趙 峰張 偉 丁 穎 晏文娟 張 韜

近年來，微量白蛋白尿（microalbuminuria，MAU）作為早期糖尿病腎?。╠iabetic kidney disease，DKD）傳統(tǒng)標(biāo)志物的有效性出現(xiàn)爭(zhēng)議［1］。一項(xiàng)關(guān)于合并MAU的2 型糖尿病（type 2 diabetes mellitus，T2DM）患者的臨床干預(yù)研究［2］顯示，31%的患者經(jīng)過約8 年的積極治療后仍進(jìn)展為大量白蛋白尿，表明部分合并MAU的糖尿病患者腎臟可能已受到不同程度損傷［3］。而在出現(xiàn)MAU 前識(shí)別DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者并進(jìn)行積極干預(yù)可有效逆轉(zhuǎn)疾病進(jìn)程。2020 年衛(wèi)生部激素與發(fā)育重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室提出了易于臨床推廣的DKD 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型［4］，但其無法評(píng)估高風(fēng)險(xiǎn)患者進(jìn)展至DKD 所需時(shí)間，且難以動(dòng)態(tài)評(píng)估DKD 風(fēng)險(xiǎn)變化。本研究應(yīng)用該預(yù)測(cè)模型篩選DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者并進(jìn)行為期2 年的隨訪，基于超聲指標(biāo)和臨床資料構(gòu)建列線圖模型動(dòng)態(tài)評(píng)估其2 年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的風(fēng)險(xiǎn)。

資料與方法

一、研究對(duì)象

前瞻性選取2019 年6 月至2020 年6 月于我院就診的T2DM 患者2173 例，依據(jù)衛(wèi)生部激素與發(fā)育重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室提出的DKD 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，將評(píng)分≥16 分的患者定義為DKD 高風(fēng)險(xiǎn)［4］。篩選出443 例符合DKD 高風(fēng)險(xiǎn)標(biāo)準(zhǔn)的患者進(jìn)行隨訪，其中男248例，女195例，年齡42~73歲，平均（56.3±9.1）歲，體質(zhì)量指數(shù)（BMI）18.2~31.2 kg/m2，平均（25.33±3.66）kg/m2。納入標(biāo)準(zhǔn)：①年齡40~75 歲；②尿白蛋白和估算腎小球?yàn)V過率（eGFR）均正常；③均能配合完成相關(guān)檢查且資料完整。排除標(biāo)準(zhǔn)：①基線資料及隨訪期間發(fā)現(xiàn)急性腎損傷、原發(fā)性腎小球腎炎、尿路感染、尿路結(jié)石等其他可能影響腎功能的疾??；②檢查資料不完整。本研究經(jīng)我院醫(yī)學(xué)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)（GMEC-KY-2020010），所有患者均知情同意。

二、儀器與方法

1.超聲檢查：使用GE Logiq S 8彩色多普勒超聲診斷儀，凸陣探頭，頻率3.5 MHz。患者取側(cè)臥位，先使用二維超聲觀察腎臟大小、形態(tài)，然后使用CDFI 觀察腎內(nèi)動(dòng)脈血流分布情況，脈沖多普勒測(cè)量腎主動(dòng)脈、腎段動(dòng)脈、腎葉間動(dòng)脈收縮期最大血流速度及舒張期最低血流速度，計(jì)算腎主動(dòng)脈阻力指數(shù)（MRI）、腎段動(dòng)脈阻力指數(shù)（SRI）、腎葉間動(dòng)脈阻力指數(shù)（IRI）。所有指標(biāo)均由2 名具有10 年以上工作經(jīng)驗(yàn)的超聲醫(yī)師重復(fù)測(cè)量3次，取平均值。

2.臨床資料收集：收集患者年齡、性別、BMI、糖尿病病程、吸煙情況，以及是否合并糖尿病視網(wǎng)膜病變（DR）、高血壓、血脂紊亂；實(shí)驗(yàn)室檢測(cè)其糖化血紅蛋白（HbA1c）、尿白蛋白與肌酐比值（UACR）及eGFR。血脂紊亂診斷標(biāo)準(zhǔn)（至少符合下列1 項(xiàng)）［5］：空腹總膽固醇≥5.2 mmol/L、低密度脂蛋白膽固醇≥3.4 mmol/L、甘油三酯≥1.7 mmol/L或高密度脂蛋白膽固醇<1.0 mmol/L。

3.腎功能評(píng)估：以患者隨訪前UACR 和eGFR 為基線數(shù)據(jù)，每次隨訪重新評(píng)估患者腎功能。至少符合下列1項(xiàng)即診斷為DKD：①排除干擾因素的情況下，3~6個(gè)月內(nèi)的3 次檢測(cè)中至少2 次UACR ≥30 mg/g 或尿白蛋白排泄率≥30 mg/24 h；②eGFR<60 ml·min-1·1.73 m-2，并持續(xù)3個(gè)月以上［6］。

4.隨訪情況：本研究隨訪時(shí)間為2021 年1 月至2023 年1 月，以DKD 確診為隨訪終點(diǎn)事件。若患者在隨訪期間未確診為DKD，則至少隨訪2 次（2 次檢查時(shí)間需間隔12 個(gè)月以上）。根據(jù)隨訪結(jié)果，將出現(xiàn)終點(diǎn)事件的患者歸為DKD 組，未出現(xiàn)終點(diǎn)事件的患者歸為非DKD組。

三、統(tǒng)計(jì)學(xué)處理

應(yīng)用SPSS 22.0、MedCalc 19.2.1 及R 4.2.1 統(tǒng)計(jì)軟件，先采用Shapiro-Wilk 檢驗(yàn)評(píng)估計(jì)量資料是否符合正態(tài)分布，符合正態(tài)分布的計(jì)量資料以±s表示，采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)；不符合正態(tài)分布的計(jì)量資料以M（P25，P75）表示，采用Mann-WhitneyU檢驗(yàn)。計(jì)數(shù)資料以例或率表示，采用χ2檢驗(yàn)。采用單因素和多因素COX 回歸分析篩選DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者2 年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，并構(gòu)建列線圖模型。繪制受試者工作特征（ROC）曲線評(píng)價(jià)模型的區(qū)分度，曲線下面積（AUC）比較采用Delong檢驗(yàn)；采用校準(zhǔn)曲線評(píng)估模型的擬合優(yōu)度，并進(jìn)行Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)；采用臨床決策曲線評(píng)估模型的臨床凈收益。P<0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

結(jié)果

最終371 例DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者完成隨訪，其中DKD組63 例，非DKD 組308 例。DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者2 年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的發(fā)生率為16.98%?；颊吆Y選及模型構(gòu)建與驗(yàn)證的工作流程見圖1。

圖1 患者篩選及模型構(gòu)建與驗(yàn)證的工作流程圖

一、兩組超聲指標(biāo)和臨床資料比較

DKD組年齡、糖尿病病程、HbA1c、IRI、基線UACR及合并DR、高血壓、血脂紊亂占比均高于非DKD組，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（均P<0.05）。見表1和圖2。

表1 兩組超聲指標(biāo)和臨床資料比較

圖2 兩組IRI測(cè)量圖

二、DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者2 年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的單因素和多因素COX 回歸分析

將兩組比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的超聲指標(biāo)和臨床資料納入單因素和多因素COX 回歸分析，結(jié)果顯示糖尿病病程、IRI 及合并DR、高血壓均為DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者2 年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的獨(dú)立危險(xiǎn)因素（均P<0.05）。見表2。

表2 DKD高風(fēng)險(xiǎn)患者2年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的單因素和多因素COX回歸分析

三、ROC曲線分析

ROC 曲線分析顯示，糖尿病病程、IRI 及合并DR、高血壓預(yù)測(cè)DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者2 年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的AUC 分別為0.639（95%可信區(qū)間：0.587~0.688）、0.660（95%可信區(qū)間：0.609~0.708）、0.624（95%可信區(qū)間：0.572~0.673）、0.640（95% 可信區(qū)間：0.588~0.688）。見圖3。

圖3 各獨(dú)立危險(xiǎn)因素預(yù)測(cè)DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者2 年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的ROC曲線圖

四、列線圖模型的建立與驗(yàn)證

基于上述獨(dú)立危險(xiǎn)因素構(gòu)建預(yù)測(cè)DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者2年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的列線圖模型（圖4），列線圖中每個(gè)預(yù)測(cè)因素的HR值分配對(duì)應(yīng)的分?jǐn)?shù)，通過計(jì)算4個(gè)預(yù)測(cè)因素的總分評(píng)估DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者2 年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的風(fēng)險(xiǎn)，概率>0.5提示進(jìn)展風(fēng)險(xiǎn)高。

圖4 預(yù)測(cè)DKD高風(fēng)險(xiǎn)患者2年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的列線圖模型

ROC 曲線分析顯示，列線圖模型預(yù)測(cè)DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者2 年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的區(qū)分度較好，AUC 為0.783（95%可信區(qū)間：0.738~0.824），高于各因素單獨(dú)應(yīng)用（均P<0.05）；校準(zhǔn)曲線顯示列線圖模型的擬合度較好（χ2=6.392，P=0.592）；臨床決策曲線顯示列線圖模型具有良好的臨床凈收益，表明其在臨床決策方面具有良好的應(yīng)用價(jià)值。見圖5。

圖5 列線圖模型預(yù)測(cè)DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者2年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的ROC 曲線圖（A）、校準(zhǔn)曲線圖（B）及臨床決策曲線圖（C）

討論

MAU 的不穩(wěn)定使其作為DKD 早期標(biāo)志物的可靠性受到質(zhì)疑，研究［7-8］表明即使在MAU 階段進(jìn)行臨床干預(yù)，也有部分患者無法逆轉(zhuǎn)或延緩DKD 的進(jìn)展。這是由于在MAU階段，某些患者已經(jīng)出現(xiàn)了腎小球基底膜增厚、系膜擴(kuò)張等結(jié)構(gòu)性改變，使得干預(yù)效果受限［9-10］。雖然衛(wèi)生部激素與發(fā)育重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室已提出DKD 風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，但其在評(píng)估疾病進(jìn)展時(shí)間和動(dòng)態(tài)風(fēng)險(xiǎn)方面存在局限。本研究通過綜合分析患者的超聲指標(biāo)和臨床資料，收集2年的隨訪數(shù)據(jù)，構(gòu)建了新的列線圖模型，旨在動(dòng)態(tài)評(píng)估DKD高風(fēng)險(xiǎn)患者短期（2年內(nèi)）出現(xiàn)疾病進(jìn)展的風(fēng)險(xiǎn)，從而在MAU 升高前的亞臨床階段實(shí)施早期干預(yù)。該階段eGFR 仍正常，腎小球?yàn)V過功能尚未受到損壞，有利于更好地逆轉(zhuǎn)疾病進(jìn)展［11-12］。同時(shí)，客觀的預(yù)測(cè)風(fēng)險(xiǎn)值也可以進(jìn)一步提高患者的治療依從性，有助于臨床動(dòng)態(tài)評(píng)估患者出現(xiàn)疾病進(jìn)展的風(fēng)險(xiǎn)，延緩甚至阻止高風(fēng)險(xiǎn)患者進(jìn)展為DKD。

雖然從眾多糖尿病患者中識(shí)別出短期內(nèi)可能會(huì)進(jìn)展為MAU的高風(fēng)險(xiǎn)患者具有重要的臨床意義，但是由于該人群基數(shù)較大且疾病進(jìn)展緩慢，因此仍然具有挑戰(zhàn)性。本研究采用單因素和多因素COX 回歸分析最終篩選出4 個(gè)獨(dú)立危險(xiǎn)因素，發(fā)現(xiàn)除了常見的臨床資料（糖尿病病程、合并高血壓和DR）外，IRI是唯一反映DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者短期內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的超聲指標(biāo)。分析原因?yàn)椋篋KD 主要損傷腎臟微血管，其發(fā)生發(fā)展必然會(huì)導(dǎo)致腎臟血流動(dòng)力學(xué)改變［13］。正常情況下，腎動(dòng)脈血流呈分支狀，DKD 導(dǎo)致的腎臟血管損傷往往從末梢逐漸向主干方向發(fā)展［14］，因此檢測(cè)靠近末梢且走行平直的腎葉間動(dòng)脈對(duì)于發(fā)現(xiàn)早期腎損害更敏感。在DKD 極早期，腎小球增大且基底膜增厚，導(dǎo)致腎小球?yàn)V過率高，此時(shí)阻力指數(shù)往往較低。隨著疾病進(jìn)展，腎損害加重，腎小球逐漸硬化，導(dǎo)致腎臟血流灌注下降，阻力指數(shù)逐漸增高，當(dāng)疾病發(fā)展至MAU階段時(shí)，阻力指數(shù)通常超出正常范圍［15-16］。因此，IRI可以作為一項(xiàng)有效評(píng)估DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者短期內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展風(fēng)險(xiǎn)的指標(biāo)。

本研究所構(gòu)建的列線圖模型可動(dòng)態(tài)評(píng)估短期內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者，為臨床醫(yī)師提供一種直觀且可靠的工具。該模型具有較好的區(qū)分度（AUC為0.783），與衛(wèi)生部激素與發(fā)育重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室提出的模型相似［4］。值得強(qiáng)調(diào)的是，本研究構(gòu)建的列線圖模型是在衛(wèi)生部激素與發(fā)育重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室的預(yù)測(cè)模型基礎(chǔ)上完成的，目的是對(duì)其進(jìn)行完善，使其能夠動(dòng)態(tài)評(píng)估DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者短期內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的風(fēng)險(xiǎn)，該模型在區(qū)分度、擬合度和臨床適用性方面均表現(xiàn)出較好價(jià)值。該模型可通過每年的隨訪動(dòng)態(tài)分析DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者的疾病進(jìn)展風(fēng)險(xiǎn)，當(dāng)患者總分>150 分時(shí)，提示其在未來2 年內(nèi)出現(xiàn)疾病進(jìn)展的概率>50%，為臨床制定有針對(duì)性的干預(yù)措施提供了依據(jù)。臨床醫(yī)師可以針對(duì)此類高風(fēng)險(xiǎn)患者制定更合理的治療方案，以延緩疾病進(jìn)展；若第2 年該患者的總分降低至150 分以下，說明治療方案有效；反之，則可能需要采取更積極的干預(yù)措施。

本研究的局限性：①患者臨床資料的采集來自常規(guī)檢查，未針對(duì)研究需要設(shè)計(jì)更有針對(duì)性的檢查，可能遺漏部分重要指標(biāo)（如腎皮質(zhì)硬度），從而影響模型的預(yù)測(cè)價(jià)值；②本研究為單中心研究，樣本量有限且隨訪時(shí)間僅2 年，可能會(huì)限制臨床全面了解DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者的疾病進(jìn)展。今后可開展多中心、前瞻性隊(duì)列研究并延長(zhǎng)隨訪時(shí)間，以更準(zhǔn)確地評(píng)估DKD 高風(fēng)險(xiǎn)患者的疾病進(jìn)展情況，提高預(yù)測(cè)模型的準(zhǔn)確性和實(shí)用性。

綜上所述，基于超聲指標(biāo)和臨床資料構(gòu)建的列線圖模型能較好地識(shí)別2年內(nèi)可能出現(xiàn)疾病進(jìn)展的DKD高風(fēng)險(xiǎn)患者，從而在MAU升高前的亞臨床階段實(shí)施早期干預(yù)，有望延緩甚至阻止高風(fēng)險(xiǎn)患者進(jìn)展為DKD，具有較好的臨床應(yīng)用價(jià)值。