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生機制的研究

羅丹，陳玲，余霞娟，靳梅，蔡文智*

國際尿控協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、大笑或運動等）尿液不自主流出的現象［1］。尿失禁除了對患者的社會關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系［2］，給家庭、社會和醫療保健體系帶來巨大的負擔［3］。孕期尿失禁的發生率較高，而不同孕周尿失禁的發生率為16.8%～72.0%［4-6］。有過妊娠史的經產婦再次孕期及產后發生尿失禁的比例遠大于初次妊娠者［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］，流行病學調查發現妊娠是發生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制尚未明確，這一領域中還有很多問題需要回答。孕期發生SUI的病理生理學機制尚難以明確，意味著無法對癥治療并早期干預，最終失去改善患者生活質量的機會。

目前普遍接受的關于SUI發生機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的發生機制還有待探索。基于此，本研究基于整體理論結合會陰盆底超聲檢查，進行孕期SUI發生機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。

1 對象與方法

1.1 倫理學審查 本研究經深圳市婦幼保健院倫理委員會審查批準（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科大學深圳醫院產科門診就診的孕早、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月于產科門診就診的孕早、中期孕婦206例作為樣本B用于構建結構方程模型。兩個樣本的納入標準：（1）無意識障礙及精神類疾病；（2）能獨立完成問卷填寫。排除標準：（1）有孕前尿失禁史；（2）有腹部、陰道手術史；（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、羊水量異常、胎兒生長受限、陰道出血。剔除標準：沒有完成調查或超聲檢查。

樣本量計算：

樣本A：在進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納入245例孕婦進行調查。

樣本B：結構方程模型的樣本量，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］對產科門診就診的孕婦進行現場問卷調查。ICI-Q-SF由四部分內容組成：漏尿次數、漏尿量、漏尿對日常生活的影響、何種情況發生漏尿，得分0分為對照組，非0分為病例組，該問卷的Cronbach's α系數為0.71～0.96，信度為0.72～0.93［17］。現場檢查問卷是否填寫完全，對于未完成問卷調查或問卷填寫，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。超聲檢查者統一培訓，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，經陰道探頭置于兩側陰唇之間，正對尿道外口正下方，以恥骨聯合為中軸指示點，獲得陰道、尿道、肛管等的正中失狀位平面，然后進行容積掃描，適當調整選擇框，掃描膀胱頸、尿道、陰道、近端肛管、遠端肛管、恥骨聯合，采集患者靜息狀態（R）下和Valsalva狀態（V）下盆底二維/三維盆底橫斷面聲像圖，Valsalva動作持續大約5 s直至能獲得滿意的成像。采用GE Kretz 4D View（GE Healthcare） version 10.3 系統分別測在 R、V、縮肛狀態（C）下的α角〔膀胱后壁（三角區）與近端尿道之間的夾角［18］〕、β角（膀胱頸與恥骨聯合下緣的連線與恥骨聯合中軸線的夾角［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，恥骨聯合下緣與恥骨直腸肌內側緣間的面積［20］）、膀胱頸在X軸的位置（Dx，膀胱頸與恥骨聯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同樣采用問卷調查及經會陰盆底超聲檢查，此部分的超聲指標為基于樣本A探索性因子分析篩選的結果，測量方法如上。

1.4 統計學方法 釆取雙錄入核查，使用EpiData 3.1建立數據庫，利用SPSS 21.0統計軟件對樣本A的超聲指標數據進行同質性檢驗以篩選條目，將篩選出的條目進行探索性因子分析。樣本B采用AMOS 20.0軟件進行驗證性因子分析以建立結構方程模型。雙側檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1 同質性檢驗結果 樣本A共發放調查問卷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%）；經產婦110例（53.4%），初產婦96例（46.6%）。同質性檢驗結果顯示，共同性＞0.200或因素負荷量＞0.450的超聲指標條目有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 將同質性檢驗篩選出的10個條目進行探索性因子分析，分析結果顯示適當性檢驗的KMO值為0.762，Bartlett's球形檢驗的 χ2值為 1 364.48，P＜0.001，提示可進行探索性因子分析。以主成分分析法進行分析，通過方差最大法正交旋轉后提取得到3個公因子（各公因子特征值均＞1），累積方差貢獻率為73.339%。提取出的3個公因子按照條目內容的潛在特征進行命名，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詳見表2。

2.3 結構方程模型的構建 基于探索性因子分析結果篩選出的10個超聲指標，再次調查了病例組與對照組，得到樣本B，用于構建結構方程模型。采用驗證性因子分析構建結構方程模型，該方法同時生成模型擬合結果，構建的初始模型各個評價指標均未達到適配標準，整體模型擬合度較低，需對模型進行修正。初始模型標準化回歸系數顯示，γ（V）←尿道傾斜角這一路徑的路徑系數為0.985（＞0.950），考慮該指標和其他指標存在共線性［24］。經Pearson相關性檢驗，發現Δγ（VR）與γ（V）的相關系數為0.880，P＜0.001，予刪除γ（V）。對剔除γ（V）后的模型再次進行分析，結果發現孕期SUI←Δγ（VR）這一路徑系數為-0.112，γ角的移動度與孕期SUI呈負相關，與尿道高活動假說不符，考慮導致負向結果的原因是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現，Δγ（VR）與β（V）的共線性程度最大，當刪除Δγ（VR）時，模型可輸出結果。將剔除γ（V）和Δγ（VR）的模型進行分析，并根據MI＞3.84的修正標準對模型進行反復修正，得出的各適配指標均達到適配標準，模型可接受，詳見表3。各路徑的標準化回歸系數為：0.18～0.92，P值均＜0.05，結果見圖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荷量Table 1 Communality and factor loading of each item

圖1 經會陰超聲檢查圖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性檢驗進行條目的篩選，最終保留了10個條目，同質性檢驗結果共刪除24個共同性＜0.200，因子負荷量＜0.450的條目，說明被刪除的條目與共同因素關系程度較低。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率為73.339%，表明提取結果理想，最終得出的3個公因子設置合理，能夠體現孕期SUI發生機制的盆底形態學改變。

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

圖2 結構方程模型標準化路徑圖Figure 2 The standardized path diagram of SME

3.2 模型構建 本研究采用1∶1病例對照研究構建結構方程模型，得出的結構方程模型各項擬合指數擬合較好，說明本研究所構建的結構方程模型是可以接受的，該模型能夠較好地反映出孕期SUI發生機制——盆底形態學改變與各項超聲指標之間的關系。所有路徑對應的P值均＜0.05，達到顯著水平。各條路徑的標準化回歸系數的絕對值均＜1說明其具有合理的取值范圍。標準化回歸系數越大，表示指標變量更能有效地反映其要測的結構概念特質。HAIR等［25］認為，標準化回歸系數應該達到0.50或更高，理想狀況下應該達到0.70或更高。本研究結果顯示，除Dx（VR）、Dx（V）以外，模型的其他觀測變量標準化的回歸系數均大于0.70，能夠有效地測量對應潛變量特質。

3.3 模型的整體效應解釋

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的總效應值為0.60，說明膀胱尿道連接部移動度越大，孕期發生SUI的可能性越大。國內學者ZHANG等［26］采用病例對照研究，通過經會陰超聲測量膀胱尿道連接部的移動度，發現孕晚期膀胱尿道連接部的移動度達到某一程度時會導致孕期SUI。VAN VEELEN等［27］在孕早期、孕中期分別對268例孕婦進行盆底超聲檢測，結果發現SUI孕婦5個狀態下膀胱頸的位置，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，本研究采用的是結構方程模型，可同時處理多個變量，不僅能夠研究可觀測變量，還能反應觀測的變量及外潛變量之間的關系。

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的總效應值為0.18，說明盆底裂孔面積的改變越大，孕期發生SUI的可能性越大。臺灣學者CHAN等［28］分別于孕中、早期測量盆底裂孔面積，發現盆底裂孔面積隨著孕期的增加而增加，且孕期SUI的孕婦其不同狀態下的盆底裂孔面積大于非SUI的孕婦。可知盆底裂孔面積的改變能夠用于評價孕期SUI。

KEFER等［29］基于整體理論，通過構建老鼠模型，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。有學者發現激素是導致孕期SUI的發生原因之一，孕期間，松弛素水平和前列腺激素水平增高，而松弛素會促進盆底組織的弱化，加快、加重盆底組織松化，降低尿道內壓，增加孕期SUI的發生率［30-31］，同時亦有研究發現，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的發生機制，但筆者認為，激素作用于組織，最終仍然導致盆底解剖結構紊亂而引起SUI。IOSIF等［33］調查了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，發現有SUI的孕婦其靜息狀態的尿道閉合壓低于無SUI的孕婦，且前者孕期尿道更早發生縮短，縮短程度更大，筆者認為尿道閉合壓的降低及尿道的縮短程度是導致孕期SUI的原因，該研究從尿道的變化情況去探索孕期SUI的發生，然而該研究的樣本量較小，結果難以外推。

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

4 結論

本研究基于整體理論，采用探索性因子分析和結構方程模型相結合的方法探索孕期SUI的發生機制，結果顯示模型擬合良好，發現孕期SUI的發生機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。本研究構建的結構方程模型，從盆底形態學改變的角度探討孕期SUI的發生機制，為后期孕期SUI的篩查工具及干預方案的制定提供理論依據。

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，有利于后續預防方案的實施，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）的結果影響較大，這也是影響本研究結果的因素之一。孕期SUI的發病機制復雜，本研究只是從盆底形態學改變的角度進行分析，而分子生物的微觀角度并未涉及，對于解釋孕期SUI的發生機制是遠遠不夠的，期待后續學者從分子生物學的微觀角度解析孕期SUI的發生機制。

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

本文無利益沖突。