孕晚期血清铁水平与子痫前期关系的Meta分析

陈森 李楠 杨娜 欧阳汉强 刘莹娟 叶荣伟

【摘要】 目的系统评价孕晚期血清铁水平与子痫前期发病的相关性。方法检索Pubmed、Web of science、中国期刊网全文数据库、万方数据库和维普数据库,收集2014年3月以前有关孕晚期铁水平和子痫前期的病例对照研究,筛选出符合入选标准的文献,进行Meta分析。结果共有21篇病例对照研究纳入分析,8篇文献将病例组分为子痫前期轻度和重度,轻度子痫前期(SMD=1.84,95%CI为0.65~3.03)和重度子痫前期(SMD=2.82,95%CI为1.52~4.13)孕晚期血清铁水平均高于对照组,差异有统计学意义。13篇文献以子痫前期为病例组,子痫前期血清铁水平高于对照组,但差异无统计学意义(SMD=0.39,95%CI为-0.34~1.12)。结论孕晚期血清铁水平与子痫前期发病关系密切。

【关键词】血清铁水平; 子痫前期; Meta分析

子痫前期(preeclampsia)是妊娠期特发疾病,以妊娠20周后出现高血压和蛋白尿为主要特征,严重威胁母亲与新生儿的健康[1]。子痫前期的发病机制不明确,既往研究显示,子痫前期的发生与氧化应激、脂质氧化及内皮细胞损伤有关[2]。铁是一种过渡金属,具有促进氧化的功能。通过芬顿(Fenton)反应和哈伯·韦斯(Haber-Weiss)反应,体内过量的铁可以与OH反应,导致体内的脂质过氧化物的升高,会打破体内氧化和抗氧化的平衡,造成氧化应激的障碍[3-4]。所以,既往有学者提出孕期铁水平与子痫前期的发生存在关联关系[5-8]。近年,一些研究发现,子痫前期孕妇孕晚期的血清铁水平明显高于健康对照组[7, 9],但同时一些研究得出了与之相反的结果[5-6]。既往研究不一致的原因可能与样本量较小有关。相关研究的样本量均低于120,这可能导致把握度不足,且无法控制关键的混杂因素。本研究对孕晚期血清铁水平与子痫前期关系的相关病例对照研究进行Meta分析,并对子痫前期的进一步研究及防治提供参考依据。

材料与方法

一、检索策略

通过计算机在外文数据库(PubMed、Web of science)和中文数据库[中国期刊网全文数据库(CNKI)、万方数据库、维普数据库]上进行检索,收集有关孕妇孕晚期血清铁水平与子痫前期关系的病例对照研究,检索时限均为从建库至2014年3月。以“子痫前期”、“血清铁水平”为中文检索词,“Preeclampsia”、“Iron”为英文检索词,同时结合各个数据库的主题词和自由词,运用逻辑符、通配符、范围运算符等制定检索式。

二、文献纳入与排除标准

纳入标准包括:1.设计类型为病例对照研究;2.探讨孕妇血清铁水平与子痫前期的相关性;3.对子痫前期有准确的定义;4.对照组为正常健康的孕晚期妇女;5.对血清铁水平的测定方法和测定时间有准确定义,从文中可以得到孕妇血清铁水平测定结果,包括均值和标准差等信息;6.血清铁的测定时间需要在患者开始治疗前,并通过采集静脉血测定;7.病例组样本量大于10例。

排除标准包括:1.不符合纳入标准的文献;2.重复发表的文献、综述、评论或讲座;3.数据有明显错误的文献;4.血清铁水平未给出度量单位的文献。

三、文献质量评价

由2名评价员对纳入试验独立进行资料提取和质量评价,然后交叉核对,如遇分歧讨论解决。采用Newcastle-Ottawa Scale(NOS)质量评价标准进行文献质量评价。NOS共包括8个条目,包括研究对象、组间可比性、暴露因素测量等方面,共计9个给分点,NOS评分5分以上的文献视为质量较好,予以纳入。

四、统计学处理

所有的文献信息均分别由2位以上研究者独立提取,遇有分歧讨论直至统一。采用RevMan 5.0软件进行Meta分析。首先进行异质性检验,若异质性差异无统计学意义,则用固定效应模型进行Meta分析;若存在异质性,则寻找异质性来源进行亚组分析,如果未找出原因则用随机效应模型进行合并分析,结果以标准均数差(standard mean difference,SMD)和95%置信区间(95% confidence interval,95%CI)表示。采用漏斗图观察研究是否存在发表偏倚。P<0.05为差异有统计学意义。

一、检索结果及纳入文献特征

本研究初检文献1 109篇,Pubmed、Web of science、CNKI、万方数据库、维普分别为282篇、279篇、288篇、198篇、62篇,利用文献管理软件去重后得到文献843篇,按本研究的纳入和排除标准经过筛选最终纳入文献21篇,病例组为子痫前期文献13篇,将病例组分为轻度和重度子痫前期文献8篇。各纳入研究的基本特征和文献质量评价结果见表1。

表1纳入研究的基本特征

纳入研究病例组孕妇年龄(岁)孕妇孕周(周)对照组孕妇年龄(岁)孕妇孕周(周)血清铁检测方法Sarwar2013[5]25.46±0.8535.32±0.3725.76±0.7336.79±0.27光谱法Serdar2006[8]25±2.3①26±1.9②34.6±2.3①34.7±3.9②27±4.139.1±1.4—Atarod2012[10]27.8±4.933.6±2.5727.9±533.6±2.57分光光度法Adam2001[11]29±835±427±6.837±3.9比色法Das1994[12]24.3±3.8033.39±1.5623.7±3.2232.7±1.43比色法Ahsan2013[6]26.05±5.4135.60±3.8524.11±4.9336.23±2.64光谱法Samuels1987[9]21.8(16~27)37.5±2.522.4(19~27)35.0±3.7比色法Vitoratos1999[13]24±3.732.822±3.233.9比色法Fenzl2013[14]31.236.530.837.4分光光度法Siddiqui2010[7]29±6.1—29.5±6.0—生化法Gupta1997[15]17~30———生化法Entman1983[16]————分光光度法Abo-Elmatty2012[17]————比色法李杰2006[18]25.5(22~35)(37~40)26.2(22~40)≥37分光光度法杨乐天2007[19]28.75±2.6437.26±2.7526.83±2.5938.78±1.54分光光度法李平珍2009[20]27.90±2.51①26.02±3.10b②38.69±1.84①36.10±1.06②28.32±3.4838.92±2.17生化法苏琦枫1995[21]31~3834~4031~3834~40光谱法朱晓东2001[22]28.2(23~36)37.5±2.527.2(21~36)38.0±1.9分光光度法冯晶瑾2013[23]28.63±6.3830.93±3.7128.73±5.2832.43±1.83生化法邱红玉1997[24]————比色法符玉良1987[25]————光谱法

注:部分文献将子痫前期孕妇分两组描述年龄和孕周,其中①代表轻度子痫前期②代表重度子痫前期;—代表文献中没有介绍

二、Meta分析结果

病例组为子痫前期的文献13篇,病例组477例,对照组453例,各研究间存在异质性(χ2=298.13,df=12,P<0.01),子痫前期组孕妇的血清铁水平高于对照组,但差异无统计学意义(SMD=0.39,95%CI为-0.34~1.12),见表2。病例组为轻度子痫前期的文献共有7篇,病例组192例,对照组248例,各研究间存在异质性(χ2=148.70,df=6,P<0.01),轻度子痫前期组孕妇的血清铁水平高于对照组,差异有统计学意义(SMD=1.84,95%CI为0.65~3.03),见表2。病例组为重度子痫前期的文献共有8篇,病例组167例,对照组278例,各研究间存在异质性(χ2=166.82,df=7,P<0.01),重度子痫前期组孕妇的血清铁水平高于对照组,差异有统计学意义(SMD=2.82,95%CI为1.52~4.13),见表2。

表2孕晚期血清铁水平与子痫前期关系的Meta分析

纳入研究病例组例数均数±标准差对照组例数均数±标准差权重(%)SMD(95%CI)病例组为子痫前期 Sarwar201350113±2258196±327.7-2.96(-3.51,-2.41) Ahsan201344106±2227129±117.8-1.17(-1.69,-0.65) Fenzl201330106±453776±407.8 0.69(0.20,1.19) Abo-Elmatty20126085±356067±387.9 0.49(0.12,0.85) Siddiqui201040132±518068±297.8 1.67(1.23,2.10) Adam20012083±452066±217.6 0.45(-0.18,1.08) Vitoratos199915105±351575±307.4 0.88(0.12,1.63) Das199454117±242087±177.7 1.28(0.72,1.83) Samuels198730111±262469±177.6 1.84(1.20,2.49) Entman198331141±601467±437.5 1.33(0.64,2.02) 邱红玉199728161±3918110±297.6 1.42(0.76,2.09) 苏琦枫199550110±6050180±807.9-0.98(-1.40,-0.57) 符玉良198725142±6230125±617.7 0.26(-0.27,0.80) Total(95%CI)477453100.0 0.39(-0.34,1.12)Heterogeneity:Tau2=1.73;Chi2=298.13,df=12(P<0.00001);I2=96%Testforoveralleffect:Z=1.05(P=0.29)病例组为轻度子痫前期 Atarod20123087±124078±1115.0 0.78(0.29,1.27) Serdar20063098±483073±3114.9 0.61(0.09,1.13) Gupta199741115±155065±1414.7 3.43(2.77,4.08) 李平珍20093686±172857±2214.9 1.48(0.92,2.04) 杨乐天20071779±163096±4414.8-0.46(-1.06,0.15) 李杰200628185±132090±711.1 8.55(6.68,10.43) 朱晓东200110136±2650132±2314.6 0.17(-0.51,0.85) Total(95%CI)192248100.0 1.84(0.65,3.03)Heterogeneity:Tau2=2.41;Chi2=148.70,df=6(P<0.00001);I2=96%Testforoveralleffect:Z=3.02(P=0.002)病例组为重度子痫前期 Atarod201210105±54078±1112.7 2.62(1.74,3.49) Serdar200622235±302090±711.3 6.39(4.83,7.95) Gupta19979135±45065±1412.0 5.29(4.07,6.50) 冯晶瑾201330131±743074±3413.1 0.98(0.44,1.51) 李平珍200926205±242857±2211.7 6.35(4.99,7.70) 杨乐天200730133±673096±4413.1 0.64(0.12,1.16) 李杰200630136±503073±3113.1 1.49(0.92,2.07) 朱晓东200110129±2150132±2313.0-0.13(-0.81,0.55) Total(95%CI)167278100.0 2.82(1.52,4.13)Heterogeneity:Tau2=3.32;Chi2=166.82,df=7(P<0.00001);I2=96%Testforoveralleffect:Z=4.23(P<0.0001)

三、发表偏倚

病例组为重度子痫前期的8篇文献绘制的漏斗图对称性较差,提示可能存在发表偏倚。病例组为子痫前期(14篇)和轻度子痫前期(7篇)绘制的漏斗图对称性较好。

本研究在研究过程中,采取了严格的文献纳入排除标准,对于病例组和对照组具有严格的定义,对血清铁指标的测定时间和方式都进行了规定,采用了NOS评分对文献质量进行了评价,纳入文献大部分对孕周、年龄等关键的混杂因素进行了匹配,具有较强的参考价值。本次Meta分析显示,子痫前期的孕妇孕晚期血清铁水平高于对照组,轻度子痫前期孕妇孕晚期血清铁水平高于对照组,重度子痫前期的孕妇孕晚期血清铁水平显著高于对照组。

目前,子痫前期发病机制相关研究尚无定论[1]。既往研究显示,子痫前期的发病与氧化应激和胰岛素抵抗有关,而孕妇血清铁水平过高时,过量的铁通过参与细胞和组织中氧化-还原反应(Fenton反应)产生毒性较强的氧化自由基,进而改变孕妇体内的氧化应激状态,从而导致子痫前期的发生[14]。另有研究指出,子痫前期的发病过程中,伴随着溶血的现象,造成血红蛋白中的铁进入体液,导致血清铁水平升高[16]。有关子痫前期孕妇孕晚期血清铁水平上升的机制还有待进一步的研究。

本研究中,各纳入研究间存在较大的异质性。由于研究对象地域分散、年龄差异、孕周差异等区别,导致各研究之间可能存在较大的临床异质性;由于各研究血清铁测量的方法不同,虽然采用的方法都是血清铁测量的主流方法[26],但其使用的仪器型号均不相同,导致各研究之间可能存在较大的方法学异质性。另外,子痫前期被划分为轻度和重度以后,各组研究数量较少,所以本研究未采用Meta回归进行分析,针对以上情况,本研究采用了随机效应模型进行了合并,并采用标准均数差进行合并。

本研究存在如下问题:(1)纳入研究均为病例对照研究,从结局到暴露的回顾性分析方式,而不是前瞻性的队列研究数据;(2)纳入研究的样本量均较小,把握度较低;(3)有诸如增刊、会议等灰色文献的遗漏,并且只纳入了用中文和英文两种语言发表的文献,可能存在发表偏倚[27];(4)病例组为子痫前期时,病例组和对照组的血清铁水平差异无统计学意义,但在另外的一些文献将病例组分来为轻度和重度,子痫前期轻度和重度的血清铁水平均高于对照组,造成这种差异的原因可能是各时代和各地区对于子痫前期定义不统一,一些病例组为子痫前期的文献将妊娠高血压纳入子痫前期,妊娠高血压的病情严重程度要弱于子痫前期,这可能导致对效应值的低估[1]。综上得出,研究类型、样本量小,发表偏倚等问题对结果的影响不具有方向性,子痫前期定义不统一的问题,可能导致对效应的低估。

目前有关孕期血清铁水平与子痫前期发病关系的相关研究数量较多,但是研究的质量有待提高,在将来的研究中,建议采用前瞻性的队列研究进行观察,并且增加样本量,扩大样本选择的范围,提高研究的可信度。综上所述,孕晚期血清铁水平与子痫前期发病存在关联,但进一步确认二者关系还需要高质量、大样本、前瞻性的研究进行证实。

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Serum iron levels in preeclampsia in third trimester of pregnancy:A meta-analysis

CHEN Sen,LI Nan,YANG Na,OUYANG Hanqiang,LIU Yingjuan,YE Rongwei.

Department of Epidemiology and Biostatistics,School of Public Health;Institute of Reproductive and Child Health;Ministry of Health Key Laboratory of Reproductive Health,Peking University,Beijing100191,China

[Abstract]ObjectiveTo investigate the association between serum iron concentrations in the third trimester of pregnancy and the occurrence of preeclampsia (PE) by a Meta-analysis.MethodsDatabases including PubMed, Web of Science, CNKI, WANFANG, and VIP were searched to identify case-control studies on iron levels in the third trimester of pregnancy and PE as of March 2014. Selected publications were included in the Meta-analysis.ResultsTwenty-one case-control studies were included. The results showed that serum iron level in preeclampsia was higher than that of control group, but without a difference being statistically significant [SMD=0.39,95%CI:-0.34-1.12,P=0.29]. Compared with control group, serum iron level in mild and severe PE were both higher, with both differences being significant [SMD=1.84, 95%CI:0.65-3.03,P<0.05; SMD=2.82, 95%CI:1.52-4.13,P<0.0001, respectively].ConclusionSerum iron levels in the third trimester of pregnancy were associated with occurrence of PE.

[Key words]Serum iron level; Preeclampsia; Meta analysis

作者单位:100191 北京大学公共卫生学院流行病与卫生统计学系 北京大学生育健康研究所 卫生部生育健康重点实验室(陈森,李楠,杨娜,叶荣伟);北京大学第三医院骨科(欧阳汉强);北京大学公共卫生学院毒理学系(刘莹娟)

通讯作者:叶荣伟(yerw@bjmu.edu.cn)

(收稿日期:2014-09-16)

(编辑:车艳)