基于整体理论采用会阴盆底超声探讨孕期压力性尿失禁发生机制的研究

罗丹，陈玲，余霞娟，靳梅，蔡文智*

国际尿控协会定义压力性尿失禁（SUI）是指正常情况下无漏尿，而在腹压增加时（如咳嗽、打喷嚏、大笑或运动等）尿液不自主流出的现象［1］。尿失禁除了对患者的社会关系和身心健康带来显著影响外，同时会影响性功能及婚姻关系［2］，给家庭、社会和医疗保健体系带来巨大的负担［3］。孕期尿失禁的发生率较高，而不同孕周尿失禁的发生率为16.8%～72.0%［4-6］。有过妊娠史的经产妇再次孕期及产后发生尿失禁的比例远大于初次妊娠者［7-8］，随着国家“二孩政策”的开放，孕期尿失禁问题不容忽视。

SUI在孕期尿失禁中比例最高［9-10］，流行病学调查发现妊娠是发生SUI的高危因素［11-13］，但是目前对妊娠如何造成盆底损伤的生理机制尚未明确，这一领域中还有很多问题需要回答。孕期发生SUI的病理生理学机制尚难以明确，意味着无法对症治疗并早期干预，最终失去改善患者生活质量的机会。

目前普遍接受的关于SUI发生机制的假说和理论主要为Petros的整体理论，然而该理论多用在手术与非孕期人群中，整体理论是否适用于孕期人群，解释孕期SUI的发生机制还有待探索。基于此，本研究基于整体理论结合会阴盆底超声检查，进行孕期SUI发生机制评估模型的理论研究，为后期的临床研究提供有效的理论依据。

1 对象与方法

1.1 伦理学审查 本研究经深圳市妇幼保健院伦理委员会审查批准（2016-30），并在中国临床试验注册中心注册（注册号：ChiCTR-OOD-16008625）。研究对象均签署知情同意书。

1.2 研究对象 采取便利抽样法选取2016年10月—2017年1月于深圳市妇幼保健院及南方医科大学深圳医院产科门诊就诊的孕早、中期孕妇245例（样本A），用于探索性因子分析。采用1∶1的病例对照研究，将2017年5—9月于产科门诊就诊的孕早、中期孕妇206例作为样本B用于构建结构方程模型。两个样本的纳入标准：（1）无意识障碍及精神类疾病；（2）能独立完成问卷填写。排除标准：（1）有孕前尿失禁史；（2）有腹部、阴道手术史；（3）有巨大盆腔包块史；（4）有糖尿病、高血压等慢性疾病史；（5）前置胎盘、先兆早产、羊水量异常、胎儿生长受限、阴道出血。剔除标准：没有完成调查或超声检查。

样本量计算：

样本A：在进行探索性因子分析时，样本量至少为量表条目的5～10倍［14］。本研究拟纳入34个变量进行探索性因子分析，加上20%的无效样本，考虑样本收集的难易程度及成本，本研究探索性因子分析预纳入245例孕妇进行调查。

样本B：结构方程模型的样本量，最好在200以上［15］，本研究采取1∶1病例对照研究方法，故拟分别纳入对照组及病例组100例以上。

1.3 研究方法

1.3.1 问卷调查 采用国际尿失禁咨询委员会尿失禁问卷简表（ICI-Q-SF）［16］对产科门诊就诊的孕妇进行现场问卷调查。ICI-Q-SF由四部分内容组成：漏尿次数、漏尿量、漏尿对日常生活的影响、何种情况发生漏尿，得分0分为对照组，非0分为病例组，该问卷的Cronbach's α系数为0.71～0.96，信度为0.72～0.93［17］。现场检查问卷是否填写完全，对于未完成问卷调查或问卷填写，未完成超声检查，Valsalva动作或缩肛动作无效者均视为无效问卷。

1.3.2 经会阴盆底超声检查 样本A：采用美国GE Voluson E8超声诊断仪，配置RIC5-9D型三维容积探头，频率为5～9 MHz。超声检查者统一培训，研究对象检查前排空大便和尿液，取仰卧位，探头涂以耦合剂，外覆避孕套，经阴道探头置于两侧阴唇之间，正对尿道外口正下方，以耻骨联合为中轴指示点，获得阴道、尿道、肛管等的正中失状位平面，然后进行容积扫描，适当调整选择框，扫描膀胱颈、尿道、阴道、近端肛管、远端肛管、耻骨联合，采集患者静息状态（R）下和Valsalva状态（V）下盆底二维/三维盆底横断面声像图，Valsalva动作持续大约5 s直至能获得满意的成像。采用GE Kretz 4D View（GE Healthcare） version 10.3 系统分别测在 R、V、缩肛状态（C）下的α角〔膀胱后壁（三角区）与近端尿道之间的夹角［18］〕、β角（膀胱颈与耻骨联合下缘的连线与耻骨联合中轴线的夹角［19］）、γ角（近段尿道与人体纵轴线所形成的夹角［18］）、盆底裂孔面积（HA，耻骨联合下缘与耻骨直肠肌内侧缘间的面积［20］）、膀胱颈在X轴的位置（Dx，膀胱颈与耻骨联合后下缘水平线的水平距离［20］）、膀胱颈在Y轴的位置（Dy，膀胱颈与耻骨联合后下缘水平线的垂直距离［21］）、肛门外括约肌厚度（EAS，肛门外括约肌的厚度［22］）、膀胱颈漏斗化（BNF，Valsalva状态下，膀胱颈开放成漏斗状［23］），见图1。

样本B：对样本B同样采用问卷调查及经会阴盆底超声检查，此部分的超声指标为基于样本A探索性因子分析筛选的结果，测量方法如上。

1.4 统计学方法 釆取双录入核查，使用EpiData 3.1建立数据库，利用SPSS 21.0统计软件对样本A的超声指标数据进行同质性检验以筛选条目，将筛选出的条目进行探索性因子分析。样本B采用AMOS 20.0软件进行验证性因子分析以建立结构方程模型。双侧检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 同质性检验结果 样本A共发放调查问卷245份，回收有效问卷216份，有效回收率为88.2%。样本B中病例组和对照组各103例孕妇，孕妇年龄为20～46岁，平均年龄（30.4±4.3）岁；孕早期95例（46.1%），孕中期111例（53.9%）；经产妇110例（53.4%），初产妇96例（46.6%）。同质性检验结果显示，共同性＞0.200或因素负荷量＞0.450的超声指标条目有10个，分别为：β（V）、Δβ（VR）、γ（V）、Δγ（VR）、HA（V）、ΔHA（VR）、Dx（V）、Dx（VR）、Dy（V）、ΔDy（VR），见表1。

2.2 探索性因子分析 将同质性检验筛选出的10个条目进行探索性因子分析，分析结果显示适当性检验的KMO值为0.762，Bartlett's球形检验的 χ2值为 1 364.48，P＜0.001，提示可进行探索性因子分析。以主成分分析法进行分析，通过方差最大法正交旋转后提取得到3个公因子（各公因子特征值均＞1），累积方差贡献率为73.339%。提取出的3个公因子按照条目内容的潜在特征进行命名，第1个公因子包含：β（V）、Δβ（VR）、Dx（V）、Dx（VR）、Dy（V）、ΔDy（VR），命名为“膀胱尿道连接部的移动度”；第2个公因子包含：γ（V）、Δγ（VR），命名为“尿道移动度”；第3个公因子包含：HA（V）、ΔHA（VR），命名为“盆底裂孔面积的改变”；各条目在公因子上的载荷系数详见表2。

2.3 结构方程模型的构建 基于探索性因子分析结果筛选出的10个超声指标，再次调查了病例组与对照组，得到样本B，用于构建结构方程模型。采用验证性因子分析构建结构方程模型，该方法同时生成模型拟合结果，构建的初始模型各个评价指标均未达到适配标准，整体模型拟合度较低，需对模型进行修正。初始模型标准化回归系数显示，γ（V）←尿道倾斜角这一路径的路径系数为0.985（＞0.950），考虑该指标和其他指标存在共线性［24］。经Pearson相关性检验，发现Δγ（VR）与γ（V）的相关系数为0.880，P＜0.001，予删除γ（V）。对剔除γ（V）后的模型再次进行分析，结果发现孕期SUI←Δγ（VR）这一路径系数为-0.112，γ角的移动度与孕期SUI呈负相关，与尿道高活动假说不符，考虑导致负向结果的原因是Δγ（VR）与其他观测变量存在共线性。采用线性回归的共线性诊断发现，Δγ（VR）与β（V）的共线性程度最大，当删除Δγ（VR）时，模型可输出结果。将剔除γ（V）和Δγ（VR）的模型进行分析，并根据MI＞3.84的修正标准对模型进行反复修正，得出的各适配指标均达到适配标准，模型可接受，详见表3。各路径的标准化回归系数为：0.18～0.92，P值均＜0.05，结果见图2，模型保留了9个观测变量，2个外潜变量。

表1 条目的共同性及因素负荷量Table 1 Communality and factor loading of each item

图1 经会阴超声检查图Figure 1 Transperineal ultrasound measurement of pregnant women

3 讨论

3.1 条目筛选和因子提取 本研究主要采用主成分分析法和同质性检验进行条目的筛选，最终保留了10个条目，同质性检验结果共删除24个共同性＜0.200，因子负荷量＜0.450的条目，说明被删除的条目与共同因素关系程度较低。探索性因子分析过程中，KMO值为0.762，Bartlett's球形检验结果提示适合做探索性因子分析。因子解释变异量的累积方差贡献率为73.339%，表明提取结果理想，最终得出的3个公因子设置合理，能够体现孕期SUI发生机制的盆底形态学改变。

表2 因子转轴后的成分矩阵Table 2 The component matrices after factor rotation

图2 结构方程模型标准化路径图Figure 2 The standardized path diagram of SME

3.2 模型构建 本研究采用1∶1病例对照研究构建结构方程模型，得出的结构方程模型各项拟合指数拟合较好，说明本研究所构建的结构方程模型是可以接受的，该模型能够较好地反映出孕期SUI发生机制——盆底形态学改变与各项超声指标之间的关系。所有路径对应的P值均＜0.05，达到显著水平。各条路径的标准化回归系数的绝对值均＜1说明其具有合理的取值范围。标准化回归系数越大，表示指标变量更能有效地反映其要测的结构概念特质。HAIR等［25］认为，标准化回归系数应该达到0.50或更高，理想状况下应该达到0.70或更高。本研究结果显示，除Dx（VR）、Dx（V）以外，模型的其他观测变量标准化的回归系数均大于0.70，能够有效地测量对应潜变量特质。

3.3 模型的整体效应解释

3.3.1 膀胱尿道连接部的移动度 从图2可知，膀胱尿道连接部的移动度对孕期SUI的总效应值为0.60，说明膀胱尿道连接部移动度越大，孕期发生SUI的可能性越大。国内学者ZHANG等［26］采用病例对照研究，通过经会阴超声测量膀胱尿道连接部的移动度，发现孕晚期膀胱尿道连接部的移动度达到某一程度时会导致孕期SUI。VAN VEELEN等［27］在孕早期、孕中期分别对268例孕妇进行盆底超声检测，结果发现SUI孕妇5个状态下膀胱颈的位置，除孕中期C下的Dy外，与非SUI孕妇均不存在差异，本研究结果与之不同的原因可能是，该研究采用的两样本间的t检验，未能考虑变量间的相互作用对孕期SUI的影响，本研究采用的是结构方程模型，可同时处理多个变量，不仅能够研究可观测变量，还能反应观测的变量及外潜变量之间的关系。

3.3.2 盆底裂孔面积的改变 盆底裂孔面积的改变对孕期SUI的总效应值为0.18，说明盆底裂孔面积的改变越大，孕期发生SUI的可能性越大。台湾学者CHAN等［28］分别于孕中、早期测量盆底裂孔面积，发现盆底裂孔面积随着孕期的增加而增加，且孕期SUI的孕妇其不同状态下的盆底裂孔面积大于非SUI的孕妇。可知盆底裂孔面积的改变能够用于评价孕期SUI。

KEFER等［29］基于整体理论，通过构建老鼠模型，评价耻骨尿道韧带缺乏对长期SUI的影响，该研究也证实了整体理论中所提到的盆底结缔组织对盆底的支持作用，但是该研究仍处于动物模型。有学者发现激素是导致孕期SUI的发生原因之一，孕期间，松弛素水平和前列腺激素水平增高，而松弛素会促进盆底组织的弱化，加快、加重盆底组织松化，降低尿道内压，增加孕期SUI的发生率［30-31］，同时亦有研究发现，前列腺素也会引起SUI［32］。上述研究从生理的角度分析孕期SUI的发生机制，但笔者认为，激素作用于组织，最终仍然导致盆底解剖结构紊乱而引起SUI。IOSIF等［33］调查了12例孕期患有SUI的妇女及14例孕期无SUI的妇女，通过测量尿道闭合压及尿道长度，发现有SUI的孕妇其静息状态的尿道闭合压低于无SUI的孕妇，且前者孕期尿道更早发生缩短，缩短程度更大，笔者认为尿道闭合压的降低及尿道的缩短程度是导致孕期SUI的原因，该研究从尿道的变化情况去探索孕期SUI的发生，然而该研究的样本量较小，结果难以外推。

表3 修正后模型估计拟合指数Table 3 Fit indices of the fixed model

4 结论

本研究基于整体理论，采用探索性因子分析和结构方程模型相结合的方法探索孕期SUI的发生机制，结果显示模型拟合良好，发现孕期SUI的发生机制主要是与膀胱尿道连接部移动度的改变、盆底裂孔面积的变化有关。本研究构建的结构方程模型，从盆底形态学改变的角度探讨孕期SUI的发生机制，为后期孕期SUI的筛查工具及干预方案的制定提供理论依据。

5 局限和展望

本研究的目的是为后期制作孕早、中期人群SUI高危筛查工具提供理论依据，有利于后续预防方案的实施，因此，本研究并未验证整体理论在孕晚期人群中的适用性。本研究在临床资料收集时要求孕妇进行Valsalva及缩肛动作，部分孕妇尤其是初次妊娠者，用力不到位，从而对HA（V）、Dy（V）的结果影响较大，这也是影响本研究结果的因素之一。孕期SUI的发病机制复杂，本研究只是从盆底形态学改变的角度进行分析，而分子生物的微观角度并未涉及，对于解释孕期SUI的发生机制是远远不够的，期待后续学者从分子生物学的微观角度解析孕期SUI的发生机制。

作者贡献：罗丹进行研究设计与实施、资料收集整理、论文撰写及修改；余霞娟进行研究设计与实施、资料收集整理；陈玲进行研究设计与评估，论文修改；靳梅进行资料收集；蔡文智进行研究评估，质量控制及审校。

本文无利益冲突。