謝 敏，高 超

（常德職業(yè)技術(shù)學(xué)院附屬第二醫(yī)院，湖南常德 415000）

脂肪肝的診斷方法，目前主要為臨床診斷，難以用于人群大規(guī)模脂肪肝的普查；作為疾病的計(jì)量診斷，有周慎等[1]采用最大似然判別法進(jìn)行中風(fēng)后遺癥中醫(yī)證候的計(jì)量診斷研究、袁肇凱等[2]用Fisher判別函數(shù)法進(jìn)行冠心病中醫(yī)證候臨床實(shí)驗(yàn)指標(biāo)的計(jì)量診斷研究、朱文鋒[3]常見癥狀的計(jì)量診病研究的報(bào)道，但未見脂肪肝計(jì)量診斷的報(bào)道。筆者思量，若能利用肝功能檢查結(jié)果進(jìn)行脂肪肝的篩選，找出脂肪肝的高危人群，并有針對性地進(jìn)行干預(yù)，則對控制人群脂肪肝的發(fā)生具有重大意義；為此，試以常德市武陵區(qū)老年體檢肝功能資料為依據(jù)，采用因子計(jì)量診斷法對脂肪肝進(jìn)行了計(jì)量診斷研究[4]，其方法結(jié)果如下：

1 資料與方法

1.1 資料來源

以常德市2008年老年健康體檢資料數(shù)據(jù)齊全的538名對象的患脂肪肝與否及血清生化指標(biāo)數(shù)據(jù)為分析用資料。538名對象中，脂肪肝者150名，非脂肪肝388名；男339名，女199名；年齡（57.1786±9.56162）歲；肝功能血清生化指標(biāo)包括三酰甘油（X1）、總膽固醇（X2）、高密度脂蛋白（X3）、低密度脂蛋白（X4）、谷丙轉(zhuǎn)氨酶（X5）、谷草轉(zhuǎn)氨酶（X6）、纖維蛋白原（X7）。

1.2 資料分析

先令患脂肪肝者為“1”、未患脂肪肝者為“0”，然后用SPSS軟件對患脂肪肝與否和上述7個(gè)血清生化指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)離差變換，并計(jì)算此8個(gè)指標(biāo)（標(biāo)準(zhǔn)化變量）兩兩間的相關(guān)系數(shù)；再選與患脂肪肝與否相關(guān)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的標(biāo)準(zhǔn)化變量，定入選水準(zhǔn)α=0.05、剔除水準(zhǔn)α=0.01，做以患脂肪肝與否為應(yīng)變量、選入的各血清生化指標(biāo)為自變量的標(biāo)準(zhǔn)化變量的逐步回歸分析，篩選自變量；最后對進(jìn)入逐步回歸方程的各標(biāo)準(zhǔn)化變量進(jìn)行因子分析，從專業(yè)的角度解釋各公因子，建立因子回歸方程、計(jì)算各對象因子得分計(jì)量值、令因子計(jì)量值≥0者為脂肪肝、＜0者為非脂肪肝，并以臨床診斷為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行因子計(jì)量診斷[1]與篩檢方法的真實(shí)性評價(jià)。

2 結(jié)果

2.1 標(biāo)準(zhǔn)化變量的逐步回歸模型

進(jìn)入標(biāo)準(zhǔn)化變量逐步回歸方程的自變量依次為谷丙轉(zhuǎn)氨酶（X5′）、三酰甘油（X1′）、低密度脂蛋白（X4′）、纖維蛋白原（X7′）；逐步回歸模型的決定系數(shù)為 0.250、F=44.384、P=0.000。

2.2 入選標(biāo)準(zhǔn)化變量的因子分析

2.2.1 各公因子的方差貢獻(xiàn) 患脂肪肝與否（Y′）與進(jìn)入逐步回歸方程的4個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化自變量（Xi）的因子分析，在定因子個(gè)數(shù)為4的情況下，各公因子的方差貢獻(xiàn)見表1。

2.2.2 各指標(biāo)于公因子的載荷 做因子分析的上述5個(gè)指標(biāo)于4個(gè)公因子上的載荷見表2。

表1 4個(gè)公因子的方差貢獻(xiàn)率

2.2.3 各公因子的專業(yè)解釋 自表2看來，第一公因子主要支配 X5′和 Y′，可解釋為肝臟功能；第二公因子主要支配 X1′，可解釋為三酰甘油水平；第三公因子主要支配X7′，可解釋為凝血機(jī)制；第四公因子主要支配X4′，可解釋為低密度脂蛋白水平。

2.2.4 因子得分的回歸模型 用SPSS自動生成的各對象的于各公因子的得分為自變量、Y′為應(yīng)變量建立一般因子回歸模型，其復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.833、確定系數(shù)為0.694、調(diào)整確定系數(shù)為0.691、F=301.778、P=0.000；其因子得分回歸方程的工作式為：

表2 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷

式中 g1、g2、g3、g4為第一、第二、第三、第四公因子得分（按此式計(jì)算的結(jié)果為標(biāo)準(zhǔn)化應(yīng)變量Y′）

其回歸系數(shù)及其t檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

2.2.5 計(jì)算因子系數(shù)與因子計(jì)量值 本資料計(jì)算各對象因子得分的因子系數(shù)見表5。個(gè)人因子得分計(jì)量值=Σ因子得分系數(shù)·i標(biāo)化指標(biāo)j；其中因子得分系數(shù)由SPSS軟件自動生成，標(biāo)化指標(biāo)即分別為谷丙轉(zhuǎn)氨酶、三酰甘油、纖維蛋白原、低密度脂蛋白標(biāo)準(zhǔn)化正態(tài)離差；分別依次上四指標(biāo)的實(shí)測值及其均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差，其值見表4。

表3 各公因子得分的回歸系數(shù)及其t檢驗(yàn)結(jié)果

表4 本資料4個(gè)指標(biāo)的均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差

表5 計(jì)算因子得分的因子系數(shù)

2.3 因子計(jì)量診斷結(jié)果

以臨床診斷為標(biāo)準(zhǔn)的因子計(jì)量診斷結(jié)果見表6。

表6 因子計(jì)量診斷與臨床診斷結(jié)果比較

2.4 真實(shí)性與收益評價(jià)

靈敏度=68.00% 特異度=75.00% 漏診率=32.00%誤診率=25.00%

+LR=2.72 -LR=0.43 準(zhǔn)確度=73.05% 陽性預(yù)測值=51.26%

陰性預(yù)測值=85.84%

3 討論

3.1 本法的診斷依據(jù)

本法診斷的依據(jù)是基于原資料經(jīng)因子分析所提取的公因子——肝功能、三酰甘油、纖維蛋白原和低密度脂蛋白三者的表現(xiàn)值（標(biāo)準(zhǔn)化值即前述的uj）。從其對脂肪肝的方差貢獻(xiàn)達(dá)88.920%，因子回歸模型的復(fù)相關(guān)系數(shù)達(dá)0.833、確定系數(shù)達(dá)0.694、F=301.778、P=0.000來看，可認(rèn)為其診斷依據(jù)是可靠和可信的。

3.2 本法診斷的實(shí)用性

從篩檢方法應(yīng)用要求的角度來看，本法似乎并不理想（特異度低、誤診率高、符合率低）。從實(shí)際應(yīng)用角度來看，筆者認(rèn)為，若從篩選脂肪肝高危人群以便進(jìn)行干預(yù)的目的出發(fā)來考量，仍有應(yīng)用意義。其理由有二：①靈敏度、陽性似然比、陰性預(yù)測值均高，且誤診率高一點(diǎn)不但不會導(dǎo)致對象的健康危害反而，有益（被誤診的人多為上述指標(biāo)表現(xiàn)值接近臨界值的人，更多的這樣的人接受干預(yù)對他們本人有益無害）；②對象自己即可診斷，稍有文化的人，肝功能化驗(yàn)結(jié)果出來后，對象本人即可按條目2.2.5介紹的計(jì)算個(gè)人因子得分，若≥0即可判定為自己脂肪肝。

3.3 本法應(yīng)用的優(yōu)缺點(diǎn)

3.3.1 優(yōu)點(diǎn) 應(yīng)用本法的優(yōu)點(diǎn)有四：①成本低，做一個(gè)肝功能檢查花不了多少錢；②對象本人自己可以根據(jù)肝功能結(jié)果進(jìn)行診斷；③可用于大規(guī)模人群篩選；④方法陽性率高而漏診率低，適于篩選高危人群以便進(jìn)行干預(yù)。

3.3.2 缺點(diǎn) 資料分析方法非常復(fù)雜，需懂統(tǒng)計(jì)學(xué)方法原理的人才能建模，且本資料的研究對象為47歲以上的人，不適用從年輕人群中篩選脂肪肝高危者。

[1]周慎,周重余.最大似然判別法對中風(fēng)后遺癥中醫(yī)證候的計(jì)量診斷研究[J].上海中醫(yī)藥大學(xué)學(xué)報(bào),2009,21(4):26-29.

[2]袁肇凱,田松,李杰,等.冠心病中醫(yī)證候臨床實(shí)驗(yàn)指標(biāo)的計(jì)量診斷研究[J].湖南中醫(yī)藥大學(xué)學(xué)報(bào),2005,25(4):26-29.

[3]朱文鋒.常見癥狀的計(jì)量診病[J].遼寧中醫(yī)雜志,2002,29（3）:142.

[4]黃正南.醫(yī)用多因素分析[M].3版.長沙:湖南科學(xué)技術(shù)出版社,1995:219-244.