基于孟德尔随机化的25羟维生素D与注意缺陷多动障碍关联研究

[摘要]"目的"探讨25羟维生素D[25-hydroxyvitamin"D，25（OH）D]与注意缺陷多动障碍（attention"deficit"hyperactivity"disorder，ADHD）的因果关系。方法"采用两样本孟德尔随机化（two-sample"Mendelian"randomization，TSMR）方法，使用公开的来自不同样本的、欧洲人的全基因组关联研究（genome-wide"association"studies，GWAS）中的遗传数据，以25（OH）D作为暴露因素，其单核苷酸多态性（single"nucleotide"polymorphism，SNP）作为工具变量，ADHD作为结局变量。通过逆方差加权（inverse"variance"weighted，IVW）（随机效应）、MR-Egger法、加权中位数（weighted"median，WME）法和加权模式（weighted"mode，WM）法进行因果推断，利用R软件进行数据分析和可视化处理。结果"正向孟德尔随机化（Mendelian"randomization，MR）分析纳入124个25（OH）D的SNP，IVW法的效应评估结果显示25（OH）D对ADHD的影响不具有统计学意义（P=0.5681）。此外，MR-Egger法（P=0.1788）、WME法（P=0.3823）、WM法（P=0.5538）均未发现25（OH）D对ADHD的影响具有统计学意义。反向MR分析结果显示ADHD与25（OH）D无因果关联（Pgt;0.05）。结论"本研究未发现25（OH）D与ADHD存在因果关系。

[关键词]"25羟维生素D；注意缺陷多动障碍；孟德尔随机化；因果关系

[中图分类号]"R749.94""""""[文献标识码]"A""""[DOI]"10.3969/j.issn.1673-9701.2024.36.001

A"Mendelian"randomization"study"on"the"causal"relationship"between"25-hydroxyvitamin"D"and"attention"deficit"hyperactivity"disorder

CAI"Songjin1，"DAI"Qianqian2

1.Department"of"Pharmacy，"Jiujiang"Maternal"and"Child"Health"Hospital，"Jiujiang"332000，"Jiangxi，"China;"2.Department"of"Laboratory"Medicine，"Jiujiang"Maternal"and"Child"Health"Hospital，"Jiujiang"332000，"Jiangxi，"China

[Abstract]"Objective"To"explore"the"causal"relationship"between"25-hydroxyvitamin"D"[25（OH）D]"and"attention"deficit"hyperactivity"disorder"（ADHD）."Methods"The"two-sample"Mendelian"randomization"（TSMR）"method"was"employed."Genetic"data"from"publicly"available"genome-wide"association"studies"（GWAS）"of"Europeans"from"different"samples"were"used."25（OH）D"was"taken"as"the"exposure，"its"single"nucleotide"polymorphism"（SNP）"as"instrumental"variables，"and"ADHD"as"the"outcome"variable."Causal"inferences"were"made"through"inverse"variance"weighted"（IVW）"（multiplicative"random"effects），"MR-Egger"method，"weighted"median"（WME）"and"weighted"mode"（WM）."Data"analysis"and"visualization"were"processed"by"R"software."Results"In"the"forward"Mendelian"randomization"（MR）"analysis，"124"SNP"of"25（OH）"D"were"included."The"effect"evaluation"results"of"the"IVW"method"showed"that"the"influence"of"25（OH）D"on"ADHD"was"not"statistically"significant"（P=0.5681）."In"addition，"neither"the"MR-Egger"method"（P=0.1788），"WME"method"（P=0.3823），"nor"the"WM"（P=0.5538）"found"that"the"influence"of"25（OH）D"on"ADHD"was"statistically"significant."The"results"of"the"reverse"MR"analysis"showed"that"there"was"no"causal"relationship"between"ADHD"and"25（OH）D"（Pgt;0.05）."Conclusion"No"causal"relationship"between"25（OH）D"and"ADHD"was"found.

[Key"words]"25（OH）D;"ADHD;"Mendelian"randomization;"Causal"relationship

25羟维生素D[25-hydroxyvitamin"D，25（OH）D]与注意缺陷多动障碍（attention"deficit"hyperactivity"disorder，ADHD）之间的关系已成为医学研究领域的热点。25（OH）D在钙稳态和骨代谢等生理过程中发挥关键作用，同时也在神经发育和认知功能方面有一定潜在影响[1]。ADHD作为一种常见的神经发育障碍，其主要症状包括注意力不集中、冲动行为和活动过度，对患儿的学业和社会交往产生严重影响[2]。因此，探讨25（OH）D与ADHD之间的联系对制定有效的预防策略和治疗方案具有重要意义。

目前关于25（OH）D与ADHD关系研究的报道结果存在分歧。研究显示血清25（OH）D水平低下与ADHD风险增加有关，提示25（OH）D缺乏可能与ADHD的病理生理机制相关[3]。然而，这些研究在提供因果证据方面尚显不足，导致学术界对此问题的争论持续存在。一项系统性回顾分析表明25（OH）D缺乏与多种神经精神疾病相关，但其与ADHD直接关联的证据不明确，且在其作用机制方面存在一定研究空白[4]。鉴于传统观察性研究在解释因果关系方面的局限性，本研究采用两样本孟德尔随机化（two-sample"Mendelian"randomization，TSMR）方法，利用全基因组关联研究（genome-wide"association"studies，GWAS）大规模数据评估25（OH）D水平与ADHD风险之间的因果关系。该方法使用遗传变异作为工具变量，有效减少混杂因素的影响，从而提高因果推断的准确性[5]。本研究通过分析与25（OH）D浓度相关的SNP，评估这些遗传因素是否直接影响ADHD的易感性。已有研究揭示与25（OH）D代谢相关的多个SNP，提示遗传倾向可能影响25（OH）D在神经发育中的作用[6]。通过深入探讨这些遗传决定因素，本研究旨在为25（OH）D水平与ADHD风险之间的潜在因果关联提供更为清晰的解释[7]。

1""资料与方法

1.1""研究设计

本研究将25（OH）D/ADHD设定为暴露因素，把ADHD/25（OH）D作为结局变量，采用TSMR进行因果关联剖析，探讨25（OH）D和ADHD"之间的因果效应。孟德尔随机化（Mendelian"randomization，MR）分析需符合3个主要假设：一是关联性假设，即工具变量（instrumental"variable，IV）与暴露因素具有强关联性；二是独立性假设，即IV与观察到的及未观察到的混杂因素相互独立；三是排他性假设，即IV仅可通过暴露因素来影响结局变量[8]。具体原理见图1。本研究经九江市妇幼保健院医学伦理委员会审批通过（伦理审批号：LLSC-2023-124）。

1.2""数据提取

分别以25（OH）D水平作为暴露因素、ADHD风险作为结局变量及以ADHD风险作为暴露因素、25（OH）D水平作为结局变量进行双向分析。借助IEUOpenGWASProject平台，首先寻获与25（OH）D水平相关的GWAS数据，即ieu-b-4808；然后进一步检索与ADHD相关的GWAS数据，即ieu-a-1183。数据的人群来源均为欧洲人。其中25（OH）D的GWAS数据集的特征描述为25（OH）D水平，样本量为441"291例，SNP数量16"668"957；ADHD的GWAS数据集的病例组样本量20"183例，对照组35"191例，SNP数量8"047"420。

1.3""筛选作为工具变量的SNP

以Plt;5×10–8且连锁不平衡系数0.001和区域宽度10"000kb为设置条件，从25（OH）D的ieu-b-4808数据集中筛选出与25（OH）D强相关且没有基因多态性的SNP作为工具变量[9]；同时，依据F值的大小排除弱工具变量。F值计算公式：F=β2/SE2，其中β表示SNP对暴露的效应值，SE为β的标准误差。当Fgt;10时，可认为不存在偏倚，故排除Flt;10的SNP[10]。在筛选出符合条件的SNP后，将其与作为结局的ADHD数据集进行匹配。进一步将这些工具变量与ADHD的相关数据集合并，分析25（OH）D与ADHD之间的因果关联。

1.4""因果效应估计

使用R统计学软件进行分析，采用逆方差加权（inverse"variance"weighted，IVW）作为主要分析方法评估25（OH）D水平与ADHD风险之间的因果效应。使用MR-Egger、加权中位数（weighted"median，WME）、加权模式（weighted"mode，WM）等作为补充分析方法，验证IVW方法的稳健性[11]。

1.5""敏感度分析

在进行敏感度分析时，本研究采用留一法评估遗传工具变异效应的稳健性。具体而言，研究过程中逐一移除每个SNP，并观察在剔除特定SNP后其余SNP对ADHD风险的效应是否保持一致。通过该方式可评估单个SNP对整体分析结果的影响，从而判断研究结果的稳健性[12]。

1.6""异质性检验

为进一步评估遗传变异的因果估计是否存在异质性，本研究计算Cochran’s"Q值。Cochran’s"Q值用于量化遗传工具之间在因果估计上的差异。如果Cochran’s"Q值对应的Pgt;0.05，表明遗传工具之间的效应估计较为一致，支持研究结果的稳健性[13]。

2""结果

2.1""正向MR分析

筛选工具变量后，本研究共采用124个SNP作为工具变量，这些SNP均通过F值检测（Fgt;10），且不存在与结局相关的混淆因素。通过对异质性的研究，Cochran’s"Q检验发现SNP之间存在一定的异质性（MR-Egger法：Q=150.9，P=0.03912；IVW法：Q=152.7，P=0.03576）。因此，效应评估采用随机效应模型[14]。IVW法的效应评估结果显示25（OH）D水平对ADHD的影响不具有统计学意义。此外，MR-Egger法、WME法、WM法均未发现25（OH）D水平对ADHD的影响具有统计学意义，见表1。综上，4种方法均未显示25（OH）D水平与ADHD存在统计学上的显著关联，因此不能断定25（OH）D对ADHD存在因果效应[15-17]。

Egger回归截距为–0.0053，标准误差为0.0043，方向性P=0.223，表明未检测到显著的水平多效性，即SNP通过除25（OH）D水平外的途径影响ADHD的可能性较小。25（OH）D对ADHD的MR效应散点图显示IVW、MR-Egger、WME、WM"4种方法的回归斜率方向基本一致，IVW法的结果为最主要，表明随着25（OH）D水平的增加，ADHD的风险没有显著变化，见图2。森林图显示，线段在0虚线的两端说明结果不显著，MR-Egger法和IVW法均未证实25（OH）D水平对ADHD存在因果效应，见图3。敏感度分析显示在剔除任何单个SNP后，所有误差线均在0的右侧，见图4，说明结果均稳定，本研究结果可靠。漏斗图IVW法和MR-Egger法计算结果显示点的分布大致对称，未检测到不平衡的水平多效性，见图5。

2.2""反向MR分析

反向MR研究共采用9个SNP作为工具变量，这些SNP均通过F值检测（Fgt;10），且不存在与结局相关的混杂因素。通过对异质性的研究，Cochran’s"Q检验发现SNP之间可能存在一定的异质性（MR-Egger法：Q=15.19，P=0.0336；IVW法：Q=15.30，P=0.05356）。因此，效应评估也采用随机效应模型。IVW法的效应评估结果显示ADHD对25（OH）D水平的影响不具有统计学意义。此外，MR-Egger法、WME法、WM法均未发现ADHD对25（OH）D水平的影响具有统计学意义，见表2。综上，4种方法均未显示ADHD对25（OH）D水平存在统计学上的显著关联，因此不能断定ADHD与25（OH）D存在因果效应。

Egger回归截距为0.001，标准误差为0.0047，方向性P=0.83，即未检测到显著的水平多效性。ADHD对25（OH）D的散点图显示4种分析方法的回归斜率方向基本一致，IVW法的结果为最主要，表明随着ADHD的风险增加，25（OH）D水平没有显著变化，见图6。森林图显示线段在0虚线的两端，说明结果不显著，见图7。敏感度分析显示在剔除任何单个SNP后，所有误差线均在0的左侧，说明结果均稳定，本研究结果可靠，见图8。漏斗图IVW法和MR-Egger法计算结果显示点的分布大致对称，偏倚较小，见图9。

3""讨论

ADHD是一种常见的神经发育障碍，主要表现为注意力不集中、冲动行为和过度活跃。据估计，5.3%～7.0%的学龄儿童受其影响，ADHD对患儿的影响通常会持续到成年，并导致学业失败和自卑等负面结果[18]。ADHD的病因涉及遗传、环境和神经生物学等多种因素，研究表明包括25（OH）D水平在内的生化因素可能在其病理生理中发挥作用[19-20]。本研究利用与25（OH）D水平相关的遗传变异作为工具变量，以推断因果效应，同时最小化混杂因素的影响。结果显示没有遗传证据表明25（OH）D水平对ADHD风险具有因果效应，反之亦然。这表明补充25（OH）D可能不是ADHD的有效预防策略。这与一些观察性研究结果不一致，归因于这些观察性研究可能受混杂因素的影响[21]。本研究使用来自大型GWAS研究的汇总数据，并采用多种MR方法和敏感度分析方法，结果较为可靠。然而，本研究也存在一定局限性。首先，由于25（OH）D相关的SNP数量较少，解释的变异度较低，因此遗传工具的强度可能较弱；其次，本研究仅考虑欧洲血统个体，结果可能不适用于其他人群。这些结果提示25（OH）D与ADHD之间的复杂相互作用尚需进一步研究，以明确其潜在的生物学机制和治疗意义[22-23]。

本研究关于25（OH）D水平与ADHD之间关系的结果为相关的潜在分子机制和信号通路提供参考。研究结果表明尽管已鉴定几个与25（OH）D水平相关的SNP，但没有强有力的遗传证据支持25（OH）D与ADHD风险之间的直接因果联系。这意味着虽然25（OH）D可能在各种生物过程中发挥作用，但它对ADHD等神经发育障碍的影响可能并不像以前认为的那样直接。缺乏因果关系挑战现有关于补充25（OH）D在ADHD风险管理中治疗潜力的假设，并强调神经发育障碍的复杂性，神经发育障碍通常受多种遗传和环境因素的影响。这些发现与已有文献显示的ADHD多因素性质一致，表明单一关注25（OH）D水平可能不足以解释该疾病的病因[24]。

本研究从基因功能和细胞行为角度探讨遗传倾向和环境影响在调节ADHD风险中的相互作用。虽然未发现25（OH）D水平与ADHD的直接关联，但25（OH）D在免疫调节和神经炎症中的作用不容忽视，可能间接影响ADHD，需全面考虑遗传、环境和表观遗传因素。尽管利用大数据集可增强分析的稳健性，但研究存在局限性，如缺乏实验验证、特定人群的关注及观察性研究固有的混杂因素和偏差。这些局限性要求未来的研究应整合不同人群和实验方法，以验证发现并阐明25（OH）D与ADHD的复杂相互作用。研究25（OH）D在神经精神障碍中的作用机制及其与其他生物标志物的相互作用，对促进理解ADHD机制和指导临床实践及公共卫生策略至关重要[25]。

综上，本研究认为没有遗传证据表明25（OH）D水平和ADHD风险具有因果效应。因此，不建议通过补充25（OH）D预防ADHD，未来可围绕多中心、大样本、多种族进行深入研究探讨。

利益冲突：所有作者均声明不存在利益冲突。

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（收稿日期：2024–10–20）

（修回日期：2024–12–02）