Gamma Glutamyl Transferase and Metabolic Syndrome, Cardiovascular Disease, and Mortality Risk
Gamma;-glutamyl transferase (GGT) er blevet betragtet som en biomarkør for hepatobiliær sygdom og alkoholforbrug/misbrug.1 GGT udarbejdes imidlertid af ekstrahepatiske væv, herunder nyre, epididymis, fibroblaster, lymfocytter og lunge.2-4 Akkumulerende eksperimentelle beviser tyder på en vigtig rolle for GGT i den ekstracellulære katabolisme af glutathion, den vigtigste thiol-antioxidant hos mennesker. GGT øger tilgængeligheden af cystein for at fremme intracellulær glutathion (GSH)-resyntese og modvirker derved oxidant stress.2,5,6 GGT adsorberes på cirkulerende lavdensitetslipoproteinkolesterol (LDL) og kan katalysere dets oxidation.7 Det udtrykkes i den ateromatøse kerne af koronarplakater, hvor det kolokaliseres med oxideret LDL og skumceller.8 GGT kan også være proinflammatorisk, fordi det medierer interkonversion af den glutathionholdige inflammationsmediator leukotrien C4 til leukotrien D4.9
Se side 4
Parallel evidens fra epidemiologiske undersøgelser tyder på, at højere serum-GGT er forbundet med udvikling af risikofaktorer for kardiovaskulær sygdom (CVD), herunder diabetes, hypertension, dyslipidæmi10-13 og det metaboliske syndrom10 . GGT-niveauer korrelerer positivt med nye kardiovaskulære risikofaktorer såsom C-reaktivt protein (CRP), fibrinogen og F2-isoprostaner14 og omvendt med antioxidantniveauer.15 Tidligere undersøgelser har forbundet øget GGT med dødelighed, der kan tilskrives iskæmisk hjerte- og cerebrovaskulær sygdom16-18 , men har ikke behandlet, om serum-GGT afspejler en større byrde af CVD-risikofaktorer12,13,19 eller om GGT har en øget prognostisk nytteværdi ud over disse risikofaktorer.20,21 Selv om tidligere undersøgelser har haft unikke styrker, justerede de ikke for etablerede kardiovaskulære risikofaktorer eller CRP16,22-24 og havde begrænset valg af slutpunkt.24
Vi undersøgte de tværsnitlige kliniske korrelater af serum GGT og evaluerede longitudinalt, om højere niveauer forudsagde fremtidige CVD-hændelser og dødelighed i Framingham Heart Study. Vi antog, at stigende serum GGT ville være forbundet med forhøjet risiko for nyopstået metabolisk syndrom, incidente CVD og dødelighed af alle årsager efter at have taget højde for etablerede og nye kardiovaskulære risikofaktorer. Vi postulerede, at GGT ville forudsige CVD-risiko selv efter justering for vaskulære risikofaktorer som tidsafhængige variabler under opfølgningen.
Metoder
Studiet Deltagere
The Framingham Offspring Study begyndte i 1971 med indskrivning af 5124 afkom af de oprindelige kohortedeltagere (og deres ægtefæller).25 Den anden undersøgelsescyklus (1978-1982), blev fulgt af 3853 afkomsdeltagere (1864 mænd, 1989 kvinder). Heraf blev 402 udelukket af følgende årsager: manglende GGT-data (n=234, 6 %), prævalente CVD (n=151, 4 %) og manglende data om kovariater (n=17, 0,4 %). Tidligere CVD blev defineret som tilstedeværelse af koronar hjertesygdom (myokardieinfarkt, koronar insufficiens, angina pectoris), perifer vaskulær sygdom (claudicatio intermittens), cerebrovaskulær sygdom (slagtilfælde eller forbigående iskæmisk anfald) eller hjertesvigt.26 Ved hver fireårig hjertestudieundersøgelse blev deltagerne underkastet standardiserede målinger af blodtryk (BP), antropometri, sygehistorie, fysisk undersøgelse og laboratorievurdering af kardiovaskulære risikofaktorer. Alle deltagere gav skriftligt informeret samtykke, og undersøgelsesprotokollen blev godkendt af Institutional Review Board of the Boston Medical Center.
Målinger og definitioner
Systolisk og diastolisk blodtryk var gennemsnittet af to målinger, som blev foretaget af lægen, efter at deltagerne havde hvilet i mindst 5 minutter i siddende stilling ved hjælp af et kviksølv-shygmomanometer. Hypertension blev defineret som et systolisk blodtryk ≥140 mm Hg eller et diastolisk blodtryk ≥90 mm Hg eller brug af antihypertensiv medicin. Aktuel rygning blev selvrapporteret og blev defineret som at have røget cigaretter regelmæssigt inden for det foregående år. Alkoholforbrug blev defineret på grundlag af selvrapporteret gennemsnitligt ugentligt indtag. Serumtriglycerider, total- og HDL-kolesterol og blodglukose blev målt efter en fastekur natten over. Diabetes blev defineret ved fasteblodglukose ≥126 mg/dL eller brug af orale hypoglykæmiske midler eller insulin.
Deltagerne gennemgik en flebotomi efter en natlig faste (mellem 10 og 12 timer), typisk mellem 7.30 og 9.00 om morgenen. Blodet blev straks centrifugeret, og plasma- og serumprøver blev opbevaret ved -20 °C, indtil de blev analyseret. Ensartet måling af GGT-aktivitet i serum blev udført ved hjælp af spektrofotometri ved at detektere frigivelsen af p-nitroanilin ved 405 nm, der er resultatet af reaktionen af γ-glutamyl-p-nitroanilid + glycylglycin (Quest Diagnostics ).27 Højfølsomt C-reaktivt protein (CRP) blev målt med et Dade Behring BN100 nefelometer fra prøver, der også blev udtaget ved den anden undersøgelsescyklus af afkom. Den gennemsnitlige intra-assay variationskoefficient for CRP var 3,8 %.
Cross-sectional Correlates of GGT
Vi evaluerede sammenhængen mellem serum GGT ved baseline med CVD-risikofaktorer og kliniske kovariater, herunder alder, køn, systolisk og diastolisk BP, hypertension, LDL- og HDL-kolesterol, serum triglycerider, fastende blodglukose, diabetes, body mass index (BMI), rygerstatus og alkoholforbrug. Vi sammenlignede serum GGT-niveauer i henhold til tilstedeværelsen af metabolisk syndrom ved baseline ved hjælp af modificerede NCEP-kriterier (National Cholesterol Education Program), som krævede mindst tre af følgende: (1) forhøjede triglycerider, ≥150 mg/dL; (2) HDL-kolesterol <40 mg/dL eller <50 mg/dL ; (3) BP ≥130 mm Hg systolisk, ≥85 mm Hg diastolisk, eller på antihypertensiv behandling; (4) fastende blodglukose ≥100 mg/dL; og (5) BMI ≥30 kg/m2.28 Vi erstattede BMI med øget taljeomkreds, fordi der ikke blev foretaget målinger af taljen ved baselineundersøgelsen.
Prospektiv opfølgning for indtrufne hændelser
Deltagerne blev fulgt prospektivt for udvikling af metabolisk syndrom, indtrufne CVD (dødelig eller ikke-dødelig koronar hjertesygdom, perifer vaskulær sygdom, cerebrovaskulær sygdom eller hjertesvigt) og død over en maksimal opfølgningsvarighed på 20 år. Alle CVD-hændelser og dødsfald blev systematisk gennemgået af et panel bestående af tre investigatorer efter at have evalueret alle tilgængelige kontor- og hospitalsoptegnelser, laboratorieprøveresultater, dødsattester og obduktionsrapporter.
Statistisk analyse
Cross-sectional Correlates of GGT
Distributionen af GGT-værdier var højreskæv, derfor blev der anvendt en naturlig log-transformation. For at tage højde for et opadgående skift i log-GGT hos mænd i forhold til kvinder, standardiserede vi fordelingen (middel=0, SD=1) inden for hvert køn. Fordelingerne af serumtriglycerid og alkoholforbrug var skæve og blev også log-transformeret. Tværsnitskorrelater af GGT blev identificeret ved hjælp af kønsopdelte multiple lineære regressionsanalyser. Hvert potentielt korrelat blev undersøgt separat i alders-/kønskorrigerede modeller. Variabler, der var statistisk signifikante ved α=0,05 i disse modeller, blev evalueret i multivariabel analyse med fremadrettet trinvis udvælgelse; kovariater, der var signifikante ved α=0,15, blev bibeholdt.
Longitudinal analyse af GGT og kliniske hændelser
Vi anvendte Cox proportional hazards regression til at undersøge sammenhængen mellem baseline GGT med: (1) metabolisk syndrom, (2) incidente CVD og (3) dødelighed af alle årsager i løbet af 20 års opfølgning. Vi konstruerede Cox-modeller for kønnene sammenlagt, fordi formelle test af interaktion (køn×log-GGT) ikke var statistisk signifikante for noget resultat. I første omgang bestemte vi den risiko, der var forbundet med en stigning på én standardafvigelse i standardiseret log-transformeret GGT. Grænsepunkter for kønsspecifikke kvartiler blev defineret på grundlag af GGT-fordelingen for alle deltagere ved baseline (før udelukkelser). Vi sammenlignede risikoen for hændelser i kvartil 2 til 4 i forhold til det laveste kvartil og testede også for lineær tendens på tværs af kvartiler.
For nyopstået metabolisk syndrom undersøgte den primære analyse hændelser over hele undersøgelsens varighed (20 år), efter at deltagere med metabolisk syndrom ved baseline var blevet udelukket. Vi undersøgte også risikoen for metabolisk syndrom i henhold til GGT under korttidsopfølgning (8 år). Nyopstået metabolisk syndrom blev defineret ved tilstedeværelse af de modificerede NCEP-diagnosekriterier ved enhver efterfølgende fireårig undersøgelse.29 Da konstatering af metabolisk syndrom krævede tilstedeværelse ved hjertestudieundersøgelser (hvorimod CVD eller død konstateres uafhængigt af hjertestudiebesøg), afsluttede vi opfølgningen på den sidste undersøgelsesdato, hvis >2 på hinanden følgende undersøgelsescyklusser ikke blev overværet. Cox-modellerne blev indledningsvis justeret for faktorer, der ikke var relateret til definitionen af metabolisk syndrom: alder, køn, alkoholforbrug og log-CRP. I sekundær analyse vurderede vi, om GGT forudsagde nyopstået metabolisk syndrom efter yderligere justering for BMI, fastende blodglukose, systolisk og diastolisk BP, serum triglycerider og rygning.
For analyser, der relaterer GGT til risiko for incidente CVD og død, konstruerede vi alders-/kønsjusterede kumulative incidenskurver for at illustrere risikoen på tværs af GGT-kvartyler. Cox-modeller, der estimerer risikoen for incidente CVD og dødelighed, blev justeret for alder, køn, BMI, diabetes, systolisk blodtryk, antihypertensiv behandling, total/HDL-kolesterolforhold, nuværende rygning og alkoholforbrug ved baseline. Derudover justerede vi for serumkreatininkoncentration og uddannelsesniveau (postgymnasialt niveau versus ikke-gymnasialt niveau) som en indikator for socioøkonomisk status i CVD-modellerne. Desuden justerede vi for aspartat- og alaninaminotransferaser (AST, ALT), fordi rapporter har knyttet disse enzymer til CVD og metabolisk syndrom.30,31 Desuden justerede vi for hhv: (1) baseline CRP; (2) baseline CRP og alle andre kovariater modelleret som tidsafhængige variabler (opdateret ved hver efterfølgende firårig Framingham-undersøgelse deltog). Vi undersøgte diskriminationen af modeller, der omfattede kliniske kovariater og log-GGT med og uden log-CRP for at bestemme den inkrementelle værdi af sidstnævnte efter at have taget højde for GGT, ved hjælp af c-statistikken. I Cox-modellerne bekræftede vi, at antagelsen om proportionalitet af farer var opfyldt32 . Statistiske analyser blev udført ved hjælp af SAS version 8.2 (Cary, NC), og en tosidet sandsynlighedsværdi ≤0,05 blev betragtet som statistisk signifikant.
Resultater
Tværsnitlige korrelater af GGT
Deltagere i højere GGT-kvartiler var ældre, havde højere BMI og var mere tilbøjelige til at have hypertension og forhøjede lipider, fastende blodglukose og CRP (Tabel 1; P<0,001 for kvartiltrend). I det højeste kvartil havde 81,4 % af mændene og 86,9 % af kvinderne GGT-værdier inden for det normale referenceområde (f.eks. mænd ≤50 U/L, kvinder ≤40 U/L). Tværsnitsvis var tilstedeværelsen af det metaboliske syndrom forbundet med højere GGT hos mænd (24.9±15.3 versus 18.9±14.7 U/L; P<0.001) og kvinder (19.8±15.0 versus 11.4±9.2 U/L; P<0.001). I trinvise multiple regressionsmodeller (se supplerende materiale, tilgængeligt online på http://atvb.ahajournals.org) var log-GGT positivt forbundet med alder (P=0,009), mandligt køn, rygning, BMI, LDL-kolesterol, serumtriglycerider, alkoholforbrug, diastolisk BP, hypertensionsbehandling (P≤0,001 for alle) og fastende blodglukose (P=0,004). Ovennævnte faktorer forklarede 33 % af den interindividuelle variabilitet i GGT; køn, serumtriglycerider og alkoholforbrug var de vigtigste korrelater, der forklarede en stor del af variationen. Der var en svag positiv korrelation mellem log-GGT og log-CRP (Pearson’s r=0,27, P<0,001), som var af ensartet størrelse hos mænd (r=0,26) og kvinder (r=0,27).
Køn-Specifikt Serum GGT-niveau (enheder/liter) | Total prøve | Q1 Mænd 1-11 Kvinder 1-6 | Q2 Mænd 12-16 Kvinder 7-9 | Q3 Mænd 17-24 Kvinder 10-13 | Q4 Mænd 25-99 Kvinder 14-88 | ||
---|---|---|---|---|---|---|---|
IQR=interkvartilinterval; * test for trend på tværs af kvartiler udført ved hjælp af log-transformerede værdier; | |||||||
†P for kvartiltrend <0.001 | |||||||
Alder, år (SD)† | 44 (10) | 44 (10) | 42 (10) | 42 (10) | 45 (10) | 46 (9) | |
Kvinder, n (%) | 1790 (52) | 356 (44) | 546 (57) | 421 (53) | 467 (53) | ||
Kropsmasseindeks (kg/m2)† | |||||||
Gennemsnit, SD | 25.6 (4.3) | 24.6 (3.5) | 25.0 (4.0) | 25.7 (4.4) | 27.0 (5.0) | ||
<25, n (%) | 1721 (50) | 484 (60) | 520 (54) | 381 (48) | 336 (38) | ||
25-29, n (%) | 1250 (36) | 257 (32) | 339 (35) | 313 (39) | 341 (38) | ||
≥30, n (%) | 480 (14) | 63 (8) | 100 (11) | 107 (13) | 210 (24) | ||
Alkoholforbrug, n (%)*† | |||||||
Ingen | 811 (24) | 213 (27) | 235 (24) | 197 (25) | 166 (19) | ||
≤14/uge (M), ≤7/uge (F) | 1738 (50) | 1738 (50) | 476 (59) | 506 (53) | 405 (50) | 351 (39) | |
>14/uge (M), >7/wk (F) | 902 (26) | 115 (14) | 218 (23) | 199 (25) | 370 (42) | ||
Systolisk blodtryk, mm Hg (SD)† | 122 (16) | 118 (14) | 119 (14) | 119 (15) | 123 (17) | 127 (17) | |
Diastolisk blodtryk, mm Hg (SD)† | 78 (10) | 75 (8) | 76 (8) | 76 (10) | 79 (10) | 81 (9) | |
Hypertension, n (%)† | 602 (17) | 78 (10) | 124 (10) | 124 (13) | 165 (21) | 235 (26) | |
Behandlet hypertension, n (%)† | 327 (9) | 31 (4) | 60 (6) | 71 (9) | 165 (19) | ||
Lipidniveauer (SD) | |||||||
Samlet kolesterol, mg/dL† | 203 (38) | 191 (36) | 198 (36) | 207 (39) | 216 (38) | ||
HDL-kolesterol, mg/dL | 49 (13) | 49 (13) | 49 (13) | 48 (14) | 48 (14) | 48 (14) | |
Total/HDL-forhold† | 4.5 (1.6) | 4.2 (1.3) | 4.3 (1.4) | 4.7 (1.7) | 4.9 (1.7) | ||
LDL-kolesterol, mg/dL† | 130 (35) | 122 (33) | 127 (34) | 134 (37) | 137 (35) | ||
Triglycerider (serum), mg/dL*† | 105 (80) | 81 (51) | 91 (60) | 108 (73) | 139 (109) | ||
Aspartat aminotransferase (AST), IU/L (SD) | 21.1 (11.7) | 18.1 (7.8) | 19.1 (9.6) | 20.8 (11.2) | 26.3 (15.0) | ||
Alaninaminotransferase (ALT), IU/L (SD) | 25,6 (17,7) | 19,4 (8.7) | 21.7 (13.3) | 25.5 (13.4) | 35.7 (25.3) | ||
Serumkreatininkoncentration, mg/dL (SD) | 1.16 (0.24) | 1.15 (0.23) | 1.15 (0.23) | 1.15 (0.23) | 1.18 (0.24) | 1.16 (0.24) | |
Blodglukose efter måltidet, mg/dL (SD)† | 98 (19) | 96 (16) | 96 (16) | 96 (14) | 99 (17) | 103 (25) | |
Diabetes, n (%)† | 121 (4) | 18 (2) | 20 (2) | 30 (2) | 30 (4) | 53 (6) | |
Current smoker, n (%)† | 1254 (36) | 1254 (36) | 252 (31) | 349 (36) | 287 (36) | 366 (41) | |
CRP, mg/L, median (IQR)*† | 1.02 (2.06) | 0.65 (1.24) | 0.82 (1.67) | 1.11 (2.21) | 1.79 (3.02) |
Serum GGT og forekomst af det metaboliske syndrom
Ved opfølgningen udviklede 419 deltagere (16%, 192 kvinder) metabolisk syndrom efter 8 år, og 968 personer (37%, 479 kvinder) udviklede metabolisk syndrom i løbet af en 20-årig periode. I multivariable Cox-modeller justeret for alder, køn, alkoholforbrug og CRP var højere GGT forbundet med større risiko for udvikling af metabolisk syndrom med en 134% (8 år) til 76% (20 år) øget risiko i den øverste kvartil i forhold til den laveste (Tabel 2). I modeller, der evaluerede log-GGT, var en 1-SD stigning i log-CRP forbundet med en 1,38-dobbelt (95%CI; 1,25 til 1,53, P<0,001) og 1,26-dobbelt (95%CI; 1,18 til 1,35, P<0,001) risiko for metabolisk syndrom efter henholdsvis 8 og 20 år. Forbindelsen af GGT med nyopstået metabolisk syndrom forblev robust i modeller justeret for serum AST og ALT (data ikke vist).
Log-GGT, 1-SD stigning | Kuartil 1 | Kuartil 2 | Kuartil 3 | Kuartil 4 | Kuartil Trend | ||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
Værdien af 1-SD log-GGT=0.6 | |||||||||
†P<0.05, | |||||||||
‡P≤0.01, | |||||||||
*P≤0,001 | |||||||||
Debut af metabolisk syndrom inden for 8 år | |||||||||
Alders-/kønskorrigeret | 1.39* | Referent | 1.40† | 1.76* | 2.26* | 1.30* | |||
(1.26-1.52) | (1.04-1.87) | (1.30-2.39) | (1.69-3.01) | (1.19-1.42) | |||||
Justeret for alder, køn og alkohol | 1.45* | Referent | 1.46† | 1.83* | 2.54* | 1.35* | |||
(1.32-1.60) | (1,08-1,96) | (1,35-2,48) | (1,89-3,41) | (1,23-1,48) | |||||
Yderligere justering for CRP | 1.38* | Referent | 1,51‡ | 1,64‡ | 2,34* | 1,30* | |||
(1,25-1,53) | (1.11-2.06) | (1.19-2.27) | (1.72-3.19) | (1.18-1.43) | |||||
Det metaboliske syndrom begynder inden for 20 år | |||||||||
Alders-/kønsjusteret | 1.29* | Referent | 1.21† | 1.49* | 1.85* | 1.23* | |||
(1.21-1.38) | (1.01-1.44) | (1.23-1.80) | (1.54-2.22) | (1.16-1.30) | |||||
Justeret for alder, køn og alkohol | 1.33* | Referent | 1.23† | 1.53* | 1.99* | 1.26* | |||
(1.24-1.42) | (1.03-1.48) | (1.26-1.85) | (1.65-2.40) | (1.19-1.33) | |||||
Yderligere justering for CRP | 1.26* | Referent | 1.23† | 1.36‡ | 1.76* | 1.20* | |||
(1.18-1.35) | (1.02-1.49) | (1.11-1.66) | (1.45-2.13) | (1.12-1.27) |
Efter justering for alder, køn, BMI, fastende glukose, systolisk BP, diastolisk BP, log-triglycerider, alkoholforbrug, rygestatus og log-CRP forblev sammenhængen mellem GGT og metabolisk syndrom signifikant. Risikokvotienterne (HR) pr. stigning i GGT-kvartilen var 1,14 (95%CI; 1,04 til 1,26, P<0,01) og 1,09 (95%CI; 1,02 til 1,16, P<0,01) i Cox-modeller med henholdsvis 8 års og 20 års opfølgning.
Serum GGT og CVD- og dødelighedsrisiko
Der var i alt 65 900 personår af observation til rådighed hos 3451 deltagere for incidente CVD og død. Ved opfølgningen (gennemsnit 19.1±3.0 år) oplevede 535 deltagere (15.5%; 173 kvinder) incident CVD, og 362 personer døde (10.5%; 131 kvinder). Alders-/kønsjusteret kumulativ incidens af CVD og død (figur 1 og 2) viste en stigende risikogradient på tværs af GGT-kvartiler (log-rank P<0,001 for begge resultater).
I multivariable modeller, der justerer for etablerede risikofaktorer og CRP, var log-GGT positivt relateret til CVD-incidens, og der blev observeret en gradueret stigning i CVD-risiko på tværs af GGT-kvartiler (tabel 3). Forbindelsen mellem GGT og CVD blev opretholdt i modeller, der inkorporerede CVD-risikofaktorer som tidsvarierende kovariater (tabel 3). En stigning på 1 SD i log-CRP var forbundet med en 1,20-dobbelt (95%CI; 1,08 til 1,33, P<0,001) risiko for tilfældig CVD. Efter yderligere justering for serumkreatininkoncentration og uddannelsesniveau var en 1-SD stigning i GGT stadig forbundet med en 15 % stigning i CVD (HR 1,15, 95 %CI; 1,05 til 1,27, P=0,004). De i den højeste GGT-kvartil havde en 1,66-dobbelt risiko (95%CI; 1,22 til 2,26, P=0,001), og der var en signifikant tendens på tværs af kvartilerne (P<0,001).
Log-GGT, 1-SD-increment | Quartil 1 | Quartil 2 | Quartil 3 | Quartil 4 | Quartil Trend | |||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
Værdi af 1-SD log-GGT=0.6; NA= ikke relevant; | ||||||||
†P<0,05, | ||||||||
‡P≤0,01, | ||||||||
*P≤0.001 | ||||||||
§ Justeret for alder, køn, BMI, diabetes, systolisk blodtryk, total/HDL-kolesterolforhold, nuværende rygning og alkoholforbrug | ||||||||
% med incidente CVD | ||||||||
hændelser | NA | 10.5% | 12,1% | 16,7% | 23,8% | NA | ||
Alders-/kønsjusterede satser/1000 personår | NA | 6.8 | 8,6 | 10,6 | 14,6 | NA | ||
Hasard Ratios (95% CI) | ||||||||
Modeller, der justerer for konventionelle risikofaktorer ved baseline§ | ||||||||
Alders-/kønsjusteret | 1.28* | Referent | 1.22 | 1.53‡ | 2.11* | 1.29* | ||
(1.18-1.38) | (0.92-1.62) | (1.16-2.01) | (1.63-2.74) | (1.19-1.40) | ||||
Multivariabel-justeret | 1.14‡ | Referent | 1.16 | 1.30 | 1.61* | 1.17* | ||
(1.04-1.24) | (0.87-1.54) | (0.98-1.72) | (1.22-2.11) | (1.08-1.28) | ||||
Modeller, der justerer for konventionelle risikofaktorer og CRP ved baseline§ | ||||||||
Alders-/kønsjusteret og CRP-justeret | 1.20* | Referent | 1.28 | 1.53‡ | 1.88* | 1.88* | 1.23* | |
(1.10-1.31) | (0.96-1.72) | (1.15-2.04) | (1. 43-2.48) | (1.13-1.33) | ||||
Justeret for flere variabler+CRP | 1.11† | Referent | 1.23 | 1.35† | 1.61‡ | 1.16‡ | ||
(1.02-1.22) | (0. 92-1.65) | (1.01-1.81) | (1.20-2.14) | (1.06-1.27) | ||||
Modeller, der justerer for konventionelle risikofaktorer som tidsvarierende kovariater og CRP ved baseline§ | ||||||||
Multivariabel-justeret | 1.16* | Referent | 1.19 | 1.38† | 1.69* | 1.19* | ||
(1.07-1.26) | (0.89-1.58) | (1.05-1.82) | (1.29-2.21) | (1.10-1.29) | ||||
Justeret for flere variabler+CRP | 1.13‡ | Referent | 1.26 | 1.40† | 1.67* | 1.18* | ||
(1.03-1.24) | (0.94-1.68) | (1.05-1.88) | (1.25-2.22) | (1.08-1.28) |
I multivariable analyser af mortalitet steg risikoen på tværs af GGT-kvartiler og forblev robust selv efter justering for log-CRP og risikofaktorer, der blev modelleret som tidsvarierende kovariater (tabel 4). Når der tages højde for log-CRP og alle andre risikofaktorer som tidsvarierende kovariater, var en stigning på 1 SD i log-GGT forbundet med en 26 % øget risiko for død. En stigning på 1 SD i log-CRP var forbundet med en 1,31-dobbelt (95%CI; 1,16 til 1,47, P<0,001) risiko i de sidstnævnte modeller. Forbindelserne af GGT med incidente CVD og død blev opretholdt efter justering for serum AST og ALT (data ikke vist).
Log-GGT, 1-SD-increment | Kuartil 1 | Kuartil 2 | Kuartil 3 | Kuartil 4 | Kuartil Trend | ||
---|---|---|---|---|---|---|---|
Værdi af 1-SD log-GGT=0.6; NA= ikke relevant; | |||||||
†P<0.05, | |||||||
‡P≤0.01, | |||||||
*P≤0.001 | |||||||
§ Justeret for alder, køn, BMI, diabetes, systolisk blodtryk, total/HDL-kolesterolforhold, nuværende rygning og alkoholforbrug | |||||||
% Mortalitet | |||||||
Begivenheder | NA | NA | 6.3% | 7,4% | 12,2% | 16,1% | NA |
Alders-/kønskorrigerede satser/1000 personår | NA | 3,9 | 4,6 | 6,1 | 8.1 | NA | |
Fareforhold (95% CI) | |||||||
Modeller, der justerer for konventionelle risikofaktorer ved baseline§ | |||||||
Alders-/kønskorrigeret | 1.32* | Referent | 1.25 | 1.70‡ | 2.21* | 1.31* | |
(1.20-1.46) | (0.87-1.79) | (1.21-2.39) | (1.60-3.05) | (1.19-1.45) | |||
Multivariabelt justeret | 1,25* | Referent | 1,21 | 1,62‡ | 1,62‡ | 1.94* | 1.26* |
(1.13-1.38) | (0.84-1.74) | (1.14-2.29) | (1.38-2.73) | (1.13-1.39) | |||
Modeller, der justerer for konventionelle risikofaktorer og CRP ved baseline§ | |||||||
Alders-/køns- og CRP-justeret | 1.27* | Referent | 1.20 | 1.65‡ | 1.94* | 1.26* | |
(1.15-1.40) | (0.83-1.74) | (1.17-2.34) | (1.39-2.72) | (1.14-1.39) | |||
Justeret for flere variabler+CRP | 1.23* | Referent | 1.17 | 1.61‡ | 1.83* | 1.23* | |
(1.10-1.37) | (0.81-1.71) | (1.13-2.29) | (1.29-2.60) | (1.11-1.37) | |||
Modeller, der justerer for konventionelle risikofaktorer som tidsvarierende kovariater og CRP ved baseline§ | |||||||
Multivariabel-justeret | 1.30* | Referent | 1.25 | 1.73‡ | 2.16* | 1.30* | |
(1.17-1.44) | (0.87-1.79) | (1.23-2.44) | (1.54-3.02) | (1.18-1.44) | |||
Justeret for flere variabler+CRP | 1.26* | Referent | 1.21 | 1.67‡ | 1.95* | 1.26* | |
(1.13-1.40) | (0.83-1.75) | (1.18-2.37) | (1.38-2.76) | (1.13-1.40) |
Gennem justering for kliniske kovariater (f.eks. alder, køn, BMI, diabetes, systolisk BP, total/HDL-kolesterolforhold, nuværende rygning, alkoholforbrug) og log-GGT var c-statistikken for CVD-risiko 0,785 (95%CI; 0,766 til 0,804). Når log-CRP blev tilføjet, steg c-statistikken minimalt til 0,786 (95 %CI; 0,767 til 0,805). Tilsvarende havde modellen for dødelighed, der omfattede kliniske kovariater og log-GGT, en c-statistik på 0,799 (95 %CI; 0,778 til 0,821), og tilføjelse af log-CRP øgede den minimalt til 0,802 (95 %CI; 0,780 til 0,823). Der var ingen signifikant interaktion mellem GGT og CRP med hensyn til forudsigelse af CVD eller dødelighed.
Diskussion
Hovedsynspunkter
De vigtigste resultater af vores undersøgelser er tredelt. For det første var serum GGT-niveauer tværsnitligt relateret til CVD-risikofaktorer, navnlig øget alder, mandligt køn, dyslipidæmi, BMI, glykæmi, BP og rygning. For det andet var højere serum-GGT-værdi prospektivt forbundet med øget forekomst af det metaboliske syndrom, ud over de konventionelle risikofaktorer, herunder CRP. For det tredje var serum-GGT positivt forbundet med tilfælde af CVD og død, efter at der var taget højde for CRP og leverenzymer. Da GGT var forbundet med det metaboliske syndrom prospektivt, justerede vi for etablerede CVD-risikofaktorer som tidsvarierende kovariater, og forbindelsen mellem GGT og CVD og dødelighed forblev, hvilket tyder på, at GGT-risiko opstår ved andre mekanismer end fremme/udvikling af kendte risikofaktorer. Samlet set tyder vores data på, at serum-GGT forudsiger udviklingen af den CVD-risikofaktorklynge, der udgør det metaboliske syndrom, CVD-hændelser og dødelighed.
Sammenligning med tidligere forskning
Prior undersøgelser antydede, at højere GGT-niveauer forudsagde dødelighed af alle årsager hos patienter med myokardieinfarkt eller koronararteriesygdom,20,21 og hos midaldrende personer uden forudgående koronarsygdom.16,24 Tidligere undersøgelser var begrænset af brugen af dødsattestdiagnoser af koronar hjertesygdom, og ingen af dem behandlede, om GGT forudsagde vaskulær risiko via fremme af etablerede risikofaktorer.16 Vores observationer, der relaterer GGT til fatale og ikke-dødelige tilfældige CVD-hændelser i en samfundsbaseret prøve, supplerer tidligere undersøgelser, der rapporterer, at højere GGT er forbundet med kardiovaskulær død.33 Vi udvider tidligere arbejde ved at vise, at GGT er forbundet med tilfældig CVD, selv efter at der er taget højde for baseline CRP og risikofaktorer, der er modelleret som tidsvarierende kovariater.
Men selv om GGT var svagt korreleret med CRP i vores prøve og i tidligere undersøgelser,34 ophævede CRP ikke den prædiktive værdi af GGT for kliniske hændelser. For det første svækkede justering for CRP ikke sammenhængen mellem GGT og CVD eller dødelighed. For det andet var der en minimal yderligere effekt på modellens diskrimination, når CRP blev tilføjet til en model bestående af kliniske kovariater og GGT. Endelig var der ingen statistisk interaktion mellem GGT og CRP. Vores resultater tyder på, at GGT, en rutinemæssigt tilgængelig metabolisk markør og indikator for oxidativt stress, er en betydelig prædiktor for CVD- og mortalitetshændelser uafhængigt af CRP. Vores resultater tyder på, at GGT vil være en vigtig komponent i fremtidige biomarkør- og multimarkørtilgange til vurdering af kardiovaskulær risiko.
Potentielle mekanismer for GGT-effekt
Mekanismer, der forklarer GGT’s bidrag til CVD og dødelighed, er ikke blevet fuldt ud belyst. GGT er forbundet med hepatisk steatose35 og insulinresistens,22,23 og er en prædiktor for tilfældigt hypertension36 og diabetes.13,37 Selv om vi observerede, at forholdet mellem GGT og kardiovaskulære hændelser og død forblev robust efter at have taget højde for fastende glukose og komponenter af det metaboliske syndrom, er det tænkeligt, at en sådan justering ufuldstændigt tager højde for hepatisk insulinresistens og/eller steatose.38 Aktiviteten af ectoenzymatisk GGT kan også modulere redoxstatus af proteinthioler på celleoverfladen, hvilket fører til produktion af reaktive oxygenarter og membranpermeabel hydrogenperoxid.39 Som tidligere nævnt bidrager GGT til oxidative stressveje i flere organsystemer, lokaliseres til atheromatøse plaques, der indeholder oxideret LDL, og er proinflammatorisk, hvilket yderligere implicerer dette protein i atherogenese.34,40,41
Styrker og begrænsninger
Styrkerne ved vores undersøgelse er dens prospektive design, konsekvente definition og validering af CVD-hændelser, fuldstændig longitudinal konstatering af dødsfald, regnskab for risikofaktorer som tidsvarierende kovariater og justering for CRP. Den biologiske plausibilitet, at GGT medierer vaskulær risiko, afspejles af styrken af associationerne, tidsmæssige relationer mellem baseline GGT og fremtidig vaskulær risiko og konsistensen af resultaterne på tværs af flere analyser. Flere begrænsninger i vores fremgangsmåde fortjener en kommentar. Hvis det skal fastslås, at GGT er en “risikofaktor” for CVD, vil det kræve yderligere mekanistiske undersøgelser, der yderligere vurderer systemisk oxidativt stress og evaluerer hepatisk steatose og insulinresistens. Vi fik ikke gentagne GGT- eller CRP-målinger, men brugte baselineværdier, hvilket er en potentiel begrænsning, fordi der kan ske ændringer over tid.23 Vi har heller ikke udvidet denne undersøgelse til andre nye biomarkører for vaskulær risiko. Ikke desto mindre er GGT-analyser bredt tilgængelige analyter, som rutinemæssigt kan måles i kliniske laboratorier. Endelig var det overvældende flertal af vores prøve hvidt, hvilket begrænser generaliserbarheden til andre etniciteter.
Konklusioner
I vores samfundsbaserede prøve forudsagde højere GGT-niveauer CVD, dødelighed og udvikling af det metaboliske syndrom. Foreningen af GGT med negative kardiovaskulære resultater og død var robust efter justering for traditionelle kardiale risikofaktorer og CRP. Vores undersøgelse tyder på, at yderligere undersøgelse af GGT vil give indsigt i patogenese af CVD og bedre definere den kliniske nytteværdi af denne markør.
Kilder til finansiering
Dette arbejde blev støttet af en Canadian Institutes of Health Research kliniker-videnskabsmandspris (til D.S.L.), National Institute of Health/National Heart, Lung, and Blood Institute, kontrakt N01-HC-25195, og forskningsbevillinger R01HL073272 (til P.W.W.), K23HL074077 (til T.J.W.), R01HL076784 (til E.J.B.), R01HL076784 (til E.J.B.), R01HL073272 (til P.W.W.) og K23HL074077 (til T.J.W.).), N01HV28178 (til R.S.V.), R01HL71039 (til R.S.V.), R01HL67288 (til R.S.V.) og 2K24HL04334 (til R.S.V.).
Original modtaget den 3. august 2006; endelig version accepteret den 25. oktober 2006.
Oplysning af oplysninger
Ingen.
Fodnoter
- 1 Whitfield JB. Gamma glutamyl transferase. Crit Rev Clin Lab Sci. 2001; 38: 263-355.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 2 Karp DR, Shimooku K, Lipsky PE. Ekspression af gamma-glutamyltranspeptidase beskytter ramos B-celler mod oxidationsinduceret celledød. J Biol Chem. 2001; 276: 3798-3804.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 3 Albert Z, Orlowska J, Orlowski M, Szewczuk A. Histokemiske og biokemiske undersøgelser af gamma-glutamyltranspeptidase i væv hos mennesker og laboratorie-gnavere. Acta Histochem. 1964; 18: 78-89.MedlineGoogle Scholar
- 4 Tate SS, Meister A. gamma-Glutamyl transpeptidase: katalytiske, strukturelle og funktionelle aspekter. Mol Cell Biochem. 1981; 39: 357-368.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 5 Hanigan MH, Ricketts WA. Ekstracellulært glutathion er en kilde til cystein for celler, der udtrykker gamma-glutamyltranspeptidase. Biokemi. 1993; 32: 6302-6306.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 6 Hochwald SN, Harrison LE, Rose DM, Anderson M, Burt ME. gamma-Glutamyl transpeptidase mediation af tumor glutathion udnyttelse in vivo. J Natl Cancer Inst. 1996; 88: 193-197.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 7 Paolicchi A, Emdin M, Passino C, Lorenzini E, Titta F, Marchi S, Malvaldi G, Pompella A beta-Lipoprotein- og LDL-associeret serum gamma-glutamyltransferase hos patienter med koronar åreforkalkning. Aterosklerose. 2006; 186: 80-85.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 8 Paolicchi A, Emdin M, Ghliozeni E, Ciancia E, Passino C, Popoff G, Pompella A. Images in cardiovascular medicine. Humane aterosklerotiske plaques indeholder gamma-glutamyltranspeptidase-enzymaktivitet. Circulation. 2004; 109: 1440.LinkGoogle Scholar
- 9 Anderson ME, Allison RD, Meister A. Interkonversion af leukotriener katalyseret af renset gamma-glutamyltranspeptidase: samtidig dannelse af leukotrien D4 og gamma-glutamylaminosyrer. Proc Natl Acad Sci U S A. 1982; 79: 1088-1091.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 10 Rantala AO, Lilja M, Kauma H, Savolainen MJ, Reunanen A, Kesaniemi YA. Gamma-glutamyltranspeptidase og det metaboliske syndrom. J Intern Med. 2000; 248; 248: 230-238.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 11 Lee DH, Ha MH, Ha MH, Kim JR, Gross M, Jacobs DR Jr. Gamma-glutamyltransferase, alkohol og blodtryk. En fireårig opfølgningsundersøgelse. Ann Epidemiol. 2002; 12: 90-96.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 12 Lee DH, Ha MH, Ha MH, Kim JH, Christiani DC, Gross MD, Steffes M, Blomhoff R, Jacobs DR Jr. Gamma-glutamyltransferase og diabetes – en 4-årig opfølgningsundersøgelse. Diabetologia. 2003; 46: 359-364.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 13 Perry IJ, Wannamethee SG, Shaper AG. Prospektiv undersøgelse af serum gamma-glutamyltransferase og risiko for NIDDM. Diabetes Care. 1998; 21: 732-737.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 14 Lee DH, Jacobs DR, Jr., Gross M, Kiefe CI, Roseman J, Lewis CE, Steffes M. Gamma-glutamyltransferase is a predictor of incident diabetes and hypertension: the Coronary Artery Risk Development in Young Adults (CARDIA) Study (undersøgelse af koronararterierisikoudvikling hos unge voksne (CARDIA)). Clin Chem. 2003; 49: 1358-1366.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 15 Lee DH, Gross MD, Gross MD, Jacobs DR Jr. Forbindelse af serumkarotenoider og tocopheroler med gamma-glutamyltransferase: Cardiovascular Risk Development in Young Adults (CARDIA) Study (undersøgelse af kardiovaskulær risikoudvikling hos unge voksne). Clin Chem. 2004; 50: 582-588.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 16 Wannamethee G, Ebrahim S, Shaper AG. Gamma-glutamyltransferase: determinanter og sammenhæng med dødelighed af iskæmisk hjertesygdom og alle årsager. Am J Epidemiol. 1995; 142: 699-708.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 17 Jousilahti P, Rastenyte D, Tuomilehto J. Serum gamma-glutamyltransferase, selvrapporteret alkoholforbrug og risiko for slagtilfælde. Stroke. 2000; 31: 1851-1855.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 18 Bots ML, Salonen JT, Elwood PC, Nikitin Y, Freire dC, Inzitari D, Sivenius J, Trichopoulou A, Tuomilehto J, Koudstaal PJ, Grobbee DE. Gamma-glutamyltransferase og risiko for slagtilfælde: EUROSTROKE-projektet. J Epidemiol Community Health. 2002; 56 (Suppl 1): i25-i29.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 19 Yokoyama H, Hirose H, Moriya S, Saito I. Signifikant sammenhæng mellem insulinresistens og gamma-glutamyltranspeptidase (gamma-GTP)-aktivitet i serum hos ikke-drikkende personer. Alcohol Clin Exp Res. 2002; 26: 91S-94S.MedlineGoogle Scholar
- 20 Emdin M, Passino C, Michelassi C, Titta F, L’abbate A, Donato L, Pompella A, Paolicchi A. Prognostisk værdi af serum gamma-glutamyltransferase-aktivitet efter myokardieinfarkt. Eur Heart J. 2001; 22: 1802-1807.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 21 Karlson BW, Wiklund O, Hallgren P, Sjolin M, Lindqvist J, Herlitz J. Ten-year mortality among patients with a very small or unconfirmed acute myocardial infarction in relation to clinical history, metabolic screening and signs of myocardial ischaemia. J Intern Med. 2000; 247; 247: 449-456.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 22 Nilssen O, Forde OH, Brenn T. The Tromso Study. Fordeling og populationsdeterminanter af gamma-glutamyltransferase. Am J Epidemiol. 1990; 132: 318-326.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 23 Nilssen O, Forde OH. Syvårig longitudinel befolkningsundersøgelse af ændringer i gamma-glutamyltransferase: Tromso-undersøgelsen. Am J Epidemiol. 1994; 139: 787-792.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 24 Brenner H, Rothenbacher D, Arndt V, Schuberth S, Fraisse E, Fliedner TM. Fordeling, determinanter og prognostisk værdi af gamma-glutamyltransferase for dødelighed af alle årsager i en kohorte af bygningsarbejdere fra Sydtyskland. Prev Med. 1997; 26: 305-310.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 25 Kannel WB, Feinleib M, McNamara PM, Garrison RJ, Castelli WP. En undersøgelse af koronar hjertesygdom i familier. Framingham offspring study. Am J Epidemiol. 1979; 110: 281-290.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 26 Lloyd-Jones DM, Nam BH, Nam BH, D’Agostino RB, Sr., Levy D, Murabito JM, Wang TJ, Wilson PW, O’Donnell CJ. Forældrenes kardiovaskulære sygdom som risikofaktor for kardiovaskulær sygdom hos voksne i den midaldrende alder: en prospektiv undersøgelse af forældre og efterkommere. J Am Med Assoc. 2004; 291: 2204-2211.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 27 Rosalki SB, Tarlow D. Optimeret bestemmelse af gamma-glutamyltransferase ved hjælp af analyse af reaktionshastighed. Clin Chem. 1974; 20: 1121-1124. MedlineGoogle Scholar
- 28 Grundy SM, Cleeman JI, Daniels SR, Donato KA, Eckel RH, Franklin BA, Gordon DJ, Krauss RM, Savage PJ, Smith SC Jr, Spertus JA, Costa F. Diagnostik og behandling af det metaboliske syndrom. En videnskabelig udtalelse fra American Heart Association/National Heart, Lung, and Blood Institute. Circulation. 2005; 112: 2735-2752.LinkGoogle Scholar
- 29 Resumé af den tredje rapport fra ekspertpanelet for det nationale kolesteroluddannelsesprogram (NCEP) om påvisning, evaluering og behandling af højt kolesterolindhold i blodet hos voksne (Adult Treatment Panel III). J Am Med Assoc. 2001; 285: 2486-2497.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 30 Kerner A, Avizohar O, Sella R, Bartha P, Zinder O, Markiewicz W, Levy Y, Brook GJ, Aronson D. Association mellem forhøjede leverenzymer og C-reaktivt protein: muligt hepatisk bidrag til systemisk inflammation i forbindelse med det metaboliske syndrom. Arterioscler Thromb Vasc Biol. 2005; 25: 193-197. LinkGoogle Scholar
- 31 Lee DH, Lim JS, Yang JH, Ha MH, Jacobs DR Jr. Serum gamma-glutamyltransferase inden for sit normale område forudsiger en kronisk forhøjelse af alaninaminotransferase: en fireårig opfølgningsundersøgelse. Free Radic Res. 2005; 39: 589-593.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 32 Hosmer DW, Lemeshow S. Applied survival analysis. New York: John Wiley and Sons, Inc.; 1999.Google Scholar
- 33 Ruttmann E, Brant LJ, Concin H, Diem G, Rapp K, Ulmer H. Gamma-glutamyltransferase as a risk factor for cardiovascular disease mortality: an epidemiological investigation in a cohort of 163,944 Austrian adults. Circulation. 2005; 112: 2130-2137.LinkGoogle Scholar
- 34 Lee DH, Jacobs DR Jr. Forbindelse mellem serum gamma-glutamyltransferase og C-reaktivt protein. Atherosclerosis. 2005; 178: 327-330.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 35 Ikai E, Honda R, Yamada Y. Serum gamma-glutamyltranspeptidase-niveau og blodtryk hos ikke-drikkere: en mulig patogenetisk rolle for fedtlever i fedme-relateret hypertension. J Hum Hypertens. 1994; 8: 95-100.MedlineGoogle Scholar
- 36 Stranges S, Trevisan M, Dorn JM, Dmochowski J, Donahue RP. Kropsfedtfordeling, leverenzymer og risiko for hypertension: beviser fra Western New York-undersøgelsen. Hypertension. 2005; 46: 1186-1193. LinkGoogle Scholar
- 37 Nakanishi N, Suzuki K, Tatara K. Serum gamma-glutamyltransferase og risiko for metabolisk syndrom og type 2-diabetes hos midaldrende japanske mænd. Diabetes Care. 2004; 27: 1427-1432.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 38 Ford ES, Abbasi F, Reaven GM. Prævalens af insulinresistens og det metaboliske syndrom med alternative definitioner af nedsat fastende glukose. Atherosclerosis. 2005; 181: 143-148. CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 39 Dominici S, Valentini M, Maellaro E, Del Bello B, Paolicchi A, Lorenzini E, Tongiani R, Comporti M, Pompella A. Redoxmodulation af proteinthioler på celleoverfladen i U937-lymfomceller: rolle af gamma-glutamyltranspeptidase-afhængig H2O2-produktion og S-thiolation. Free Radic Biol Med. 1999; 27: 623-635.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 40 Jean JC, Liu Y, Brown LA, Marc RE, Klings E, Joyce-Brady M. Gamma-glutamyltransferasemangel resulterer i oxidantstress i lungerne ved normoxi. Am J Physiol Lung Cell Mol Physiol. 2002; 283: L766-L776.CrossrefMedlineGoogle Scholar
- 41 Joyce-Brady M, Takahashi Y, Oakes SM, Rishi AK, Levine RA, Kinlough CL, Hughey RP. Syntese og frigivelse af amfipatisk gamma-glutamyltransferase fra den pulmonale alveolære type 2-celle. Dens omfordeling i hele gasudvekslingsdelen af lungen tyder på en ny rolle for surfaktant. J Biol Chem. 1994; 269: 14219-14226.MedlineGoogle Scholar
Leave a Reply