基于整體理論采用會陰盆底超聲探討孕期壓力性尿失禁發(fā)生機(jī)制的研究

羅丹，陳玲，余霞娟，靳梅，蔡文智*

國際尿控協(xié)會定義壓力性尿失禁（SUI）是指正常情況下無漏尿，而在腹壓增加時（如咳嗽、打噴嚏、大笑或運(yùn)動等）尿液不自主流出的現(xiàn)象［1］。尿失禁除了對患者的社會關(guān)系和身心健康帶來顯著影響外，同時會影響性功能及婚姻關(guān)系［2］，給家庭、社會和醫(yī)療保健體系帶來巨大的負(fù)擔(dān)［3］。孕期尿失禁的發(fā)生率較高，而不同孕周尿失禁的發(fā)生率為16.8%～72.0%［4-6］。有過妊娠史的經(jīng)產(chǎn)婦再次孕期及產(chǎn)后發(fā)生尿失禁的比例遠(yuǎn)大于初次妊娠者［7-8］，隨著國家“二孩政策”的開放，孕期尿失禁問題不容忽視。

SUI在孕期尿失禁中比例最高［9-10］，流行病學(xué)調(diào)查發(fā)現(xiàn)妊娠是發(fā)生SUI的高危因素［11-13］，但是目前對妊娠如何造成盆底損傷的生理機(jī)制尚未明確，這一領(lǐng)域中還有很多問題需要回答。孕期發(fā)生SUI的病理生理學(xué)機(jī)制尚難以明確，意味著無法對癥治療并早期干預(yù)，最終失去改善患者生活質(zhì)量的機(jī)會。

目前普遍接受的關(guān)于SUI發(fā)生機(jī)制的假說和理論主要為Petros的整體理論，然而該理論多用在手術(shù)與非孕期人群中，整體理論是否適用于孕期人群，解釋孕期SUI的發(fā)生機(jī)制還有待探索?；诖耍狙芯炕谡w理論結(jié)合會陰盆底超聲檢查，進(jìn)行孕期SUI發(fā)生機(jī)制評估模型的理論研究，為后期的臨床研究提供有效的理論依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 倫理學(xué)審查 本研究經(jīng)深圳市婦幼保健院倫理委員會審查批準(zhǔn)（2016-30），并在中國臨床試驗注冊中心注冊（注冊號：ChiCTR-OOD-16008625）。研究對象均簽署知情同意書。

1.2 研究對象 采取便利抽樣法選取2016年10月—2017年1月于深圳市婦幼保健院及南方醫(yī)科大學(xué)深圳醫(yī)院產(chǎn)科門診就診的孕早、中期孕婦245例（樣本A），用于探索性因子分析。采用1∶1的病例對照研究，將2017年5—9月于產(chǎn)科門診就診的孕早、中期孕婦206例作為樣本B用于構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型。兩個樣本的納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）無意識障礙及精神類疾??；（2）能獨立完成問卷填寫。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）有孕前尿失禁史；（2）有腹部、陰道手術(shù)史；（3）有巨大盆腔包塊史；（4）有糖尿病、高血壓等慢性疾病史；（5）前置胎盤、先兆早產(chǎn)、羊水量異常、胎兒生長受限、陰道出血。剔除標(biāo)準(zhǔn)：沒有完成調(diào)查或超聲檢查。

樣本量計算：

樣本A：在進(jìn)行探索性因子分析時，樣本量至少為量表條目的5～10倍［14］。本研究擬納入34個變量進(jìn)行探索性因子分析，加上20%的無效樣本，考慮樣本收集的難易程度及成本，本研究探索性因子分析預(yù)納入245例孕婦進(jìn)行調(diào)查。

樣本B：結(jié)構(gòu)方程模型的樣本量，最好在200以上［15］，本研究采取1∶1病例對照研究方法，故擬分別納入對照組及病例組100例以上。

1.3 研究方法

1.3.1 問卷調(diào)查 采用國際尿失禁咨詢委員會尿失禁問卷簡表（ICI-Q-SF）［16］對產(chǎn)科門診就診的孕婦進(jìn)行現(xiàn)場問卷調(diào)查。ICI-Q-SF由四部分內(nèi)容組成：漏尿次數(shù)、漏尿量、漏尿?qū)θ粘Ｉ畹挠绊?、何種情況發(fā)生漏尿，得分0分為對照組，非0分為病例組，該問卷的Cronbach's α系數(shù)為0.71～0.96，信度為0.72～0.93［17］?，F(xiàn)場檢查問卷是否填寫完全，對于未完成問卷調(diào)查或問卷填寫，未完成超聲檢查，Valsalva動作或縮肛動作無效者均視為無效問卷。

1.3.2 經(jīng)會陰盆底超聲檢查 樣本A：采用美國GE Voluson E8超聲診斷儀，配置RIC5-9D型三維容積探頭，頻率為5～9 MHz。超聲檢查者統(tǒng)一培訓(xùn)，研究對象檢查前排空大便和尿液，取仰臥位，探頭涂以耦合劑，外覆避孕套，經(jīng)陰道探頭置于兩側(cè)陰唇之間，正對尿道外口正下方，以恥骨聯(lián)合為中軸指示點，獲得陰道、尿道、肛管等的正中失狀位平面，然后進(jìn)行容積掃描，適當(dāng)調(diào)整選擇框，掃描膀胱頸、尿道、陰道、近端肛管、遠(yuǎn)端肛管、恥骨聯(lián)合，采集患者靜息狀態(tài)（R）下和Valsalva狀態(tài)（V）下盆底二維/三維盆底橫斷面聲像圖，Valsalva動作持續(xù)大約5 s直至能獲得滿意的成像。采用GE Kretz 4D View（GE Healthcare） version 10.3 系統(tǒng)分別測在 R、V、縮肛狀態(tài)（C）下的α角〔膀胱后壁（三角區(qū)）與近端尿道之間的夾角［18］〕、β角（膀胱頸與恥骨聯(lián)合下緣的連線與恥骨聯(lián)合中軸線的夾角［19］）、γ角（近段尿道與人體縱軸線所形成的夾角［18］）、盆底裂孔面積（HA，恥骨聯(lián)合下緣與恥骨直腸肌內(nèi)側(cè)緣間的面積［20］）、膀胱頸在X軸的位置（Dx，膀胱頸與恥骨聯(lián)合后下緣水平線的水平距離［20］）、膀胱頸在Y軸的位置（Dy，膀胱頸與恥骨聯(lián)合后下緣水平線的垂直距離［21］）、肛門外括約肌厚度（EAS，肛門外括約肌的厚度［22］）、膀胱頸漏斗化（BNF，Valsalva狀態(tài)下，膀胱頸開放成漏斗狀［23］），見圖1。

樣本B：對樣本B同樣采用問卷調(diào)查及經(jīng)會陰盆底超聲檢查，此部分的超聲指標(biāo)為基于樣本A探索性因子分析篩選的結(jié)果，測量方法如上。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 釆取雙錄入核查，使用EpiData 3.1建立數(shù)據(jù)庫，利用SPSS 21.0統(tǒng)計軟件對樣本A的超聲指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行同質(zhì)性檢驗以篩選條目，將篩選出的條目進(jìn)行探索性因子分析。樣本B采用AMOS 20.0軟件進(jìn)行驗證性因子分析以建立結(jié)構(gòu)方程模型。雙側(cè)檢驗水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 同質(zhì)性檢驗結(jié)果 樣本A共發(fā)放調(diào)查問卷245份，回收有效問卷216份，有效回收率為88.2%。樣本B中病例組和對照組各103例孕婦，孕婦年齡為20～46歲，平均年齡（30.4±4.3）歲；孕早期95例（46.1%），孕中期111例（53.9%）；經(jīng)產(chǎn)婦110例（53.4%），初產(chǎn)婦96例（46.6%）。同質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示，共同性＞0.200或因素負(fù)荷量＞0.450的超聲指標(biāo)條目有10個，分別為：β（V）、Δβ（VR）、γ（V）、Δγ（VR）、HA（V）、ΔHA（VR）、Dx（V）、Dx（VR）、Dy（V）、ΔDy（VR），見表1。

2.2 探索性因子分析 將同質(zhì)性檢驗篩選出的10個條目進(jìn)行探索性因子分析，分析結(jié)果顯示適當(dāng)性檢驗的KMO值為0.762，Bartlett's球形檢驗的 χ2值為 1 364.48，P＜0.001，提示可進(jìn)行探索性因子分析。以主成分分析法進(jìn)行分析，通過方差最大法正交旋轉(zhuǎn)后提取得到3個公因子（各公因子特征值均＞1），累積方差貢獻(xiàn)率為73.339%。提取出的3個公因子按照條目內(nèi)容的潛在特征進(jìn)行命名，第1個公因子包含：β（V）、Δβ（VR）、Dx（V）、Dx（VR）、Dy（V）、ΔDy（VR），命名為“膀胱尿道連接部的移動度”；第2個公因子包含：γ（V）、Δγ（VR），命名為“尿道移動度”；第3個公因子包含：HA（V）、ΔHA（VR），命名為“盆底裂孔面積的改變”；各條目在公因子上的載荷系數(shù)詳見表2。

2.3 結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建 基于探索性因子分析結(jié)果篩選出的10個超聲指標(biāo)，再次調(diào)查了病例組與對照組，得到樣本B，用于構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型。采用驗證性因子分析構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，該方法同時生成模型擬合結(jié)果，構(gòu)建的初始模型各個評價指標(biāo)均未達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)，整體模型擬合度較低，需對模型進(jìn)行修正。初始模型標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)顯示，γ（V）←尿道傾斜角這一路徑的路徑系數(shù)為0.985（＞0.950），考慮該指標(biāo)和其他指標(biāo)存在共線性［24］。經(jīng)Pearson相關(guān)性檢驗，發(fā)現(xiàn)Δγ（VR）與γ（V）的相關(guān)系數(shù)為0.880，P＜0.001，予刪除γ（V）。對剔除γ（V）后的模型再次進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)孕期SUI←Δγ（VR）這一路徑系數(shù)為-0.112，γ角的移動度與孕期SUI呈負(fù)相關(guān)，與尿道高活動假說不符，考慮導(dǎo)致負(fù)向結(jié)果的原因是Δγ（VR）與其他觀測變量存在共線性。采用線性回歸的共線性診斷發(fā)現(xiàn)，Δγ（VR）與β（V）的共線性程度最大，當(dāng)刪除Δγ（VR）時，模型可輸出結(jié)果。將剔除γ（V）和Δγ（VR）的模型進(jìn)行分析，并根據(jù)MI＞3.84的修正標(biāo)準(zhǔn)對模型進(jìn)行反復(fù)修正，得出的各適配指標(biāo)均達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)，模型可接受，詳見表3。各路徑的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為：0.18～0.92，P值均＜0.05，結(jié)果見圖2，模型保留了9個觀測變量，2個外潛變量。

表1 條目的共同性及因素負(fù)荷量Table 1 Communality and factor loading of each item

圖1 經(jīng)會陰超聲檢查圖Figure 1 Transperineal ultrasound measurement of pregnant women

3 討論

3.1 條目篩選和因子提取 本研究主要采用主成分分析法和同質(zhì)性檢驗進(jìn)行條目的篩選，最終保留了10個條目，同質(zhì)性檢驗結(jié)果共刪除24個共同性＜0.200，因子負(fù)荷量＜0.450的條目，說明被刪除的條目與共同因素關(guān)系程度較低。探索性因子分析過程中，KMO值為0.762，Bartlett's球形檢驗結(jié)果提示適合做探索性因子分析。因子解釋變異量的累積方差貢獻(xiàn)率為73.339%，表明提取結(jié)果理想，最終得出的3個公因子設(shè)置合理，能夠體現(xiàn)孕期SUI發(fā)生機(jī)制的盆底形態(tài)學(xué)改變。

表2 因子轉(zhuǎn)軸后的成分矩陣Table 2 The component matrices after factor rotation

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑圖Figure 2 The standardized path diagram of SME

3.2 模型構(gòu)建 本研究采用1∶1病例對照研究構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，得出的結(jié)構(gòu)方程模型各項擬合指數(shù)擬合較好，說明本研究所構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型是可以接受的，該模型能夠較好地反映出孕期SUI發(fā)生機(jī)制——盆底形態(tài)學(xué)改變與各項超聲指標(biāo)之間的關(guān)系。所有路徑對應(yīng)的P值均＜0.05，達(dá)到顯著水平。各條路徑的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)的絕對值均＜1說明其具有合理的取值范圍。標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)越大，表示指標(biāo)變量更能有效地反映其要測的結(jié)構(gòu)概念特質(zhì)。HAIR等［25］認(rèn)為，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)應(yīng)該達(dá)到0.50或更高，理想狀況下應(yīng)該達(dá)到0.70或更高。本研究結(jié)果顯示，除Dx（VR）、Dx（V）以外，模型的其他觀測變量標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)均大于0.70，能夠有效地測量對應(yīng)潛變量特質(zhì)。

3.3 模型的整體效應(yīng)解釋

3.3.1 膀胱尿道連接部的移動度 從圖2可知，膀胱尿道連接部的移動度對孕期SUI的總效應(yīng)值為0.60，說明膀胱尿道連接部移動度越大，孕期發(fā)生SUI的可能性越大。國內(nèi)學(xué)者ZHANG等［26］采用病例對照研究，通過經(jīng)會陰超聲測量膀胱尿道連接部的移動度，發(fā)現(xiàn)孕晚期膀胱尿道連接部的移動度達(dá)到某一程度時會導(dǎo)致孕期SUI。VAN VEELEN等［27］在孕早期、孕中期分別對268例孕婦進(jìn)行盆底超聲檢測，結(jié)果發(fā)現(xiàn)SUI孕婦5個狀態(tài)下膀胱頸的位置，除孕中期C下的Dy外，與非SUI孕婦均不存在差異，本研究結(jié)果與之不同的原因可能是，該研究采用的兩樣本間的t檢驗，未能考慮變量間的相互作用對孕期SUI的影響，本研究采用的是結(jié)構(gòu)方程模型，可同時處理多個變量，不僅能夠研究可觀測變量，還能反應(yīng)觀測的變量及外潛變量之間的關(guān)系。

3.3.2 盆底裂孔面積的改變 盆底裂孔面積的改變對孕期SUI的總效應(yīng)值為0.18，說明盆底裂孔面積的改變越大，孕期發(fā)生SUI的可能性越大。臺灣學(xué)者CHAN等［28］分別于孕中、早期測量盆底裂孔面積，發(fā)現(xiàn)盆底裂孔面積隨著孕期的增加而增加，且孕期SUI的孕婦其不同狀態(tài)下的盆底裂孔面積大于非SUI的孕婦?？芍璧琢芽酌娣e的改變能夠用于評價孕期SUI。

KEFER等［29］基于整體理論，通過構(gòu)建老鼠模型，評價恥骨尿道韌帶缺乏對長期SUI的影響，該研究也證實了整體理論中所提到的盆底結(jié)締組織對盆底的支持作用，但是該研究仍處于動物模型。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)激素是導(dǎo)致孕期SUI的發(fā)生原因之一，孕期間，松弛素水平和前列腺激素水平增高，而松弛素會促進(jìn)盆底組織的弱化，加快、加重盆底組織松化，降低尿道內(nèi)壓，增加孕期SUI的發(fā)生率［30-31］，同時亦有研究發(fā)現(xiàn)，前列腺素也會引起SUI［32］。上述研究從生理的角度分析孕期SUI的發(fā)生機(jī)制，但筆者認(rèn)為，激素作用于組織，最終仍然導(dǎo)致盆底解剖結(jié)構(gòu)紊亂而引起SUI。IOSIF等［33］調(diào)查了12例孕期患有SUI的婦女及14例孕期無SUI的婦女，通過測量尿道閉合壓及尿道長度，發(fā)現(xiàn)有SUI的孕婦其靜息狀態(tài)的尿道閉合壓低于無SUI的孕婦，且前者孕期尿道更早發(fā)生縮短，縮短程度更大，筆者認(rèn)為尿道閉合壓的降低及尿道的縮短程度是導(dǎo)致孕期SUI的原因，該研究從尿道的變化情況去探索孕期SUI的發(fā)生，然而該研究的樣本量較小，結(jié)果難以外推。

表3 修正后模型估計擬合指數(shù)Table 3 Fit indices of the fixed model

4 結(jié)論

本研究基于整體理論，采用探索性因子分析和結(jié)構(gòu)方程模型相結(jié)合的方法探索孕期SUI的發(fā)生機(jī)制，結(jié)果顯示模型擬合良好，發(fā)現(xiàn)孕期SUI的發(fā)生機(jī)制主要是與膀胱尿道連接部移動度的改變、盆底裂孔面積的變化有關(guān)。本研究構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型，從盆底形態(tài)學(xué)改變的角度探討孕期SUI的發(fā)生機(jī)制，為后期孕期SUI的篩查工具及干預(yù)方案的制定提供理論依據(jù)。

5 局限和展望

本研究的目的是為后期制作孕早、中期人群SUI高危篩查工具提供理論依據(jù)，有利于后續(xù)預(yù)防方案的實施，因此，本研究并未驗證整體理論在孕晚期人群中的適用性。本研究在臨床資料收集時要求孕婦進(jìn)行Valsalva及縮肛動作，部分孕婦尤其是初次妊娠者，用力不到位，從而對HA（V）、Dy（V）的結(jié)果影響較大，這也是影響本研究結(jié)果的因素之一。孕期SUI的發(fā)病機(jī)制復(fù)雜，本研究只是從盆底形態(tài)學(xué)改變的角度進(jìn)行分析，而分子生物的微觀角度并未涉及，對于解釋孕期SUI的發(fā)生機(jī)制是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，期待后續(xù)學(xué)者從分子生物學(xué)的微觀角度解析孕期SUI的發(fā)生機(jī)制。

作者貢獻(xiàn)：羅丹進(jìn)行研究設(shè)計與實施、資料收集整理、論文撰寫及修改；余霞娟進(jìn)行研究設(shè)計與實施、資料收集整理；陳玲進(jìn)行研究設(shè)計與評估，論文修改；靳梅進(jìn)行資料收集；蔡文智進(jìn)行研究評估，質(zhì)量控制及審校。

本文無利益沖突。