1987年至1989年,ARIC研究招募了来自美国四个社区的15792名年龄在45-64岁之间的男性和女性作为人群队列(12). 所有受试者都被邀请以~3年的间隔再次进行三次临床访问,在这三次访问中确定了糖尿病的发病率。相关机构的人类受试者研究审查委员会批准了该研究,所有参与者都给出了书面同意。
我们选择了一种病例组设计来研究我们的目标,以便能够有效地使用ARIC冷冻生物标本。采样前,我们排除了2018名糖尿病流行患者、95名少数民族成员、853名未再进行任何随访、26名随访时未进行有效的糖尿病检测、7名限制血浆使用、12名缺少基线人体测量,以及之前ARIC心血管疾病病例对照研究中2506名参与者,他们的血浆储备已耗尽或处于储备状态。这导致最终样本为10275名个体(占基线未患糖尿病全队列的75%),其中1155名(11.2%)在随访期间发展为糖尿病。从这10275名符合条件的队列成员中,我们选择并测量了糖尿病发病病例和整个队列符合条件成员(共1198人)的种族分层随机样本的分析物。少数糖尿病发病病例与队列样本重叠,少数仅通过队列样本选择。在样本中,我们排除了45名不完全禁食(<8小时)或没有所有协变量值的受试者,剩下1153名受试者进行分析,其中包括581名糖尿病患者和572名非糖尿病患者。
我们在基线检查和随访时用己糖激酶法测定血糖,并用非特异性放射免疫法测定空腹血清胰岛素。我们测量了脐带水平的腰围和最大臀围的臀围,将腰臀比(WHR)定义为两次测量之间的比值。我们将父母糖尿病史定义为父母中任何一方的糖尿病报告。其他基线测量的定义和方法(身高、体重、吸烟状态、收缩压、高血压、体力活动、甘油三酯、高密度脂蛋白胆固醇、胰岛素、白细胞计数、纤维蛋白原和平均颈动脉内膜中层厚度)先前已有报道(2).
为了表征急性期反应,我们选择分析三种急性期标志物,即C反应蛋白(CRP)、口腔粘膜和唾液酸,以及白细胞介素(Il)-6,即反应的主要循环介质。为了确保从与胰腺自身免疫相关的炎症过程中测量的炎症标记物的独立性,我们还测量了GAD抗体。这些测定是在中央实验室基线时冰冻的血浆样本上进行的。我们使用人重组I通过放射免疫分析测定GAD抗体125GAD符合制造商协议(Kronus、Boise、ID);通过高灵敏度酶联免疫吸附试验(ELISA;明尼阿波利斯R&D Systems,明尼苏达州)测定IL-6水平;唾液酸的酶法比色测定(13)(罗氏诊断公司,印第安纳波利斯);使用免疫比浊技术的口腔粘膜(Kamiya Biomedical,西雅图,华盛顿州);以及Hitachi 911自动分析仪上的高灵敏度CRP(Equal Diagnostics,Exton,PA)。每个分析物(唾液酸除外)在实验室中测量两次,重复测量的平均值作为该样品的值。通过分析在基线检查时在一个受试者子集上获得的重复样本对,获得了测量人与总方差之间的信度系数。信度系数为0.87,CRP为0.94,GAD为0.98,IL-6为0.62,唾液酸为0.50。可靠性系数最低的标记物唾液酸61份血浆样品的单独分析中重复测量的相关系数为0.84。
我们创建了一个分数来表示0到6之间的低度全身炎症,将四个新测得的炎症标记物(IL-6、CRP、口腔粘膜和唾液酸)中的每一个值均大于队列样本中位数的值归为一分以及基线队列测量中的两种炎症标记物(白细胞计数和纤维蛋白原)。
我们定义糖尿病的基础是1)医生诊断报告,2)使用抗糖尿病药物,三)空腹(≥8小时)血糖≥7.0 mmol/l,或4)非预测血糖≥11.1 mmol/l。对于根据血糖值确定的偶发糖尿病,使用确定访视时和前一次访视时的血糖值通过线性插值估计发病日期。被告知患有糖尿病或正在服用糖尿病药物的受试者在确定时的空腹血糖可能受到他们对糖尿病状态的了解的影响(在某些情况下,空腹血糖<7.0 mmol/l)。对于这些受试者,达到7.0 mmol/l的时间是通过他们在早期就诊时的空腹血糖来估计的,斜率是根据所有不知道自己病情的糖尿病受试者的信息来估计的。
统计分析基于我们的病例队列抽样设计。我们使用加权分析计算社会人口统计学变量和风险因素的平均值和比例,以及研究变量之间的Spearman相关性。在这些分析中,权重与种族特异性抽样分数相反。使用SUDAAN拟合比例风险模型,以考虑权重和分层抽样(14). 之所以使用这种方法,是因为我们通过仿真发现,Barlow方法的实现(15)在其他已发表的ARIC病例组研究中,用于解释加权分层抽样,当使用分层样本而不是所有病例时,可能存在偏差。在模型中,我们调整了研究中心、性别、年龄、种族和该样本中与糖尿病相关的其他因素的研究变量估计值:父母糖尿病史、高血压、基线空腹血糖、BMI、WHR和空腹胰岛素。我们使用这些模型中交互项的Wald测试来测试关联的异质性。使用SAS进行分析(16)和SUDAAN(17).