单纯性乳房早发育(isolated premature thelarche, IPT)为不完全性性早熟,临床表现仅为单侧或双侧乳房发育
[1]。在2~4岁之前出现的IPT可能与微小青春期有关。而6岁后出现的IPT则存在进展为中枢性性早熟(central precocious puberty, CPP)的风险
[2]。性早熟可能会对儿童的身高发育及心理健康产生不良影响
[3]。CPP的诊断标准为女童7.5岁前出现乳房发育或10岁前发生月经初潮
[4],其治疗目标是实现正常的青春期发育进程,提高成年终身高,并降低社会心理问题发生率
[5]。
青春期发育阶段,性腺类固醇分泌增加会促使血清生长激素(growth hormone, GH)水平升高。胰岛素样生长因子1(insulin-like growth factor-1, IGF-1)依赖于前垂体腺脉冲式分泌的GH,是评估GH/IGF-1轴激活状态的重要标志物
[6]。既往研究显示,CPP女童IGF-1水平显著高于IPT女童,且IGF-1与骨龄、黄体生成素(luteinizing hormone, LH)存在相关性
[7-8]。目前研究多聚焦于IGF-1、GH水平在不同性早熟类型间的差异对比,对二者在IPT与CPP中的作用及应用价值探讨不足。本研究拟通过对比IPT女童及CPP女童间GH、IGF-1水平差异,明确二者在此过程中的变化趋势,并基于GH、IGF-1构建预测模型,旨在为CPP早期诊断提供新的量化依据与预测工具,助力临床及时干预,改善患儿预后。
1 资料与方法
1.1 研究对象
回顾性选择2022年1月—2023年8月于中日友好医院及新疆生产建设兵团医院诊断为IPT的111例女童作为研究对象。纳入标准:(1)年龄4~8岁;(2)根据《中枢性性早熟诊断与专家共识(2022)》
[4],IPT女童的诊断标准:7.5岁之前乳房开始发育,不伴有其他性发育的征象,无生长加速及骨骼发育提前表现,且无阴道出血。同时LH、卵泡刺激素(follicle-stimulating hormone, FSH)水平、骨龄检测结果、子宫卵巢彩超表现,以及促性腺激素释放激素(gonadotropin-releasing hormone, GnRH)激发试验结果,均不符合CPP的诊断标准;(3)患儿家属签署知情同意书。排除标准:(1)甲状腺功能异常;(2)临床资料不完整;(3)肝肾及免疫功能异常;(4)合并肿瘤;(5)合并精神疾病;(6)不配合随访。本研究获得中日友好医院伦理委员会批准(2024-KY-086)。
1.2 IPT女童随访及分组
通过电话、门诊复诊进行随访工作。随访时间为1年,随访截止日期为2024年9月1日。依据女童性发育进展状况,评估其是否需要进行第2次GnRH激发试验,以此判断IPT是否进展。具体终点判定标准如下:通过1年内实施的第2次GnRH激发试验,明确患儿是否进展为CPP或青春早发育(7.1~9.2岁女童出现第二性征发育为青春早发育)。基于判定结果,剔除正常进入青春早发育的女童,最终根据纵向随访结果,在111例患儿中明确71例发生终点事件(仍为IPT或进展为CPP),将其分为CPP组(35例)和IPT组(36例)。
1.3 观察指标
通过医院电子病历系统记录患儿初诊时的临床资料,包括发病年龄、母亲初潮年龄、卵巢容积、子宫长径、体重指数(body mass index, BMI)的标准差评分、骨龄与实际年龄的比值,以及初诊时检测的血清LH、IGF-1、FSH、雌二醇(estrogen, E2)、GH水平。
1.4 测定方法
采集患儿外周血5 mL,离心取上清,保存于-80℃待用。采用免疫化学发光法测定LH、FSH、E2。采用酶联免疫吸附法测定血清IGF-1。GH激发试验采用化学发光法(美国贝克曼库尔特有限公司,ACCESS2免疫分析系统)测定,分析灵敏度为0.010 ng/mL。
1.5 统计学分析
统计学分析采用SPSS 27.0软件。符合正态分布的计量资料以均数±标准差()表示,组间比较采用两样本t检验。使用多元线性回归分析探究IGF-1、GH峰值与性激素的相关性。采用多因素logistic回归分析(使用逐步回归似然比检验向前法)探讨影响CPP的因素并构建模型。采用限制性立方样条分析IGF-1、GH峰值与CPP的剂量-反应关系。通过受试者操作特征曲线(receiver operating characteristic curve, ROC曲线)分析模型的诊断价值。通过综合判别改善指数(integrated discrimination improvement, IDI)和重分类改善指标(categorical net reclassification improvement, cNRI)验证IGF-1、GH峰值对模型的贡献,采用Bootstrap法验证IDI、cNRI改善情况。采用Hosmer-Lemeshow检验比较不同模型的拟合优度,P>0.05表示拟合度良好。采用ROC曲线分析IGF-1、GH峰值单独及联合预测CPP的诊断价值,采用DeLong检验对曲线下面积(area under the curve, AUC)进行比较。基于决策曲线分析GH峰值、IGF-1对CPP的临床价值。P<0.05为差异有统计学意义。
2 结果
2.1 2组女童的临床特征比较
CPP组BMI的标准差评分、卵巢容积、子宫长径、骨龄与实际年龄的比值、E
2、IGF-1、GH峰值高于IPT组女童,病程长于IPT组(
P<0.05),母亲初潮年龄小于IPT组(
P<0.05),见
表1。
2.2 IGF-1、GH峰值与血清性激素水平的相关性
以两组女童为研究对象,在未校正任何因素之前,IGF-1、GH峰值与血清性激素(LH峰值、FSH峰值、E
2)之间存在正相关关系(
P<0.05)。校正其他因素后,IGF-1、GH峰值与性激素的关系依然存在(
P<0.05)。见
表2。
2.3 IPT进展为CPP的多因素logistic回归分析
将
表1中差异具有统计学意义的7个指标(病程、BMI的标准差评分、母亲初潮年龄、卵巢容积、子宫长径、骨龄与实际年龄的比值、E
2)作为预测因子纳入logistic回归分析(不含IGF-1、GH峰值),以是否进展为CPP为结局变量(1=是,0=否),分析导致IPT女童进展为CPP的影响因素。结果显示,病程、BMI的标准差评分、E
2与IPT女童进展为CPP密切相关(
表3)。将影响因素纳入
y=1-1/(1+e
-x )回归方程,获得预测模型1,即
P=1-1/(e
-2.986+0.634×病程+1.538×BMI的标准差评分+0.829×E2)。进一步在多因素logistic回归分析中加入IGF-1、GH峰值,结果显示,病程、BMI的标准差评分、E
2、IGF-1、GH峰值与IPT女童进展为CPP密切相关(
表4),由此获得模型2,即
P=1-1/(e
-2.531+0.536×病程+1.005×BMI的标准差评分+1.116×E2+0.967×IGF-1+1.302×GH峰值)。
2.4 IGF-1、GH峰值对预测模型的贡献
采用ROC曲线分析模型的诊断价值。结果显示,模型1的AUC为0.769(95%CI:0.621~0.803),加入IGF-1、GH峰值后的模型2 AUC提高到0.896(95%CI:0.802~0.950),差异有统计学意义(Z=-2.98,P=0.029)。为了进一步验证IGF-1、GH峰值对预测CPP的贡献,比较了两模型的IDI和cNRI。结果显示,与模型1相比,模型2对IDI和cNRI的提升差异具有统计学意义(P<0.001),其中IDI提高0.074(95%CI:0.051~0.098),cNRI提高0.609(95%CI:0.535~0.772)。
对CPP预测模型1的Hosmer-Lemeshow检验,提示拟合优度良好(=7.117,P=0.634);对模型2的Hosmer-Lemeshow检验,提示拟合优度理想(=6.054,P=0.889)。
2.5 不同年龄组GH峰值、IGF-1对CPP的预测价值
通过ROC曲线分析IGF-1、GH峰值单独及联合预测CPP的诊断价值。以患儿年龄作为分组依据,分为4~6岁组和7~8岁组。两个年龄分组中,联合预测的灵敏度、特异度、准确度、AUC均高于单独预测。4~6岁组IGF-1+GH峰值联合预测的灵敏度、特异度、准确度、AUC均高于7~8岁组。见
表5。
2.6 GH峰值、IGF-1与CPP剂量-反应关系
GH峰值与CPP呈非线性剂量-反应关系(
P总趋势=0.004,
P非线性检验=0.027)。根据样条回归系数及赤池信息量准则,确定的3个节点分别为9.47、11.86、12.19。3个节点对应的
OR分别为0.805(95%
CI:0.735~0.933)、1.205(95%
CI:1.001~1.272)、1.358(95%
CI:1.146~1.858)(
图1A)。IGF-1与CPP呈非线性剂量⁃反应关系(
P总趋势=0.021,
P非线性检验=0.045)。确定的3个节点分别为214.64、306.78、362.55。3个节点对应的
OR分别为0.796(95%
CI:0.703~0.952)、1.176(95%
CI:1.002~1.285)、1.561(95%
CI:1.211~1.795)(
图1B)。
2.7 基于决策曲线分析GH峰值、IGF-1对CPP的预测价值
当高风险阈值为0~1.0时,IGF-1、GH峰值联合预测净收益率>0,有临床意义,且高风险阈值越小,净收益率越大。IGF-1、GH峰值联合预测对CPP的总体净收益高于单独预测的净收益。见
图2。
3 讨论
流行病学调查显示,全球性早熟儿童数量呈上升趋势
[9]。儿童性早熟的核心临床特征为第二性征发育与实际年龄不匹配
[10]。IPT是女童不完全性性早熟的特殊类型,多数患儿经规范生活方式干预后病情可改善,但部分患儿仍会进展为CPP。研究证实,IGF-1对CPP的诊断有一定的预测价值
[11],IGF-1对IPT转化为特发性CPP有一定预测价值
[12]。本研究旨在通过对比IPT女童与CPP女童的IGF-1、GH水平差异,构建IPT女童进展为CPP的临床预测模型,并分析模型的诊断价值。本研究初期排除了甲状腺功能异常、肝肾功能异常、免疫功能异常及合并肿瘤的患儿。因甲状腺功能减退时IGF-1合成减少,甲状腺功能亢进时GH抵抗;肝脏是IGF-1合成的主要器官,肾脏参与IGF-1合成的降解,免疫疾病可通过炎症因子抑制GH分泌,并降低IGF-1循环水平,导致生长轴紊乱
[13];而垂体瘤等肿瘤可直接导致GH/IGF-1异常。
本研究多因素分析显示,病程、BMI的标准差评分、E
2、IGF-1、GH峰值是IPT女童进展为CPP的独立危险因素。IPT可能反映下丘脑-垂体-性腺轴的短暂或低水平激活,如微小青春期。若病程延长,GnRH持续分泌会促使疾病向CPP发展。肥胖是CPP的已知危险因素
[14],其与CPP的关联存在遗传学基础。人类全基因组关联研究已确定多个与BMI增加相关的等位基因,这些等位基因同时与初潮年龄提前有关。初潮和青春期启动年龄存在遗传关联,其中约80%的青春期启动时间差异可由遗传因素解释
[15]。提示影响BMI和初潮年龄的遗传因素可能参与青春期启动进程调控。本研究中两组间母亲初潮年龄存在差异,表明遗传因素不仅影响个体的BMI和初潮时间,还可能通过家庭代际传递影响儿童期肥胖与CPP的发病风险,进一步印证了儿童期肥胖与CPP在遗传层面受共同调控
[16]。IGF-1是GH的主要下游效应分子,其水平升高反映GH-IGF轴的活跃状态。青春期启动时,IGF-1通过促进骨骼生长和性腺发育推动青春期进程
[17]。性激素(尤其是雌激素)通过促进生长板软骨细胞分化和凋亡,加速骨骺闭合,促使CPP患儿骨龄常超前。一项关于筛查青春期启动效能的研究显示,IGF-1是儿童青春期启动的良好预测指标
[18]。本研究为探索IGF-1与性早熟的关系,通过相关性分析证实IGF-1水平与血清中性激素(LH、FSH、E
2)、GH峰值之间存在正相关关系,且IGF-1水平与CPP存在独立相关性。提示IGF-1既通过与性激素协同作用促进性早熟,又与生长激素轴协同参与性早熟进程。既往研究显示,IGF-1可促进GH及性腺激素分泌,并协同促进性腺成熟
[19-20],本研究结果与之相符。本研究进一步采用限制性立方样条分析发现,GH峰值、IGF-1与CPP存在非线性剂量-反应关系。
基于GH峰值与IGF-1在IPT女童进展为CPP中的重要价值,结合临床指标构建了IPT女童进展为CPP的多因素logistic预测模型。结果显示,纳入GH峰值、IGF-1的预测模型能有效提高模型的预测效能,且拟合度良好。ROC曲线分析亦提示IGF-1+GH峰值联合预测CPP的诊断效果最佳,且对于4~6岁患儿诊断效能突出。本研究结果有助于临床医生在疾病早期做出明确诊断,使患儿得到及时的关注和干预,避免预后不良。最后,本研究基于决策曲线分析发现,IGF-1、GH峰值联合预测对CPP的总体净收益高于单独预测。本研究虽取得以上结果,但仍存在局限性。首先,样本量较小;其次,本研究患儿来源于不同地域的两家医院,遗传因素、生活习惯等因素可能会对结果产生影响;最后,未深入探究IGF-1、GH峰值在CPP发生中的交互作用。未来需通过扩大样本量、控制混杂因素、深化机制等方面进一步完善。
综上所述,GH峰值与IGF-1在IPT女童进展为CPP的过程中发挥关键作用。基于二者构建的预测模型对IPT女童进展为CPP具有一定预测价值,可在临床实践中辅助医生早期识别高进展风险患儿。
国家自然科学基金(42371429)