崔 寧，趙文曉，韓冰冰，季旭明，高 潔，韓 旭，王世軍

(1．山東中醫(yī)藥大學(xué)基礎(chǔ)醫(yī)學(xué)院，濟(jì)南 250355;2．山東中醫(yī)藥大學(xué)護(hù)理學(xué)院，濟(jì)南 250355; 3．山東中醫(yī)藥大學(xué)國際教育學(xué)院，濟(jì)南 250355)

基于因子分析的大鼠脾虛水濕不化模型評價(jià)研究*

崔 寧1，趙文曉2，韓冰冰1，季旭明1，高 潔1，韓 旭1，王世軍3△

(1．山東中醫(yī)藥大學(xué)基礎(chǔ)醫(yī)學(xué)院，濟(jì)南 250355;2．山東中醫(yī)藥大學(xué)護(hù)理學(xué)院，濟(jì)南 250355; 3．山東中醫(yī)藥大學(xué)國際教育學(xué)院，濟(jì)南 250355)

目的:探討采用因子分析對脾虛水濕不化大鼠模型進(jìn)行評價(jià)。方法:采用高脂低蛋白飲食+負(fù)重游泳復(fù)合因素誘導(dǎo)6周，建立脾虛水濕不化大鼠模型，檢測一般狀況、自主活動(dòng)、胃排空率、水負(fù)荷指數(shù)等指標(biāo)，運(yùn)用因子分析進(jìn)行模型綜合評價(jià)。結(jié)果:“水液運(yùn)化”因子、“蛋白和血脂”因子、“一般狀況”因子和“胃腸功能”因子為脾虛水濕不化證的主要影響因子，累積貢獻(xiàn)率達(dá)82.97%，構(gòu)建了脾虛水濕不化模型綜合評價(jià)函數(shù)。結(jié)論:因子分析可以對脾虛水濕不化模型進(jìn)行綜合評價(jià)，是適宜中醫(yī)動(dòng)物模型的評價(jià)方法。

脾虛水濕不化;因子分析;評價(jià)

中醫(yī)證候動(dòng)物模型的評價(jià)一直是中醫(yī)實(shí)驗(yàn)研究中備受關(guān)注的熱點(diǎn)問題。隨著各種檢測技術(shù)的發(fā)展，動(dòng)物模型可采集到的指標(biāo)數(shù)據(jù)信息已經(jīng)十分龐大，如何正確處理這些信息，闡釋各指標(biāo)的相互關(guān)系及其對模型的貢獻(xiàn)，是模型評價(jià)的關(guān)鍵。中醫(yī)動(dòng)物模型的評價(jià)以往主要采用單因素評價(jià)方法，如t檢驗(yàn)、方差分析、χ2檢驗(yàn)等，通過對造模后模型組與對照組各個(gè)指標(biāo)分別進(jìn)行比較分析，以反映模型的情況，但缺乏模型的整體綜合評價(jià)［1］。因子分析(factor analysis)由Charles Spearman于1904年首次提出，通過研究多個(gè)變量間的內(nèi)部依賴關(guān)系，使用少數(shù)幾個(gè)潛在的不能觀察到的隨機(jī)變量(稱為公因子)來反映原資料的大部分信息，是一種化繁為簡的降維處理方法［2］。本研究探索運(yùn)用因子分析方法，分析影響脾虛水濕不化證的主要因素，并采用因子綜合得分量化評價(jià)模型，為脾虛水濕不化的研究提供客觀定量的科學(xué)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 動(dòng)物

SPF級(jí)4周齡Wistar大鼠16只，體質(zhì)量(150± 20)g，雌雄各半，購自北京維通利華試驗(yàn)動(dòng)物技術(shù)有限公司(許可證編號(hào)SCXK(京)2012-0001)，于IVC獨(dú)立送回風(fēng)凈化籠飼養(yǎng)。

1.2 儀器

RT-2100C型多功能全自動(dòng)酶標(biāo)儀(深圳雷杜公司);YLS-1B多功能大鼠自主活動(dòng)記錄儀(山東省醫(yī)學(xué)科學(xué)院);Olympus AU5400型全自動(dòng)生化分析儀(日本)。

1.3 試劑

藍(lán)色葡聚糖2000(DB-2000)(批號(hào)17036001)，北京鼎國昌盛生物技術(shù)有限責(zé)任公司;D-木糖測試盒(批號(hào)20130702)，南京建成生物工程研究所;大鼠胃泌素酶聯(lián)免疫檢測試劑盒，進(jìn)口分裝，北京方程生物公司。

1.4 動(dòng)物模型的建立

大鼠適應(yīng)性飼養(yǎng)3 d后隨機(jī)分為2組，每組8只，模型組給予高脂低蛋白飼料(氯化膽堿0.2%，蛋氨酸0.3%，淀粉15%，蔗糖50%，纖維素5%，酪蛋白20%，玉米油5%，多礦3.5%，多維1%)，每日下午以10%體質(zhì)量負(fù)重游泳至力竭，連續(xù)6周;對照組給予正常飼料(AIN-76A純化飼料)。

1.5 一般狀況評價(jià)方法

參照《中醫(yī)濕病學(xué)》、《中藥治療脾虛證的臨床研究指標(biāo)原則》［3-4］，經(jīng)專家討論審議，擬定脾虛水濕不化一般狀況評分表，評價(jià)大鼠的一般狀況，評分增加提示癥狀加重。

表1 脾虛水濕不化一般狀況評分表

1.6 自主活動(dòng)檢測

大鼠自主活動(dòng)記錄儀檢測記錄10 min內(nèi)大鼠活動(dòng)數(shù)。

1.7 胃排空率和小腸推進(jìn)率檢測

2%DB-2000灌胃0.4 ml/只，于分光光度計(jì)620 nm處測吸光度值，胃排空率(%)=1-A1/A2(A1:胃內(nèi)DB-2000吸光度值，A2:基準(zhǔn)DB-2000吸光度值)。量取幽門括約肌至色素最前端距離，以及幽門括約肌至盲腸距離。小腸推進(jìn)率=小腸內(nèi)色素推進(jìn)距離/全小腸長度×100%。

1.8 胃泌素和尿D-木糖排泄率測試

按大鼠胃泌素酶聯(lián)免疫檢測試劑盒和D-木糖試劑盒說明書進(jìn)行測試。

1.9 血清蛋白和血脂檢測

采用全自動(dòng)生化分析儀檢測總蛋白、白蛋白、總膽固醇、高密度脂蛋白膽固醇(HDL-C)和低密度脂蛋白膽固醇(LDL-C)。

1.10 水負(fù)荷實(shí)驗(yàn)

參照文獻(xiàn)［5-7］具體方法:室溫控制在25℃條件下進(jìn)行，禁食12 h后，稱量體質(zhì)量作為正常對照值，然后每只大鼠腹腔注射10%體質(zhì)量的生理鹽水，稱量0時(shí)、1時(shí)、2時(shí)、4時(shí)、6時(shí)體質(zhì)量及尿量，期間禁食禁水。水負(fù)荷差值=水負(fù)荷后體質(zhì)量－水負(fù)荷前體質(zhì)量，繪制水負(fù)荷曲線圖，計(jì)算6 h水負(fù)荷曲線下面積為水負(fù)荷指數(shù)。由于實(shí)驗(yàn)觀察期內(nèi)禁食禁水，室溫控制在25℃條件下進(jìn)行，因此水負(fù)荷指數(shù)越大表明水潴留越嚴(yán)重。

1.11 實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)預(yù)處理

表2顯示，對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理并分析變量。

表2 脾虛水濕不化大鼠模型變量標(biāo)識(shí)表

1.12 因子分析方法

因子分析采用SPSS 21.0軟件實(shí)現(xiàn)，主成分法(principal factor)估計(jì)因子負(fù)荷，對因子軸采用方差最大正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，用回歸法估計(jì)旋轉(zhuǎn)后各因子得分，以各公因子的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重，由各公因子的線性組合得到綜合評價(jià)函數(shù)，采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較對照組和模型組綜合得分。綜合評價(jià)函數(shù)為:

式中，wi為各公因子的方差貢獻(xiàn)率，F(xiàn)i為各公因子。

2 結(jié)果

2.1 KMO檢驗(yàn)和Bartlett球型檢驗(yàn)結(jié)果

本研究中 KMO檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為0.505＞0.5，Bartlett球型檢驗(yàn)P=0.000＜0.001，說明待分析變量間相關(guān)性較高，相關(guān)矩陣是單位陣，適合進(jìn)行因子分析。

表3 脾虛水濕不化模型因子分析主成分表

2.2 主成分法提取公因子

以特征值大于1作為公因子提取條件，提取4個(gè)公因子。表3顯示，4個(gè)公因子的方差累積貢獻(xiàn)率達(dá)到82.97%，說明公因子對變量的解釋能力較強(qiáng)，能夠比較全面地反映大鼠脾虛水濕不化狀況。載荷系數(shù)反映公因子與變量之間的相關(guān)性，載荷系數(shù)越大，變量與相應(yīng)公因子關(guān)系越密切。表4顯示，因子1在水負(fù)荷指數(shù)、尿量、胃排空率、總膽固醇、LDL-C上載荷較大，稱為“水液運(yùn)化”因子;因子2在總蛋白、白蛋白、HDL-C上載荷較大，稱為“蛋白和血脂”因子;因子3在一般狀況評分、自主活動(dòng)、體質(zhì)量上載荷較大，稱為“一般狀況”因子;因子4在小腸推進(jìn)率、D-木糖排泄率、Gas上載荷較大，稱為“胃腸功能”因子。由方差貢獻(xiàn)率可知，各公因子的重要性依次為因子1＞因子2＞因子3＞因子4，旋轉(zhuǎn)后因子間相互獨(dú)立。

表4 脾虛水濕不化模型各變量及因子載荷

2.3 脾虛水濕不化模型各因子得分

根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣，得出各公因子得分模型，表達(dá)式如下:因子1=0.075X1－0.196X2－0.080X3－0.064X4－0.220X5－0.021X6－0.022X7－0.347X8+0.356X9－0.171X10－0.127X11－0.195X12－0.039X13－0.133X14;因子2=0.143X1－0.100X2+0.062X3+0.007X4+0.289X5－0.169X6+0.121X7+0.084X8－0.152X9+0.257X10+0.270X11+0.006X12+0.356X13－0.099X14;因子3=－0.337X1+0.539X2+0.013X3+0.083X4－0.269X5+0.007X6－0.223X7+0.172X8－0.151X9－0.012X10－0.007X11－0.178X12+0.044X13－0.191X14;因子4=－0.186X1－0.022X2+0.093X3+0.145X4－0.159X5+0.466X6+0.320X7－0.103X8+ 0.116X9+ 0.123X10+ 0.062X11+ 0.235X12－0.287X13+0.282X14。

2.4 脾虛水濕不化模型綜合評價(jià)

以各公因子的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)數(shù)，建立因子分析綜合評價(jià)函數(shù)并計(jì)算綜合得分。綜合得分越低，表明脾虛水濕不化狀況越嚴(yán)重。對照組綜合得分為(0.48±0.17)，模型組綜合得分為(－0.48± 0.15)。與對照組比較，模型組綜合得分顯著降低(t =11.887，P=0.000)，表明模型組造模成功。脾虛水濕不化綜合評價(jià)函數(shù)為:F=24．350% ×因子1 +24．250% ×因子 2+18．806% ×因子 3+ 15.568% ×因子4/82．974%。

3 討論

中醫(yī)證候是一個(gè)非線性的多維、多階復(fù)雜巨系統(tǒng)［8］，相應(yīng)的動(dòng)物模型亦表現(xiàn)為全身多系統(tǒng)多指標(biāo)的變化。如何從龐雜的變化中提取出最核心、最關(guān)鍵、最具權(quán)重意義的指標(biāo)，同時(shí)又保持模型的性質(zhì)和特點(diǎn)，是中醫(yī)動(dòng)物模型研究中的關(guān)鍵問題。以往中醫(yī)證候模型的評價(jià)，多基于研究者的經(jīng)驗(yàn)判斷或是基于研究小組內(nèi)部擬定的判斷標(biāo)準(zhǔn)，缺乏充足的數(shù)據(jù)支持與理論依據(jù)［9］。從評價(jià)方法上看，中醫(yī)證候動(dòng)物模型的評價(jià)目前主要運(yùn)用單一指標(biāo)或平均化地運(yùn)用指標(biāo)群來表征，多采用單因素分析方法，而中醫(yī)證候動(dòng)物模型的數(shù)據(jù)具有自變量多及共線性、非線性和非正態(tài)分布等特點(diǎn)，傳統(tǒng)的線性方法并不適用，單因素分析也無法綜合全面反映中醫(yī)動(dòng)物模型的特征［1－8］。

近年來，有學(xué)者探討采用多元統(tǒng)計(jì)分析方法進(jìn)行中醫(yī)動(dòng)物模型的評價(jià)。金銳等［10］運(yùn)用信息熵理論對糖皮質(zhì)激素誘導(dǎo)的中醫(yī)陽虛或陰虛證候動(dòng)物模型進(jìn)行評價(jià);陳雷等［11］運(yùn)用模糊數(shù)學(xué)的模糊模式識(shí)別方法對中醫(yī)證候動(dòng)物模型進(jìn)行評價(jià)，都取得了較好的效果。多元統(tǒng)計(jì)分析方法是從經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)中發(fā)展起來的一個(gè)重要分支，是定量分析事物間復(fù)雜關(guān)系的一種綜合的數(shù)理統(tǒng)計(jì)學(xué)方法，可以用于探討高維數(shù)據(jù)的內(nèi)在規(guī)律。因子分析也是一種多元統(tǒng)計(jì)分析方法，主要利用“降維”的方法簡化變量的維數(shù)與結(jié)構(gòu)，尋找提取具有高度相關(guān)的原始指標(biāo)信息的隱變量(公因子)，給它們以恰當(dāng)?shù)膶I(yè)解釋，從而由表及里地揭示人與生物現(xiàn)象的本質(zhì)［12-13］。因子分析在處理自變量多、變量間存在嚴(yán)重多重共線性問題方面具有獨(dú)特的優(yōu)勢，與中醫(yī)研究較為切合。國內(nèi)有學(xué)者張琴、劉國萍等將因子分析用于臨床研究，對中醫(yī)證候和生命質(zhì)量采用因子分析進(jìn)行評價(jià)，取得了較好的效果［13-17］36。

本研究采用因子分析綜合評價(jià)脾虛水濕不化中醫(yī)證候模型，探索適宜中醫(yī)動(dòng)物模型的評價(jià)方法。結(jié)果表明，通過因子分析提取脾虛水濕不化證的主要影響因子，“水液運(yùn)化”因子、“蛋白和血脂”因子、“一般狀況”因子和“胃腸功能”因子可以綜合全面地反映模型脾虛水濕不化狀況，累積貢獻(xiàn)率達(dá)到82.97%，通過公因子成功構(gòu)建了脾虛水濕不化模型綜合評價(jià)函數(shù)。比較本研究中對照組和模型組的因子分析綜合得分，模型組綜合得分顯著低于對照組，表明模型組出現(xiàn)脾虛水濕不化病理表現(xiàn)，造模成功。

總之，本研究采用因子分析對中醫(yī)模型進(jìn)行了多指標(biāo)綜合評價(jià)，提取出脾虛水濕不化證的主要影響因子，并成功構(gòu)建了脾虛水濕不化模型綜合評價(jià)函數(shù)。對于多維多階復(fù)雜的中醫(yī)證候動(dòng)物模型數(shù)據(jù)，因子分析是適宜的評價(jià)方法。

［1］林志健，張冰，劉小青，等．中醫(yī)證候動(dòng)物模型評價(jià)研究［J］．中華中醫(yī)藥雜志，2013，8:2217-2221．

［2］謝龍漢，尚濤．SPSS統(tǒng)計(jì)分析與數(shù)據(jù)挖掘［M］．北京:電子工業(yè)出版社，2012:287．

［3］王彥暉．中醫(yī)濕病學(xué)［M］．北京:人民衛(wèi)生出版社，1997:118．

［4］吳咸中，高金亮．脾虛證的現(xiàn)代研究［M］．天津科技翻譯出版公司，1992:46-48．［5］李慧玉，雷帆，王玉剛，等．甘遂對水負(fù)荷小鼠排尿以及腎臟AQP2，IL-1β，TNF-α mRNA表達(dá)的影響［J］．中國中藥雜志，2012，5:606-610．

［6］凌科，張建民，關(guān)晶，等．止遺合劑對水負(fù)荷腎陽虛大鼠排尿次數(shù)及排尿量的影響［J］．中國實(shí)驗(yàn)方劑學(xué)雜志，2010，16 (11):183．

［7］徐叔云，卡如廉，陳修．藥理試驗(yàn)方法學(xué)［M］．北京:人民衛(wèi)生出版社，2002:1223．

［8］郭蕾，張啟明，王永炎，等．證候規(guī)范化研究的思路和方法探討［J］．中國中西醫(yī)結(jié)合雜志，2006，26(3):258．

［9］崔軼凡，王慶國．證候動(dòng)物模型對中醫(yī)藥研究的意義及方法學(xué)探討［J］．中華中醫(yī)藥學(xué)刊，2009，27(12):2525-2528．

［10］金銳，張冰，劉森茂，等．基于數(shù)據(jù)信息熵探討糖皮質(zhì)激素誘導(dǎo)的陽虛或陰虛證候動(dòng)物模型的狀態(tài)特征［J］．中西醫(yī)結(jié)合學(xué)報(bào)，2011，9(1):15-21．

［11］陳雷，李德新，王彩霞，等．用模糊模式識(shí)別方法進(jìn)行中醫(yī)動(dòng)物實(shí)驗(yàn)證候模型評價(jià)的研究［J］．中醫(yī)藥學(xué)刊，2005，23(7): 1221-1222．

［12］茹淑瑛，江鋒，葉永安．中醫(yī)證素研究中多元統(tǒng)計(jì)分析方法的應(yīng)用解析［J］．中國中醫(yī)基礎(chǔ)醫(yī)學(xué)雜志，2012，18(6):612-613．

［13］楊永利，施學(xué)忠，時(shí)松和，等．因子分析在艾滋病中醫(yī)證候研究中的應(yīng)用［J］．中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)，2007，24(5):480-482．

［14］陳啟光，申春悌，張華強(qiáng)，等．因子分析在中醫(yī)證候規(guī)范標(biāo)準(zhǔn)研究中的應(yīng)用［J］．中國中醫(yī)基礎(chǔ)醫(yī)學(xué)雜志，2004，10 (8):53-56

［15］張琴，張文彤，魏建軍，等．公因子和聚類分析聯(lián)合在肝炎后肝硬化證候分類研究中的應(yīng)用［J］．中西醫(yī)結(jié)合學(xué)報(bào)，2005，3 (1):14-18．

［16］劉國萍，董英．冠心病患者中醫(yī)癥狀及體征分布特征研究［J］．上海中醫(yī)藥大學(xué)學(xué)報(bào)，2010(5):39-42．

［17］李兵，王忠，張瑩瑩，等．中醫(yī)證候分類研究常用方法與應(yīng)用概述［J］．中國中醫(yī)基礎(chǔ)醫(yī)學(xué)雜志，2014，14(1)::30-33．

Evaluation of rat model of spleen deficiency with water and dampness based on factor analysis

CUI Ning1，ZHAO Wen-xiao2，HAN Bing-bing1，JI Xu-ming1，GAO Jie1，HAN Xu1，WANG Shi-jun3△
(1．College of Basic Medical Science，Shandong University of Traditional Chinese Medicine，Jinan 250355，China; 2．College of Nursing，Shandong University of Traditional Chinese Medicine，Jinan 250355，China; 3．College of International Education，Shandong University of Traditional Chinese Medicine，Jinan 250355，China)

Objective:To explore the evaluating method of the rat model with syndrome of dampness retention due to spleen deficiency based on factor analysis．Methods:Rat models with syndrome of dampness retention due to spleen deficiency were induced by complex factors of high fat and low protein diet，loading swimming for six weeks．And then，ordinary situation，autonomy activities，gastric emptying rate，Water loading index were tested．All the data were collected and evaluated with factor analysis．Results:water transport factor，serum protein and lipid factor，ordinary situation factor and gastrointestinal function factor were the main influencing factors of syndrome of dampness retention due to spleen deficiency and the cumulative contribution rate of the four factors reached 82.97%．The comprehensive evaluation function of syndrome of dampness retention due to spleen deficiency was estabolished．Conclusion:Rat models with syndrome of dampness retention due to spleen deficiency were successfully evluated by factor analysis，which was a suitable method capable of being used in evaluation of traditional Chinese medicine syndrome models．

Syndrome of dampness retention due to spleen deficiency;Factor analysis; Evaluation

R-332

A

1006-3250(2016)01-0035-03

2014-7-21

國家重點(diǎn)基礎(chǔ)研究發(fā)展計(jì)劃(973計(jì)劃)資助項(xiàng)目(2013CB531803)-健脾利濕中藥藥性研究

崔 寧(1978-)，河北唐山人，講師，醫(yī)學(xué)博士，從事中藥藥性的基礎(chǔ)性研究。

△通訊作者:王世軍，教授，博士研究生導(dǎo)師，從事中藥藥性的基礎(chǔ)性研究，E-mail:pathology@163．com。