25羥維生素D與中國人群糖尿病腎病進展風險相關性的Meta分析

杜淵 ，蔣宏偉，李春慶 ，謝燕

1.江南大學附屬醫院腎內科，江蘇 無錫 214041；2.蘇州大學第一附屬醫院老年科，江蘇 蘇州 215006

糖尿病腎病(diabetic nephropathy，DN)是糖尿病患者最常見的慢性微血管并發癥之一，是終末期腎病的主要原因，隨著糖尿病發病率的增長，DN呈現出全球快速增加的趨勢[1]。白蛋白尿是DN的主要臨床特點。

DN 的發病機制復雜，炎癥、血流動力學、氧化應激等多種因素均可能與其有關[2]。探索影響DN 發生發展的相關因素，對于預防和干預DN 的進展有重要意義。近年來有研究指出，維生素D的血清濃度降低與糖尿病相關，并且可能是糖尿病微血管并發癥發生發展的重要因素[3-5]。國內外學者針對維生素D與DN之間的關系開展了一些研究，但由于受研究對象的種族差異、樣本量不同等多種因素的限制，研究結果并不一致[6-7]。本研究旨在以中國人群的2型糖尿病腎病(T2DN)為研究對象，通過檢索文獻，對現有所能涉及到的病例-對照研究的結果進行系統評價和Meta 分析，以探討血清25 羥維生素D [25(OH)D]水平與DN風險的相關性，為中國人群DN 的病情評估和防治提供循證醫學依據。

1 資料與方法

1.1 文獻納入和排除標準 納入標準：(1)國內外公開發表的分析血25(OH)D 與糖尿病腎病相關性的病例-對照研究；(2)全部病例均符合1999WHO糖尿病診斷標準及Mogensen糖尿病腎病標準或2009ADA糖尿病診治指南標準，微量白蛋白尿：尿白蛋白排泄率(UAER)30～300 mg/24 h或20～200 μg/min，或尿白蛋白/肌酐比值(UACR)30～300 mg/g；大量白蛋白尿：UAER ＞300 mg/24 h或＞200 μg/min，或UACR＞300 mg/g；(3)所有病例均為中國國籍，不受年齡和民族限制，有完整的臨床資料，抽血前均未經活性維生素D 治療；(4)中文或英文文獻，對于重復發表的文獻，選擇樣本例數多的一篇作為研究對象。排除標準：(1)未提供病例及正常對照來源；(2)病例診斷標準不明確；(3)年齡＜18周歲的患者；(4)活動性感染、嚴重的心血管疾病、腫瘤、肝病、妊娠、胃腸疾病、含維生素D的復合維生素藥物，GFR＜10 mL/min 或需要透析治療患者；(5)動物實驗；(6)僅有摘要而未找到全文的文獻、個案報道、綜述。

1.2 文獻檢索策略 計算機檢索PubMed、EM-base、中國知網數據庫(CNKI)、維普中文科技期刊數據庫(VIP)、萬方數據，搜集國內外公開發表的關于中國人群25(OH)D與DN相關性的所有病例-對照研究，檢索時間均為建庫至2019 年10 月30 日。并輔以人工查詢專業期刊、學術會議論文集等。納入文獻均根據引文追溯相關文獻，提高文獻檢索范圍。采用主題詞和自由詞相結合的方式進行檢索。中文檢索詞包括：25 羥維生素D，糖尿病腎病，糖尿病腎臟?。挥⑽臋z索詞包括：25-hydroxyvitamin D，diabetic nephropathies，diabetic kidney disease。

1.3 文獻資料提取和質量評價 由兩位研究人員獨立提取，通過閱讀文獻標題和摘要進行初篩，再對初篩的文獻通過閱讀全文進行二次篩選，最終根據入選標準決定文獻是否被納入文獻；并交叉核對，如遇分歧，則咨詢第三方協助判斷。資料提取內容主要包括：(1)納入研究的基本信息，包括文獻題目、第一作者、發表年限等；(2)研究對象的基線特征，包括各組的樣本數、患者的年齡、性別，以及血清25(OH)D值等；(3)質量評價，本研究采用紐卡斯爾-渥太華量表(NOS)[8]，從研究人群選擇、組間可比性、暴露因素的測量等3個方面8個條目，對納入研究的偏倚風險進行比較，最高分為9分，＜5分為低質量文獻。

1.4 統計學方法 采用Stata12.0 軟件進行Meta分析。連續變量采用均數差(SMD)為效應指標，各效應量均給出其點估計值和95%置信區間(CI)，P≤0.05為差異有統計學意義；納入研究結果間的異質性采用χ2檢驗(檢驗水準為α=0.1)，同時結合I2定量判斷異質性的大小，若P≥0.1，I2≤50%時，認為各研究結果間異質性無統計學差異，則采用固定效應模型進行Meta 分析；若P＜0.1，I2＞50%時，認為各研究結果間異質性存在統計學差異，采用隨機效應模型來進行Meta分析。用敏感性分析來對研究結果的穩定性和可靠性進行求證，潛在的發表偏倚采用Begg檢驗和Egger檢驗進行分析，P≤0.05為差異具有統計學意義。

2 結果

2.1 文獻檢索結果 共檢出相關文獻402 篇，經剔重、初篩后獲得47 篇文獻，通過閱讀全文后最終納入13篇文獻[9-21]，均為中文文獻，包括2 335例樣本，其中，糖尿病大量白蛋白尿(MA)組368 例，糖尿病微量白蛋白尿(MI)組759例，單純糖尿病(NO)組721例，健康對照(CN)組487例，文獻篩選流程及結果見圖1。

圖1 Meta分析流程圖

2.2 納入文獻基本特征和質量評價 納入文獻類型均為病例-對照研究，研究對象均為中國國籍，各文獻經NOS 質量評價后，得分為5～8 分，納入文獻質量在中等以上(見表1)。

表1 納入研究基本信息和質量評價

2.3 Meta分析結果

2.3.1 糖尿病微量白蛋白尿患者的血清25(OH)D表達

2.3.1.1 MI 組與 CN 組血清 25(OH)D 比較 有 9個研究[11-16,18,20-21]進行了 MI 和 CN 的比較，其中 MI 組470 例，CN 組 436 例，異質性分析結果顯示 Q=76.13，I2=89.5%，P＜0.01，故采用隨機效應模型分析；與CN者比較，MI 患者的血清25(OH)D 水平顯著降低(SMD=-2.02，95%CI：-2.55～-1.48，Z=7.42，P＜0.01)，見圖2。

圖2 MI和CN組血清25(OH)D的Meta分析森林圖

2.3.1.2 MI組與NO組血清25(OH)D比較 有12個研究[9-16,18-21]進行了MI和NO的比較，其中MI組596例，NO 組 721 例，異質性分析結果顯示 Q=15.21，I2=27.7%，P＜0.173，故采用固定效應模型；與NO者比較，MI 患者的血清25(OH)D 水平顯著降低(SMD=-0.66，95%CI：-0.77～-0.55，Z=11.41，P＜0.01)，見圖3。

圖3 MI和NO組血清25(OH)D的Meta分析森林圖

2.3.2 糖尿病大量白蛋白尿患者的血清25(OH)D表達

2.3.2.1 MA組與CN組血清25(OH)D比較 有7個研究[11-12,14,16,18,20-21]進行了MA和CN的比較，其中MA組261例，CN組356例，異質性分析結果顯示Q=94.76，I2=93.7%，P＜0.01，故采用隨機效應模型；與CN者比較，MA患者的血清25(OH)D水平顯著降低(SMD=-3.35，95%CI：-4.39～-2.31，Z=6.31，P＜0.01)，見圖4。

2.3.2.2 MA 組與 NO 組血清 25(OH)D 比較 有10個研究[9-12,14,16,18-21]進行了MA和NO的比較，其中MA組339例，NO組596例，異質性分析結果顯示Q=87.37，I2=89.7%，P＜0.05，故采用隨機效應模型；與NO者比較，MA 患者的血清25(OH)D 水平顯著降低(SMD=-2.08，95%CI：-2.63～-1.53，Z=7.40，P＜0.01)，見圖5。

圖4 MA和CN組血清25(OH)D的Meta分析森林圖

圖5 MA和NO組血清25(OH)D的Meta分析森林圖

2.3.3 血清25(OH)D水平與糖尿病腎病臨床進展的關系 有11個研究[9-12,14,16-21]觀察了MA和MI的25(OH)D水平差異，其中 MA 組 368 例，MI 組 649 例，異質性分析結果顯示Q=53.75，I2=81.4%，P＜0.01，故采用隨機效應模型；與 MI 患者比較，MA 患者的血清 25(OH)D 水平顯著降低(SMD=-1.24，95%CI：-1.60～-0.89，Z=6.87，P＜0.01)，見圖6。

2.3.4 敏感性分析 對各組采用逐一排除單個研究的方法進行敏感性分析，結果顯示，在排除前后，其合并的SMD值及95%CI的結果在各組的所有研究人群中并未受到明顯影響，差異無統計學意義，說明上述Meta分析穩定性好，結果較為可靠(圖7～圖11)。

圖6 MA和MI組血清25(OH)D的Meta分析森林圖

圖7 MI和CN組敏感性分析

圖8 MI和NO組敏感性分析

圖9 MA和CN組敏感性分析

圖10 MA和NO組敏感性分析

圖11 MA和MI組敏感性分析

2.3.5 發表偏倚 各組合并效應量的發表偏倚分析均無觀察到有統計學差異。MI 組vs CN 組：Begg"s test，P=0.118，Egger"s test，P=0.091，見圖12；MI組vs NO組：Begg"s test，P=0.451，Egger"s test，P=0.312，見圖 13；MA 組 vs CN 組：Begg"s test，P=0.132，Egger"s test，P=0.108，見圖14；MA 組vs NO 組：Begg"s test，P=0.11，Egger"s test，P=0.36; 見圖 15；MA 組 vs MI 組：Begg"s test，P=0.143，Egger"s test，P=0.304，見圖16。

圖12 MI和CN組發表偏倚分析

圖13 MI和NO組發表偏倚分析

圖14 MA和CN組發表偏倚分析

圖15 MA和NO組發表偏倚分析

圖16 MA和MI組發表偏倚分析

3 討論

維生素D (VD)是人體內一種類固醇性維生素，主要參與機體的鈣磷代謝。雖然VD 的活性形式為1,25-二羥維生素D3[1,25(OH)2D3]，但其在體內代謝速度較快，導致檢測結果不穩定，而VD的中間代謝產物25-羥維生素D3[25(OH)D]，則具有體內半衰期長、血濃度穩定的特點，是目前臨床上評估體內維生素D儲存狀態的較為可靠的指標[22-23]。

美國第三次全國健康與營養調查研究隊列(NHANES III)結果顯示，人群尿微量白蛋白的增加與血25(OH)D的降低相關[24]，此后，有多項研究還發現血清VD水平降低或缺乏與胰島素抵抗[25]、糖尿病及DN有一定關系[3-4,26-27]，但這種相關性，在非西班牙裔黑人中，卻未被證實[6,22]。25(OH)D 在中國人群DN 中的代謝水平以及其與DN患病和進展風險的相關性究竟如何？目前尚缺乏Meta分析的結論。

本Meta 分析結果顯示，在中國人群的DN 中，血清25(OH)D 的含量顯著低于健康體檢人群和單純糖尿病患者，低25(OH)D 血癥與中國人群DN 的患病相關，且隨著白蛋白尿程度的加重，血清25(OH)D 水平逐漸降低，表明25(OH)D 與DN 的進展風險負相關。本結果提示，血清25(OH)D 可以作為DN 的早期篩查指標及DN進展的逆預測因子。

DN的血清25(OH)D降低，可能與以下機制有關：近端腎小管25(OH)D 再攝取下降：正常情況下，腎小球濾過的25(OH)D是通過近端腎小管的再攝取來減少其丟失的[28-30]，白蛋白尿可以干擾這一生理過程，增加VD的排出[31]，從而導致血VD的不足。VD結合蛋白的減少：VD的轉運需要VD結合蛋白的參與，兩者的結合才能完成VD的轉運，而后者受血漿蛋白水平的影響較大，DN患者因長期蛋白尿特點，容易引起低蛋白血癥，從而減少VD結合蛋白水平，影響VD的儲備[32]。

本研究也存在一定的局限性：(1)納入的研究均為中文文獻，無英文文獻，且個別文獻的樣本量偏少，這些局限性可能會產生一定的偏倚；(2)盡管對納入標準進行了統一，但仍然看到某些分組資料存在一定的異質性，通過閱讀文獻，考慮異質性可能來自于糖尿病病程長短、樣本量和研究質量等因素。

綜上，本研究顯示血清25(OH)D 在中國人群的T2DN 中普遍降低，并且和尿白蛋白嚴重程度負性相關，低25(OH)D 血癥是中國人群DN 進展風險的有利預測因子。檢測血清25(OH)D有助于DN的早期篩選和進展評估。受納入研究數量及文獻質量限制，上述結論尚需更多的高質量、大樣本的研究加以驗證。