王楠，魏雅楠，劉杰，王晶桐

本研究要點：

（1）肌少癥是一種年齡相關(guān)的疾病，不僅會引起健康問題和失能，還可導致高額的社會醫(yī)療支出。隨著我國人口老齡化的加劇，肌少癥更應引起重視。老年人作為肌少癥的危險人群，也是慢性病的多發(fā)群體。探索慢性病患者肌少癥的影響因素對改善老年人的生命質(zhì)量有重要意義。（2）本研究通過對住院老年慢性病患者的調(diào)查分析，得出年齡、骨質(zhì)疏松癥、血紅蛋白（Hb）水平降低、三酰甘油（TG）/高密度脂蛋白膽固醇（HDL-C）比值升高和住院老年慢性病患者肌少癥的發(fā)生相關(guān)；體質(zhì)指數(shù)（BMI）和肌少癥的發(fā)生呈U 型相關(guān)。（3）既往關(guān)于肌少癥的研究多基于社區(qū)普通人群，本文研究對象為住院老年慢性病患者，較詳細地分析了BMI、TG/HDL-C 比值和肌少癥的相關(guān)性。對骨質(zhì)疏松、Hb水平降低、TG/HDL-C比值升高的老年人群，應注意肌少癥的篩查。老年人適當偏高的BMI 可能有利于肌少癥的預防。

肌少癥與增齡相關(guān)，表現(xiàn)為進行性的全身肌量減少和/或肌強度下降或肌肉生理功能減退疾?。?-2］。其不僅會導致健康問題和身體殘疾，還會導致高額的社會醫(yī)療支出。隨著全球人口老齡化的加快，肌少癥越來越引起人們的重視。我國關(guān)于肌少癥的流行病學研究多基于社區(qū)［3-6］。肌少癥的相關(guān)因素研究涉及種族、年齡、性別、營養(yǎng)、運動、多種疾病、基因、神經(jīng)、激素、藥物、代謝、炎癥等［7］。部分研究結(jié)論不一或缺乏證據(jù)支持，如體質(zhì)指數(shù)（BMI）作為代謝綜合征的一部分，與肌少癥的相關(guān)性研究結(jié)果有分歧［8-12］。由于肌少癥診斷的過程較復雜，有研究支持三酰甘油（TG）/高密度脂蛋白膽固醇（HDL-C）比值升高作為胰島素抵抗的一種替代指標［13-14］，可能成為預測老年肌少癥的指標。本研究利用亞洲肌少癥工作組（AWGS）［15］診斷標準，對老年科住院慢性病患者進行橫斷面調(diào)查研究，了解肌少癥患病率，探討老年慢性病患者肌少癥的相關(guān)因素，分析BMI 和肌少癥的關(guān)系，找出最適范圍的BMI；并分析TG/HDL 比值與肌少癥的關(guān)系。

1 對象與方法

1.1 研究對象 連續(xù)入選2017 年11 月—2018 年11 月于北京大學人民醫(yī)院老年科住院的慢性病患者236 例，其中男144例，女92例，男：女為1.6：1；年齡60～91歲，平均年齡（75.6±8.9）歲。納入標準：（1）年齡≥60 歲；（2）患有1 種及以上慢性?。唬?）一般情況、心肺功能良好，視力、聽力良好；（4）能配合完成老年抑郁量表（Geriatric Depression Scale，GDS-30）、簡易營養(yǎng)評價精法（MNA-SF 量表）及肌少癥診斷測試，并簽署知情同意書者。排除標準：（1）急性疾病及重病患者；（2）甲狀腺功能異常、低鉀血癥者；（3）帕金森病、運動神經(jīng)元病、腦卒中后遺癥等影響活動功能者；（4）類風濕關(guān)節(jié)炎等影響握力測定者；（5）體內(nèi)有金屬支架或起搏器等影響人體成分測量者；（6）近1 年有激素使用史者。本研究經(jīng)本院倫理審查委員會批準（批件號：2019PHB106-01）。

1.2 方法 收集患者一般資料，包括性別、年齡、吸煙（目前吸煙平均5 支/d，持續(xù)5 d 以上）、飲酒情況（平均每次飲酒量≥50 g，每天為≥7 次/周，經(jīng)常為≥2 次/周，很少或不飲酒為未達到上述標準）、受教育程度（分為高中以下、高中及以上）。測量患者身高、體質(zhì)量，計算BMI（單位kg/m2）。測量患者腰圍（沿腋中線第12 肋下緣與髂前上棘中點水平繞腹部1周的距離）及臀圍（股骨粗隆水平繞臀部1周），計算腰臀比（WHR）。采用臺式水銀血壓計規(guī)范測量患者臥位血壓。收集患者慢性病、過去3 個月用藥情況。

1.2.1 實驗室檢查指標 所有患者禁食8 h 后，次日清晨空腹靜息狀態(tài)下采集肘靜脈血送檢。生物化學指標檢測采用全自動生物化學分析法（美國貝克曼AU5800）。糖化血紅蛋白（HbA1c）采用高壓液相親和層析法（美國Premier Hb9210）。估算腎小球濾過率（eGFR）使用CKD-EPI 公式=a×〔血肌酐（Scr）/b〕c×（0.993）年齡，其中a 根據(jù)性別及人種取值：本研究納入國人，女性取值144，男性取值141；b 根據(jù)性別取值，女性=0.7，男性=0.9；c 根據(jù)年齡及Scr 的大小取值，女性Scr ≤0.7 mg/dl=-0.329，女性Scr〉0.7 mg/dl=-1.209， 男 性Scr ≤0.7 mg/dl=-0.411， 男 性Scr〉0.7 mg/dl=-1.209。25 羥維生素D〔25（OH）D〕檢測采用化學發(fā)光法（西門子ADVIA centaur XP）。

1.2.2 抑郁狀況 采用GDS-30 評估抑郁狀況，量表包括30個問題，總分30 分。GDS-30 得分0～10 分為無抑郁，≥11分為有抑郁風險［16］。

1.2.3 營養(yǎng)狀況 采用MNA-SF 量表評估營養(yǎng)狀況。MNA-SF 量表是評估老年人營養(yǎng)狀況的一個可靠工具，總分14 分。MNA-SF 量表得分〉11 分說明營養(yǎng)正常，8～11 分提示有營養(yǎng)不良風險，〈8 分提示營養(yǎng)不良［17-18］，本研究采用MNA-SF量表得分≤11 分為有營養(yǎng)不良及風險。

1.2.4 肌少癥的評估 采用人體成分分析儀（In Body 770，Biospace 公司），多頻生物電阻抗法（bioelectrical impedance analysis，BIA）檢測肌肉質(zhì)量；使用握力器（Jamar Plus+，數(shù)字握力計，美國），根據(jù)美國手治療協(xié)會（American Society of Hand Therapists，ASHT）標準化握力測量指南［19］測量優(yōu)勢手握力；采用6 m 步行試驗步速評估軀體活動能力。根據(jù)AWGS 診斷標準：（1）四肢骨骼肌質(zhì)量指數(shù)（appendicular skeletal mass index =appendicular musle mass/height2，ASMI）：BIA 測定男性〈7.0 kg/m2，女性〈5.7 kg/m2；或雙能X 線吸收測量法（DEXA）測定男性〈7.0 kg/m2，女性〈5.4 kg/m2；（2）握力：男性〈26 kg，女性〈18 kg；（3）身體活動能力：6 m步行試驗步速〈0.8 m/s。符合（1）且滿足（2）和/或（3）項者診斷肌少癥。根據(jù)是否符合肌少癥的診斷將患者分為肌少癥組63 例和非肌少癥組173 例。

1.3 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 24.0 統(tǒng)計軟件進行統(tǒng)計學分析。符合正態(tài)分布的計量資料以（±s）表示，兩組間均數(shù)比較采用獨立樣本t 檢驗；非正態(tài)分布的計量資料以M（P25，P75）表示，兩組間均數(shù)比較采用非參數(shù)Mann-Whitney U 檢驗；計數(shù)資料采用例數(shù)（百分比）進行描述，組間比較采用χ2檢驗；以單因素分析有統(tǒng)計學意義的因素為自變量，肌少癥為因變量，采用向前：似然比（forward：LR）法進行二元非條件Logistic 回歸分析老年慢性病患者肌少癥發(fā)生的相關(guān)影響因素，計算比值比（odds ratio，OR）及95%置信區(qū)間（confidence interval，CI）。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結(jié)果

2.1 兩組患者基本特征比較 兩組患者吸煙、飲酒情況、受教育程度、WHR、收縮壓，糖尿病、高血壓、冠心病、慢性阻塞性肺疾病（COPD）、腫瘤、消化性潰瘍發(fā)生率，降糖藥、β-受體阻滯劑、鈣通道阻滯劑、他汀類藥物、血管緊張素轉(zhuǎn)化酶抑制劑（ACEI）、抗血小板藥物服用率，空腹血糖（FPG）、總蛋白（TP）、Scr、尿酸（UA）、血鈣（Ca）、TG、HDL-C、低密度脂蛋白膽固醇（LDL-C）、HbA1c、HbA1c≥8.0%所占比例、25（OH）D 水平，抑郁風險比較，差異均無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）；兩組患者性別、年齡、BMI、骨質(zhì)疏松癥發(fā)生率、血紅蛋白（Hb）、血清白蛋白（Alb）、尿素氮（BUN）、總膽固醇（TC）、TG/HDL-C 比值、eGFR、營養(yǎng)不良及風險、ASMI、握力、步速比較，差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05，見表1）。

2.2 肌少癥影響因素的多因素Logistic 回歸分析 以是否發(fā)生肌少癥為因變量（賦值：是=1，否=0），以單因素分析差異有統(tǒng)計學意義的變量性別（賦值：男=1，女=0）、年齡（連續(xù)變量）、BMI（連續(xù)變量）、骨質(zhì)疏松癥（賦值：是=1，否=0）、Hb（連續(xù)變量）、Alb（連續(xù)變量）、BUN（連續(xù)變量）、TC（連續(xù)變量）、TG/HDL-C 比值（連續(xù)變量）、eGFR（連續(xù)變量）、營養(yǎng)不良及風險（賦值：是=1，否=0）、ASMI（連續(xù)變量）、握力（連續(xù)變量）、步速（連續(xù)變量）為自變量，進行共線性檢驗，結(jié)果方差膨脹因子（variance inflation factor，VIF）均〈10，容忍度均遠〉0.1，說明納入的自變量不存在多重共線性，進行多因素Logistic 回歸分析，結(jié)果顯示，年齡、BMI、骨質(zhì)疏松癥、Hb、TG/HDL-C 比值與住院老年慢性病患者發(fā)生肌少癥有回歸關(guān)系（P＜0.05，見表2）?；貧w方程為Logit（P）=6.403+0.051×年齡（歲）-0.122×BMI（kg/m2）-0.066×Hb（g/L）+0.406×TG/HDL-C 比值+0.796×骨質(zhì)疏松癥（有=1，無=0）。

表1 肌少癥組和非肌少癥組患者基本特征比較Table 1 Comparison of basic characteristics of elderly patients with sarcopenia and those without

2.3 不同BMI 分組老年慢性病患者肌少癥發(fā)生率比較 根據(jù)BMI 四 分 位 數(shù) 分 組，分 為BMI ≤22.4 kg/m2組61 例，22.5～24.6 kg/m2組58 例，24.7～27.0 kg/m2組60 例， ≥27.1 kg/m2組57 例。四組患者肌少癥發(fā)生率比較，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）；其中BMI 24.7～27.0 kg/m2組患者肌少癥發(fā)生率低于BMI ≤22.4 kg/m2組，差異有統(tǒng)計學意義（χ2=12.844，P＜0.001，見表3）。

2.4 不同TG/HDL-C 比值老年慢性病患者肌少癥發(fā)生率比較 根據(jù)TG/HDL-C 比值四分位數(shù)分組，分為TG/HDL-C 比值≤0.8 組58 例，0.9～1.2 組59 例，1.3～1.9 組60 例，≥2.0組59 例。四組患者肌少癥發(fā)生率比較，差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05，見表4）。

3 討論

本研究結(jié)果顯示，年齡和肌少癥呈正相關(guān)，與既往研究結(jié)果［7，20］一致。年齡對肌少癥的影響是確定的。有研究發(fā)現(xiàn)，女性60～69 歲肌少癥患病率為7%，70～80 歲為24%；男性60～69 歲為33%，70～85 歲為47%［21］。年齡相關(guān)的運動能力下降是老年人肌肉質(zhì)量減低和肌力下降的主要因素［22］。老年時期α 運動神經(jīng)元和運動單元數(shù)量明顯減少，導致肌肉協(xié)調(diào)性下降和肌肉強度減弱［23］，Ⅱ型纖維的丟失顯著影響肌肉含量及強度，引起機體平衡能力減弱、步速減慢、身體不穩(wěn)定性增加［24］。年齡誘導的線粒體活性氧簇（mtROS）、線粒體DNA（mtDNA）突變和線粒體功能障礙被認為是肌少癥的可能原因［25］。此外，年齡相關(guān)的激素變化，如胰島素、雌激素、雄激素、生長激素和糖皮質(zhì)激素等的變化參與肌少癥的發(fā)?。?6］。

既往研究中關(guān)于BMI 和肌少癥的關(guān)系研究結(jié)論不一。國內(nèi)部分研究顯示，較高的BMI 是肌少癥的保護因素［8，27］，但是未將BMI 分組觀察肌少癥發(fā)生率情況。崔夢釗［28］對65歲以上住院的2 型糖尿病患者肌少癥的研究發(fā)現(xiàn)，高BMI 是保護因素，將BMI 按18.5 kg/m2和24.0 kg/m2為截點分為4 組，結(jié)果顯示肌少癥發(fā)生率呈遞減趨勢。王宇等［11］及國外部分研究［29］發(fā)現(xiàn)，隨BMI 增高，肌少癥發(fā)生率增加。隨年齡增加，盡管BMI 可能保持相對不變，身體成分組成會發(fā)生變化，主要包括體脂增加和骨骼肌減少。本研究多因素Logistic 回歸分析結(jié)果顯示BMI 和肌少癥呈負相關(guān)。根據(jù)BMI 四分位數(shù)分組后發(fā)現(xiàn)，BMI 和肌少癥的發(fā)生呈U 型相關(guān)。BMI 過低是營養(yǎng)不良的一種體現(xiàn)，可導致肌少癥；而肥胖和肌少癥也互相影響，兩者在病理生理方面的聯(lián)系機制復雜，如增加的促炎細胞因子、氧化應激、胰島素抵抗、激素變化和體力活動減少等，是肌少癥與肥胖之間密切關(guān)系的基礎(chǔ)［30］。

本研究結(jié)果顯示，骨質(zhì)疏松癥和住院老年慢性病患者肌少癥獨立相關(guān)。GO 等［31］校正了年齡和BMI 后，多因素Logistic 回歸分析結(jié)果顯示，骨質(zhì)疏松癥患者肌少癥發(fā)生風險增加〔OR=3.49，95%CI（1.52，8.02）〕。其他研究也證明了骨質(zhì)疏松癥和肌少癥的相關(guān)性［32］。肌肉和骨骼不僅在機械力學方面相互影響，而且還通過內(nèi)分泌和旁分泌系統(tǒng)相互作用。

本研究納入人群Hb 均在90 g/L 以上，發(fā)現(xiàn)Hb 和肌少癥獨立相關(guān)。YAMADA 等［33］對日本老年女性肌力相關(guān)因素的研究發(fā)現(xiàn)，Hb 水平和肌力獨立相關(guān)。一項對澳大利亞70 歲以上男性的橫斷面和縱向研究發(fā)現(xiàn)，校正了低Hb 相關(guān)的健康狀況以及共病等因素后，Hb 水平下降和肌少癥患病獨立相關(guān)［34］。Hb 水平降低或貧血在老年人中很常見，并且是老年人發(fā)病率和死亡率等不良后果的有力預后指標［35］。肌少癥和Hb 水平降低相關(guān)可能涉及多種機制。Hb 水平降低最常見的癥狀之一是疲勞，這是限制軀體功能的一個重要因素［36］。一些研究表明，貧血可能會損害氧的組織輸送，從而在骨骼肌中產(chǎn)生局部缺氧［37］，從而損害肌肉力量和/或軀體功能［38］。臨床實踐中，或許可將Hb 作為一種肌少癥標志物，對Hb 水平降低者進行積極干預。

表2 肌少癥影響因素的多因素Logistic 回歸分析Table 2 Multivariate Logistic regression analysis of influencing factors for sarcopenia

表3 不同BMI 分組老年慢性病患者肌少癥發(fā)生率比較〔n（%）〕Table 3 Comparison of prevalence of sarcopenia in different BMI groups

表4 不同TG/HDL-C比值老年慢性病患者肌少癥患病率比較〔n（%）〕Table 4 Comparison of prevalence of sarcopenia in different TG/HDL-C ratio groups

本研究發(fā)現(xiàn)，TG/HDL-C 比值和住院老年慢性病患者肌少癥發(fā)生率獨立相關(guān)。CHUNG 等［39］對879 例韓國老年男性的研究發(fā)現(xiàn)，更高的TG/HDL-C 比值與肌肉質(zhì)量減少呈負相關(guān)，根據(jù)TG/HDL-C比值四分位數(shù)分組（Q1：≤1.4，Q2：1.5～2.4，Q3：2.5～3.8，Q4：≥3.9）后，各組間肌肉質(zhì)量減少發(fā)生率亦有差異，該研究以肌肉質(zhì)量減少診斷肌少癥，未進行握力及步速評估。本研究分析發(fā)現(xiàn)TG/HDL-C 比值和肌少癥呈正相關(guān)，但根據(jù)TG/HDL-C 比值四分位數(shù)分組后各組間比較未發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計學差異，原因可能是本研究肌少癥診斷標準與之不同；本研究人群的TG/HDL-C 比值四分位數(shù)分組后各組TG/HDL-C 比值差異較??；還有樣本量相對小。TG/HDL-C 比值和肌少癥的相關(guān)性可能主要與胰島素抵抗有關(guān)，有研究支持TG/HDL-C 比值升高作為胰島素抵抗的一種替代指標［13-14］，而胰島素抵抗在肌少癥的發(fā)生和進展中起重要作用［9］。胰島素通過刺激組織內(nèi)的氨基酸轉(zhuǎn)運，增強蛋白質(zhì)合成和抑制蛋白質(zhì)水解而在蛋白質(zhì)代謝中起主要作用［40］，胰島素抵抗可以使餐后骨骼肌內(nèi)蛋白質(zhì)合成降低，胰島素分泌減少，機體不能充分利用葡萄糖。胰島素抵抗還可引起胰島素樣生長因子1（IGF-1）的作用被抑制，使磷脂酰肌醇3（phosphatidylinositol 3-kinase，PI3K）蛋白激酶系統(tǒng)作用下降和蛋白質(zhì)合成減少，同時促進了叉頭轉(zhuǎn)錄因子O1（Forkhead box O1，F(xiàn)OXO1）的磷酸化，促進泛素E3 連接酶肌肉降解因子（atrogin-1）和肌肉環(huán)指蛋白1（MuRF-1）的表達，使肌肉蛋白降解增加。

本研究利用AWGS 標準分析了老年慢性病患者肌少癥的相關(guān)因素，納入對象資料完整，相關(guān)因素分析相對全面。分析了BMI、TG/HDL-C 比值與肌少癥的關(guān)系，為肌少癥的篩查和預防提供了一定依據(jù)。本研究也有一些局限性：（1）研究對象男性患者居多，男女比例約為1.6∶1；（2）研究樣本量較少，缺乏社區(qū)數(shù)據(jù)作為對比；（3）本研究為橫斷面研究，尚不能說明因果關(guān)系。因此，還需要多中心、大樣本的前瞻性研究及隨訪，來驗證研究結(jié)論。

作者貢獻：王楠、魏雅楠、劉杰進行文章的構(gòu)思與設計，論文的修訂；王楠、魏雅楠、王晶桐進行研究的實施與可行性分析；王楠進行數(shù)據(jù)收集，統(tǒng)計學處理，撰寫論文；王楠、魏雅楠進行數(shù)據(jù)整理，結(jié)果的分析與解釋；劉杰、王晶桐負責文章的質(zhì)量控制及審校；王晶桐對文章整體負責，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。