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bmi对矮身高儿童刺激试验中gh峰值的影响


时间: 2017/1/23 17:10:18 浏览量:738 字号选择: 分享到:

pediatric endocrine unit (t.l.s., l.l.l., m.m.), massachusetts general hospital for children and harvard

medical school, boston, massachusetts 02114; and the neuroendocrine unit (t.l.s., s.k.g., m.m.), massachusetts general hospital and harvard medical school, boston, massachusetts 02114


摘要 

背景:肥胖与自发和刺激的gh分泌下降有关。但体重指数(bmi)对矮身高儿童gh刺激试验结果的影响尚不了解。

目的:本文的目的为确定bmi对矮身高儿童刺激试验gh峰值的影响。

设计与参加者:本文为马萨诸塞州总医院儿科内分泌门诊2004~2008年116名2~18岁儿童gh刺激试验的回顾性研究。主要结果指标:主要结果指标为刺激试验gh峰值。测量身高、体重、igf-i和igf-i结合蛋白3。

结果:在单变量回归分析中,bmi sds与刺激试验gh峰值的自然对数(ln)相关(p = 0.002),而身高sds、ln igf-i和igf结合蛋白3与ln gh峰无显著性相关。在控制年龄、性别、青春期状态后,bmi仍然与ln gh峰独立相关(p = 0.002)。bmi sds显著影响使用10、7、5ug/ml界值点的诊断的gh缺乏的概率。

结论:在矮身高儿童,bmi影响刺激试验gh峰值,在解释gh刺激试验时应当考虑到这一点。较高的bmi sds,甚至在正常范围内,可能也导致gh缺乏的过度诊断。

(j clin endocrinol metab 94: 4875–4881, 2009) 



肥胖成年人自发的和刺激的gh分泌下降,可能是自由脂肪酸抑制gh的结果。儿童的数据虽然有限,但肥胖儿童青少年刺激的和内源性gh分泌也低于正常体重对照组。与成年人一样,肥胖儿童相对gh缺乏与内脏脂肪增加和心血管风险标志物的增加有关,并在体重降低或限制热量时是可逆的。另有证据提示,gh下降并非腹部肥胖才有的病理生理学状况,而是存在随肥胖的增加gh下降的连续谱,甚至在体重正常的儿童也是这样。在46名健康男孩组群,martha et al.证明体重指数(bmi)sds与几项内源性gh分泌参数负相关,包括总24小时gh分泌和分泌脉冲波幅。同样,在132名正常身高、体重的健康儿童,rose et al.证明了bmi与女孩多次取样测量的整夜gh分泌平均数负相关,尽管这种相关在男孩无显著性。在208名健康儿童,albertsson-wikland et al.发现青春期的身高别体重sds与gh分泌速率负相关,但在青春期前儿童无相关。


尽管这些数据有力支持了儿童bmi对自发gh分泌的负作用,但迄今对bmi与矮身高儿童gh刺激试验峰值之间关系的资料甚少。对这种关系的了解是重要的,因为尽管这种试验的重复性较差,但矮身高儿童要常规接受gh刺激试验。在一项多重研究中,儿童期诊断为单纯性ghd的个体,在成年期重复试验时有很大比例的个体为非ghd,提示在许多的儿童,刺激试验产生了假阳性ghd诊断。maghnie et al.证实,营养状态可能是某些假阳性的原因。在他们的组群中,3天低热量饮食后,初始刺激试验说明的17名ghd矮身高儿童中,有11名显著增加了gh峰值,说明了gh的充足。根据这些数据,长期营养状况的综合指标-bmi也可能影响刺激试验gh峰值。在本文中,我们的目的为确定bmi对矮身高儿童gh刺激试验结果的影响。


受试者和方法


最后分析中的受试者包括116名以前未进行过gh实验的男女矮身高儿童,年龄2~18岁,2004~2008年期间儿科内分泌就诊,无性类固醇治疗,有过gh刺激试验,至少使用下列两种药物:可乐宁、精氨酸l-多巴/碳化多巴胺或心得安。因为我们的目的是证明bmi对健康矮身高儿童gh刺激试验的影响,所以分析中未包括严重慢性疾病或已知特纳综合症的儿童。另外,也排除了可能真正为gh缺乏的中枢神经系统瘤和多种垂体激素缺乏的儿童。83%的刺激gh峰值低于10ug/l的病人经过磁共振成像证实,其中4名儿童为异常mri表现,因此被排除。也排除了接受可能影响内源性gh分泌药物的儿童,例如口服或吸入皮质类固醇、安定药物、恩丹西酮。1名受试者因无完全刺激试验数据而被排除。该研究得到卫生保健系统学会审查委员会的批准。


使用四种不同的刺激试验方案来估价gh分泌:精氨酸/可乐宁(n = 31, 精氨酸0.5 g/kg, 最大30 g, 静脉内30分,然后静脉内可乐宁100 μg/m2 30分中;在120分钟中每30分取一次血样);多巴胺/心得安(n = 7,信尼麦(10 mg 卡比多巴/100 mg 左旋多巴) 150–175 mg/m2, 最大250 mg, 心得安 0.75 mg/kg, 最大40 mg, 在30, 45, 60, 90和120分钟取血样);可乐宁/多巴胺/心得安(n = 63,上述剂量可乐宁后150分钟时,以上述剂量信尼麦和心得安处理,在30, 45, 60, 75, 90, 120, 150, 180, 195, 210, 225和240分钟取血样)。


由临床图表和电子档案获取身高、体重、ihg-i、igfbp-3、青春期发育分期、甲状腺功能、gh刺激试验类型、以及刺激后gh峰值。当无刺激实验当天的身高、体重、igf-i、igfbp-3和青春期分期时,搜集刺激实验前3个月之内测试的数据;在这段时间内分别有23和34名病人无igf-i和igfbp-3数据。评价青春期发育状态(tanner女乳房发育和男外生殖器分期)并由主治内分泌医生确认。在6名病人无青春期发育状态评价。67名病人在刺激试验有骨龄数据。计算bmi,并使用2000年国家儿童卫生统计标准计算bmi和身高的sds。gh和igf-i峰以自然对数转换,因为以shapiro-wilk w检验,这些数据为非正态分布。


测定


使用固相、双位点化学发光免疫方法测量血清gh水平,分析的灵敏度0.01 μg/l,批内变异系数(cv)2.9–4.6%,批间cv4.2–6.6%。使用同样的方法测量血清igf-i水平分析的灵敏度为20μg/l,批内cv为2.3–3.9%,批间cv 3.7–8.1%。使用竞争结合ria方法测量igfbp-3水平,测量的最低限度为0.3 mg/l,批内cv为5.1–13%,批间cv5.5–17%。


统计分析


使用jmp5.0.1.2完成统计学分析。对于gh水平和igf-i数据,使用自然对数将非正态分布的转换为近似正态分布。使用pearson相关系数,对连续数据进行单变量分析,对分类变量使用t检验。对多组数据的比较使用:1)对连续变量tukey-kramer 检验后进行anova;2)对分类变量使用pearsonχ2检验(在单元大小不足n=5时)或fisher精确检验。使用多变量逐步回归模型确定gh峰值水平的独立预测因素,进入分析的协变量包括已知或怀疑影响gh分泌的因素,例如,年龄、性别、青春期状态、ln igf-i、bmi和使用的刺激试验类型。p<0.05为统计学显著性。结果以平均数±sd表示。


结果

组群特征


表1为最后分析包括的11名儿童的临床特征,平均年龄10.3±3.3岁,79名儿童(68%)为男性。大部分儿童(n=84,76%)为青春期前,16名儿童(15%)在tanner 2期,7名(6%)儿童在tanner 3期,2名(2%)在tanner 4期,1名(1%)在tanner 5期。全组的平均身高sds为-2.4±0.6。平均bmi sds为-0.2±0.9,提示其分布近似于一般人群。gh峰值中位为13.3μg/l,四分位数范围为9.0~20.0μg/l,36名儿童(31%)gh峰值水平低于10μg/l。


gh峰值水平的决定因素


根据单变量分析,bmi sds与ln gh峰值显著负相关(r=-0.28,p=0.002),图1。在对有骨龄的67名儿童的分组分析中,当以骨龄确定sds时,ln gh峰值与bmi sds之间仍然存在显著负相关(r=0.45,p<0.0002)。身高与ln gh峰值无显著性相关(表2)。相反,身高sds与ln igf-i、igf-i sds和igfbp-3相关(分别为r = 0.36, 0.35和0.34; p = 0.0004, 0.00和0.002),但bmi sds与这些指标无相关。值得注意的是,性别和tanner分期与ln gh峰值相关无显著性(分别为p = 0.60和0.51),与年龄、ln igf-i、igf-i sds、或igfbp-3无相关(表2)。使用anova法,刺激试验的类型与ln gh峰值相关也无显著性(p = 0.36);刺激试验类型也与ln gh峰值无显著性相关(p = 0.36)。不同刺激试验类型的bmi sds无不同(p = 0.25)。




在包括年龄、性别、刺激试验类型、青春期状态(青春期前与青春期)、bmi、和ln igf-i为自变量,ln gh峰值为依变量的多变量逐步回归分析中,bmi、刺激试验类型和ln igf-i是预测ln gh峰值的显著性变量(表3)。该模型解释了ln gh峰值方差的19%。




有趣的是,当我们根据青春期发育分期(青春期前和青春期)分组受试者时,青春期前儿童bmi sds与ln gh峰值之间的单变量关系更加密切(r=-0.35, p=0.001)(图1),而青春期儿童组内将不再具显著性(r=-0.07,无显著性)。当使用多变量模型控制青春期亚组其它决定gh的变量时,bmi是ln gh峰值的负向决定因素。在以骨龄、性别、刺激试验类型、bmi、和ln igf-i为自变量,ln gh峰值为依变量的多变量逐步回归分析中,青春期亚组中bmi(p = 0.02)、骨龄(p = 0.02)和刺激试验类型(p = 0.03)与ln gh峰值显著相关,该模型解释了ln gh峰值方差的48%。


bmi对ghd诊断的影响


为了确定bmi对ghd诊断的影响,我们根据bmi将病人分为四组:bmi sds<-1为组1(n=17),-1至<0为组2(n=49),0-1为组3(n=40),>1为组4(10)。bmi的分类与ln gh峰值显著相关(p = 0.0005);组4的ln gh峰值显著低于组1和组2;组3的ln gh峰值显著低于组2(表1)。在最可能存在真正单纯ghd病人的亚组分析中,在排除gh峰值<5ug/l或身高sds小于-2.5的病人后,bmi分类与ln gh峰值仍然具有显著性(分别为p=0.03和p=0.02)。不同bmi组间的igf-i和igfbp-3数值无差异。图2为不同bmi组的gh峰值、igf-i和igfbp-3的散点图。


   


以儿科普遍使用的gh峰值<10ug/l的诊断ghd界值点,组4中70%的病人被认为是ghd,而在组3中仅38%、组2中为18%、组1中为29%被诊断为ghd(χ2 检验p= 0.009,图3)。使用较低的<7ug/l和<5ug/l的诊断界值点,结果类似(分别为组4中50%、组3中23%、组2中4%、组1中0%为ghd,fisher检验p=0.0002和组4中30%、组3中15%、组2中2%、组1中0%为ghd,fisher检验p=0.007)(图3)。


  


讨论


 我们的数据证实,在相对大系列矮身高健康儿童中,对刺激试验的gh峰值反应随bmi sds的增加而下降。因为我们的研究系列包括了bmi近似正常范围内的儿童,所以我们的数据提示,bmi与gh之间的关系并不只存在于肥胖者,而且也存在于体重正常的儿科人群。根据bmi sds分类的gh峰值反应分析证实了这个结果的临床意义;较高bmi sds的儿童在刺激试验中的gh反应峰更可能低于界值,但这可能并非真正ghd的指征。事实上,我们研究系列中的ln igf-i、igf-i sds和igfbp-3与身高sds相关,而ln gh峰值则无相关。


大系列青春期前正常体重病人中,刺激的gh峰值随bmi增加而下降的研究结果再次提示,药理性gh刺激的反应可能依赖于许多生理变量,gh分泌不足只是其中之一。marin et al.已经证明,在正常儿童组群,刺激的gh峰随青春期发育分期和雌性激素处理而显著增加,如果不经雌性激素引动处理,青春期前儿童较青春期儿童更容易检测为gh缺乏。此外,刺激试验前即刻的gh分泌形式可能影响gh峰值反应,如果恰在试验前出现内源性峰值,那么刺激的gh峰值可能较低。最后,短期的以及我们研究所证实的长期的营养状态也影响gh峰值。许多决定刺激的gh峰值的因素可能是gh刺激试验可重复性不好的原因,甚至在试验与重复试验仅相隔几个月时。


值得注意的是,我们的回归模型仅解释了刺激的gh峰值可变性的19%。我们预期,决定gh反应峰值的一个重要因素是垂体生长激素的储备,它应能解释我们模型所未能解释的大部分。此外,gh峰值可能依青春期分期而不同,虽然因我们的样本系列的大部分为青春期前儿童,未能证明显著的相关关系。其它可能的预测因素包括性腺类固醇水平(特别是青春期儿童)和其它激素对gh分泌的可能影响,例如皮质醇、瘦素和胃促生长素(ghrelin),以及刺激试验前的营养状态。


在成年组群系列,已经证实了bmi与刺激的gh峰值之间的明确关系,但奇怪的是,在我们青春期儿童亚组不存在bmi与gh峰值之间的单变量相关。这可能是我们的样本较小的原因,也可能是我们青春期亚组性类固醇水平的异质性,混淆了刺激的gh与bmi之间的相关关系。因为我们在控制了骨龄和ln igf-i后 ,观察到了ln gh峰值与bmi之间的显著负相关,骨龄和ln igf-i都受到雌性激素、性别和刺激试验类型的强力影响。


我们的资料有许多的局限性。首先,在该回顾性横断研究中,我们未能确定因果关系,也未能排除有较高bmi的真正ghd病人的可能性。为了减少这种可能性,我们排除了多种垂体激素缺乏的、垂体mri异常的,或有中枢神经系统瘤史的病人。此外,bmi组间的身高sds无差异,并实际倾向于bmi大于1sds组病人的身高sds较大,提示了该组不是完全的gh缺乏病人。而且,在排除了gh峰值低于5ug/l、igf-i sds小于-2或身高sds小于-2.5的三次分析中,持续存在bmi与gh峰值之间的关系。


第二,因为回顾性临床数据,使用了四种不同的刺激试验,因而每次分析的样本大小不足。不同的刺激试验对gh的刺激不同,虽然在单变量回归分析中试验类型与ln gh峰值无显著相关,但在多变量模型分析中实验类型与gh峰值相关。以实验类型区分,bmi无显著不同,当在多变量分析中控制刺激试验类型时,bmi仍然是ln gh峰值的显著预测因素。然而,在使用某些刺激药物后,bmi对gh峰有较大影响,而在使用其它药物后影响较小的也是相当可能的。例如,如果增加促生长激素抑制素对bmi增加与gh峰之间的关系发生作用,在应用促生长激素抑制素的抑制剂-精氨酸的试验中,bmi可能就是一种较小的影响因素。因而尚需使用相同刺激试验的大样本研究来证实儿童bmi对gh峰值的影响。


第三,我们没有比bmi对gh动力学有更大影响的人体测量学或身体组成数据(例如腰围或腰髋比例)。虽然最近对儿童和青少年的研究证明,bmi可能与腰围一样与身体总脂肪高度相关,但bmi可能是内脏性腹部肥胖的粗略替代指标,所以腰围与gh分泌的关系可能比bmi更密切。最后,我们没有血脂、血清炎性标志物或其它心血管风险因子的数据资料,因而不能确定gh的降低与心代谢风险之间是否存在相关。在肥胖儿童和成年人,相对ghd似乎独立贡献于心代谢风险的标志物,但尚不清楚正常体重组群是否存在这种关系。


尽管存在这些局限性,我们的数据强调了在解释儿童gh刺激试验结果时,应当考虑到bmi。虽然确定儿童脂肪组织增加而gh下降的病因因素和代谢后果显然还需要大样本研究,但我们的数据证明,甚至在正常体重组群,较高bmi的儿童被不成比例的过度诊断为ghd。

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