楊珺玥，范思宇，譚穎超，智 宏，王莉娜

（1.東南大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院，江蘇南京 210009；2.東南大學(xué)附屬中大醫(yī)院，江蘇南京 210009）

冠狀動(dòng)脈疾?。╟oronary artery disease，CAD）主要由動(dòng)脈粥樣硬化引起，是動(dòng)脈壁增厚的進(jìn)行性慢性炎癥過(guò)程［1］。在全球范圍內(nèi)，心血管疾?。╟ardiovascular disease，CVD）已經(jīng)造成了巨大的健康和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，其中最常見(jiàn)的心血管死亡原因就是冠心?。?］。根據(jù)《中國(guó)心血管健康與疾病報(bào)告2020》顯示，心血管疾病死亡仍占城鄉(xiāng)居民總死亡原因的首位［3］。研究表明，炎癥反應(yīng)在斑塊形成、促進(jìn)斑塊破裂過(guò)程中發(fā)揮著重要作用［4］。Nod樣受體蛋白3（nod like receptor protein 3，NLRP3）炎性小體是固有免疫的重要組分，在機(jī)體免疫反應(yīng)和疾病發(fā)生過(guò)程中具有重要作用。NLRP3 作為炎癥-免疫的關(guān)鍵，在心血管疾病以及冠心病的作用是當(dāng)前研究的熱點(diǎn)［5-6］。傳統(tǒng)的流行病學(xué)研究表明，炎癥因子NLRP3 在心血管疾病尤其是在冠狀動(dòng)脈粥樣硬化疾病的發(fā)生發(fā)展過(guò)程中具有十分重要的作用［7-8］。然而由于炎癥因子水平的精確測(cè)量難以實(shí)現(xiàn)，以及觀察性研究存在的混雜因素使得二者間的關(guān)聯(lián)可能并非為因果關(guān)聯(lián)。為了驗(yàn)證這一關(guān)聯(lián)，利用孟德?tīng)栯S機(jī)化法（Mendelian randomization，MR）避開(kāi)混雜因素的影響，借助與炎癥因子相關(guān)的基因變異間接推斷炎癥因子與疾病之間的因果關(guān)聯(lián)更為可靠。孟德?tīng)栯S機(jī)化法與驗(yàn)證因果關(guān)聯(lián)的金標(biāo)準(zhǔn)隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)相比更具實(shí)用性和便捷性，且在可靠性方面與RCT 相似。與NLRP3 水平相關(guān)的突變位點(diǎn)位于NLRP3基因啟動(dòng)子區(qū)域，存在高度多態(tài)性。經(jīng)閱讀相關(guān)文獻(xiàn)，擬采用NLRP3基因rs10754558（C/G）位點(diǎn)作為工具變量，結(jié)合血清NLRP3 水平的檢測(cè)，驗(yàn)證基因型-表型、基因型-疾病結(jié)局之間的關(guān)聯(lián)，進(jìn)而推斷NLRP3 與CAD 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)之間的因果關(guān)聯(lián)。

1 材料與方法

1.1 研究對(duì)象

研究對(duì)象均為2010 年09 月至2019 年03 月在東南大學(xué)附屬中大醫(yī)院就診，經(jīng)（Coronary angiography,CAG）確診的CAD 患者321 例，對(duì)照組人群（經(jīng)CAG 診斷排除CAD 的人群）293例。根據(jù)美國(guó)心臟協(xié)會(huì)（America Heart Association，AHA）和美國(guó)心臟病學(xué)會(huì)（American College of Cardiology，ACC）對(duì)冠心病診斷的定義［9］，所有研究對(duì)象住院期間采用Judkins 法行CAG，并須經(jīng)兩位心血管介入專業(yè)醫(yī)師共同診斷。研究對(duì)象的納入標(biāo)準(zhǔn)：①病例組：經(jīng)臨床CAG 確診的冠心病病例；②對(duì)照組：來(lái)源于醫(yī)院的對(duì)照組人群經(jīng)冠脈造影（CAG）檢查排除患有冠心病。排除標(biāo)準(zhǔn)：①臨床資料不齊；②患有威脅生命的心律失常；③合并嚴(yán)重感染、心臟瓣膜性疾病、惡性腫瘤等疾病。病例和對(duì)照組研究對(duì)象按照性別、年齡（±3 歲）匹配。本研究遵守赫爾辛基宣言，已獲得東南大學(xué)倫理委員會(huì)的批準(zhǔn)（2015ZDKYSB051）。所有參與者在參與研究前均已簽署知情同意書(shū)。

1.2 一般資料及標(biāo)本采集

所有研究對(duì)象均按以下幾個(gè)方面收集信息：①一般情況：性別、年齡、身高、體質(zhì)量、家族史等；②臨床信息：入院血常規(guī)檢查、生化血脂水平等；③生活行為習(xí)慣：吸煙、飲酒史等。每個(gè)研究對(duì)象分別用真空抗凝采血管和非抗凝采血管采集靜脈血5～10 mL，非抗凝管收集血清標(biāo)本用于血清NLRP3 水平的測(cè)定，抗凝管4 h內(nèi)離心，取白細(xì)胞留作提取基因組DNA。具體步驟為：未抗凝標(biāo)本垂直放置30～60 min后離心。標(biāo)本配平，放入離心機(jī)離心7 min，離心力為800×g，待離心轉(zhuǎn)速降至0時(shí)，輕輕取出標(biāo)本，立即將標(biāo)本轉(zhuǎn)移至不含抗凝劑和防腐劑的試管。

1.3 血清NLRP3水平測(cè)定

為獲取冠心病患者與對(duì)照組人群血清NLRP3水平，采取ELISA 進(jìn)行測(cè)定。試劑盒采用上海酶研生物公司NLRP3血清ELISA試劑盒。將標(biāo)本、標(biāo)準(zhǔn)品、檢測(cè)抗體（經(jīng)HRP 標(biāo)記）依次加入到預(yù)先包被隱熱蛋白（NLRP3/C1orf7/NALP3）抗體的包被微孔中進(jìn)行溫育并徹底洗滌。TMB作為顯色劑，依次在過(guò)氧化氫酶和終止液作用下首先轉(zhuǎn)化成藍(lán)色，繼而變?yōu)辄S色。使用酶標(biāo)儀（波長(zhǎng)450 nm）測(cè)定OD（吸光度）值標(biāo)準(zhǔn)曲線的直線回歸方程，獲取樣品真實(shí)濃度。

1.4 PCR-RFLP檢測(cè)NLRP3 基因位點(diǎn)

采 用QIAamp DNA Blood Mini Kit（Qiagen 公司）從白細(xì)胞中提取DNA，并測(cè)定其濃度和純度。通過(guò)文獻(xiàn)閱讀查詢，并與人類基因庫(kù)進(jìn)行核查比對(duì)，確定本實(shí)驗(yàn)所需NLRP3基因rs10754558（C/G）引物序列。上海生工生物工程技術(shù)公司負(fù)責(zé)本研究的引物的合成工作。引物如下：上游引物5’-CAGGACAATGACAGCATCGGGTGTTGAT-3’；下游引物5’-GCTGCCATAAAATTTCAACATAA-3’。以提取完成的核酸為模板，在PCR核酸擴(kuò)增儀進(jìn)行PCR 擴(kuò)增。用NEB 公司限制性內(nèi)切酶MboI 對(duì)rs107544558（C/G）位點(diǎn)的PCR 產(chǎn)物進(jìn)行酶切。三種酶切產(chǎn)物片段分別是：GG：261bp；GC：261 bp，236 bp，25 bp；CC：和236 bp，25 bp。

1.5 統(tǒng)計(jì)和分析方法

MR 通過(guò)引入工具變量Z（基因變異）來(lái)控制混雜因素的影響，工具變量需滿足以下3 個(gè)條件：①基因型必須與待研究的暴露因素（表型X）存在關(guān)聯(lián)；②基因型必須獨(dú)立于混雜因素；③基因型只能通過(guò)影響待研究的暴露因素（表型X）與結(jié)局Y 相關(guān)。則：關(guān)聯(lián)ZY=關(guān)聯(lián)ZX×關(guān)聯(lián)XY。通過(guò)引入NLRP3基因rs10784558（C/G）這一遺傳變異位點(diǎn)作為工具變量Z，采用Logistic 回歸模型，獲得這一位點(diǎn)與冠心病風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)大小βZX；采用線性回歸模型，獲得這一個(gè)位點(diǎn)與NLRP3水平的關(guān)聯(lián)大小βZY。由此間接獲得NLRP3 水平與冠心病風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)大小βXY=βZY/βZX。同時(shí)與采用病例對(duì)照方法直接獲得的NLRP3 水平與CAD 發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)聯(lián)大小，推斷NLRP3水平與冠心病發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)聯(lián)。

采用EpiData3.2 軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行雙錄入，采用統(tǒng)計(jì)軟件Stata（16.0）和SPSS（25.0）進(jìn)行分析。Levene方差齊性檢驗(yàn)判斷方差齊性，計(jì)量資料以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）表示并采用t檢驗(yàn)，采用χ2檢驗(yàn)對(duì)計(jì)數(shù)資料和哈迪-溫伯格平衡進(jìn)行分析。采用非條件Logistic 回歸、廣義線性模型等分別構(gòu)建回歸模型，提取NLRP3rs10784558 位點(diǎn)突變（Z）與CAD（Y）、NLRP3rs10784558 位點(diǎn)突變（Z）與NLRP3 水平（X）的關(guān)聯(lián)回歸系數(shù)βZY和βZX，計(jì)算獲得X-Y 回歸模型系數(shù)βXY=βZY/βZX。同時(shí)采用傳統(tǒng)關(guān)聯(lián)研究的方法，非條件Logistic 回歸直接計(jì)算NLRP3 水平與CAD之間的關(guān)聯(lián)系數(shù)βXY，比較兩種方法獲得的NLRP3水平與CAD 的關(guān)聯(lián)大小的差異。P＜0.05 定義為差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 CAD組和非CAD組一般情況比較

本研究共納入冠心病病例321 例，對(duì)照組293例。兩組年齡、性別差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）。收縮壓、舒張壓、空腹血糖、甘油三酯、膽紅素及肌鈣蛋白等因素的平均水平在兩組差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），其中病例組的收縮壓、舒張壓、空腹血糖、甘油三酯及肌鈣蛋白平均水平均顯著高于對(duì)照組，冠心病組的膽紅素平均水平低于對(duì)照組。而兩組間的總膽固醇、高密度脂蛋白、低密度脂蛋白、載脂蛋白A、載脂蛋白B、脂蛋白a、肌酐等臨床指標(biāo)的分布差異未見(jiàn)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（表1；P＞0.05）。

表1 病例組與對(duì)照組臨床資料比較Table1 Clinical characteristics of the CAD group and control group (n，± s)

表1 病例組與對(duì)照組臨床資料比較Table1 Clinical characteristics of the CAD group and control group (n，± s)

BMI：Body mass index；SBP：Systolic blood pressure；DBP：Diastolic blood pressure；FBG：Fasting blood glucose；TG：Triglyceride；TC：Total cholesterol；HDL：High density lipoprotein；LDL：Low density lipoprotein；ApoA：Apolipoprotein A；ApoB：Apolipoprotein B；Lp（a）：Lipoprotein a；CRE：Creatinine；TBIL：Total bilirubin；Tn：Troponin.The chi-square test was used for sex and the T test was used for others.Missing value：1）：80 cases，91 controls.2）：94 cases，206 controls.3）：98 cases，207 controls.4）：83 cases，160 controls.5）：13 cases，17 controls.6）：13 cases，18 controls.7）：14 cases，18 controls.8）：13 cases，18 controls.9）：14 cases，19 controls.10）：14 cases，19 controls.11）：15 cases，21 controls.12）：10 cases，18 controls.13）：22 cases，49 controls.14）：36 cases，64controls.

2.2 CAD 組與對(duì)照組NLRP3 基因型頻率分布的比較

病例組與對(duì)照組各基因型如表2 所示。在321例病例組人群中，CC基因型64例，CG型106例，GG型151 例，頻率分別為19.94%、33.02%、47.04%；C等位基因頻率50.49%，G 等位基因頻率49.51%。293 例對(duì)照人群中，CC 基因型82 例，CG 型87 例，GG型127例，頻率分別為27.99%、29.69%、42.32%；冠心病組C 等位基因頻率36.45%，G 等位基因頻率63.55%，對(duì)照組C 等位基因頻率42.83%，G 等位基因頻率57.17%。對(duì)對(duì)照組進(jìn)行哈迪-溫伯格遺傳平衡檢驗(yàn)，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。

表2 病例組與對(duì)照組NLRP3基因型頻率分布Table2 NLRP3 genotype frequency distribution of CAD group and control group n（%）

2.3 NLRP3 基因rs10754558(C/G)與CAD 風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)聯(lián)

在顯性模型（GG+CGvsCC）的情況下，檢驗(yàn)NLRP3基因變異rs10754558（C/G）與CAD之間的關(guān)聯(lián)。結(jié)果表明NLRP3基因rs10754558 位點(diǎn)變異與CAD之間的關(guān)聯(lián)具有顯著性，與攜帶CC基因型的個(gè)體相比，只要有一個(gè)等位基因G突變的個(gè)體發(fā)生冠心病的風(fēng)險(xiǎn)增加了56%（OR=1.56，95%CI=1.07-2.27）。Logistic回歸結(jié)果顯示，NLRP3基因rs10754558位點(diǎn)變異與CAD 之間的關(guān)聯(lián)的回歸系數(shù)為βZY=0.45，即每增加一個(gè)等位基因變異，個(gè)體發(fā)生CAD 的風(fēng)險(xiǎn)增加56.8%（OR=e0.45=1.568，95%CI=1.073-2.271）。

2.4 NLRP3 基因rs10754558(C/G)與NLRP3 水平之間的關(guān)聯(lián)

采用一般線性回歸分析計(jì)算rs10754558（C/G）位點(diǎn)突變和NLRP3 水平之間的關(guān)聯(lián)。對(duì)于NLRP3基因變異rs10754558（C/G）位點(diǎn)，GG/GC 基因型與CC 基因型攜帶者相比，每增加一個(gè)突變等位基因，NLRP3 水平增加2.34 ng/mL（βZX=2.34，95%CI=0.28-4.30）。

2.5 NLRP3水平與CAD之間的關(guān)聯(lián)

冠心病組NLRP3 的水平為13.61 ng/mL，高于對(duì)照組NLRP3水平11.36 ng/mL，且兩組間的差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P=0.009；圖1）。NLRP3水平與CAD之間的關(guān)聯(lián)系數(shù)采用logistic回歸計(jì)算。結(jié)果表明，NLRP3水平每升高1 ng/mL，個(gè)體發(fā)生CAD的風(fēng)險(xiǎn)增加了3.1%（OR=e0.03=1.031，95%CI=1.003-1.058）。

圖1 冠心病組與對(duì)照組NLRP3水平的散點(diǎn)圖Fig.1 Scatter plot of NLRP3 levels between CAD group and control group

2.6 NLRP3 水平與CAD 風(fēng)險(xiǎn)關(guān)聯(lián)的孟德?tīng)栯S機(jī)化研究

由病例對(duì)照研究設(shè)計(jì)，通過(guò)檢測(cè)病例組與對(duì)照組的NLRP3 水平，直接獲得的NLRP3 水平與冠心病風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)大小βXY=0.03，表明NLRP3 水平每增加1 ng/mL，個(gè)體發(fā)生冠心病的風(fēng)險(xiǎn)增加3.1%（OR=e0.03=1.031，95%CI=1.003-1.058）；采用NLRP3基因rs10754558（C/G）作為工具變量，由孟德?tīng)栯S機(jī)化法間接獲得的NLRP3 水平與冠心病風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)大小βXY=βZY/βZX=0.19，進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后顯示，NLRP3水平每增加1ng/mL 水平，個(gè)體發(fā)生冠心病的風(fēng)險(xiǎn)增加20.9%（e0.19=1.209；圖2）。兩種方法所得關(guān)聯(lián)系數(shù)方向一致。

圖2 NLRP3水平與冠心病關(guān)聯(lián)大小的孟德?tīng)栯S機(jī)化研究設(shè)計(jì)Fig.2 MR study design of an association between NLRP3 levels and CAD

3 討論

3.1 主要發(fā)現(xiàn)

本研究采用病例對(duì)照研究設(shè)計(jì)，冠心病組與對(duì)照組兩組之間性別構(gòu)成、年齡等一般情況相匹配，具有可比性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，病例組的空腹血糖、甘油三酯、收縮壓、舒張壓及肌鈣蛋白均顯著高于對(duì)照組，病例組的膽紅素低于對(duì)照組。與國(guó)內(nèi)外研究一致［10-13］。同時(shí)，通過(guò)孟德?tīng)栯S機(jī)化法推斷出NLRP3水平與冠心病風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，NLRP3水平每增加1 ng/mL，個(gè)體發(fā)生冠心病的風(fēng)險(xiǎn)增加20.9%。通過(guò)傳統(tǒng)病例對(duì)照研究設(shè)計(jì)直接獲得的NLRP3 水平與冠心病風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)同樣具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，NLRP3水平每增加1 ng/mL，冠心病的風(fēng)險(xiǎn)增加3.1%。兩種方法得到的回歸系數(shù)方向一致，說(shuō)明結(jié)果具有一定的可靠性。但通過(guò)病例對(duì)照研究設(shè)計(jì)得到的關(guān)聯(lián)大小遠(yuǎn)小于孟德?tīng)栯S機(jī)化法，說(shuō)明觀察性流行病學(xué)中潛在的混雜因素的干擾可能導(dǎo)致低估關(guān)聯(lián)效應(yīng)。

3.2 相關(guān)機(jī)制與研究證據(jù)

動(dòng)脈粥樣硬化被認(rèn)為是動(dòng)脈壁的一種慢性炎癥性疾病，而炎癥是動(dòng)脈粥樣硬化斑塊發(fā)生、發(fā)展和血栓破裂等發(fā)病機(jī)制的核心，促進(jìn)冠心病和急性冠脈綜合征的發(fā)生和發(fā)展［14-15］。2010 年，Duewell等［16］首次發(fā)現(xiàn)在骨髓來(lái)源的炎癥細(xì)胞中缺少NLRP3，IL-1α/β 等與炎癥小體相關(guān)的分子可降低動(dòng)脈粥樣硬化病變的發(fā)展。由于膽固醇晶體的形成存在于早期階段，并且可以在動(dòng)脈粥樣硬化的所有階段中檢測(cè)到，Duewell等［16］研究發(fā)現(xiàn)晶體對(duì)巨噬細(xì)胞中的NLRP3炎性小體有很強(qiáng)的激活作用，而具有高動(dòng)脈粥樣硬化特性的氧化低密度脂蛋白（LDL）的存在會(huì)導(dǎo)致膽固醇結(jié)晶和引發(fā)信號(hào)的激活，從而誘導(dǎo)NLRP3 和IL-1β 前體的表達(dá)。根據(jù)Sheedy 等［17］的后續(xù)研究，NLRP3 炎性小體驅(qū)動(dòng)的IL-1β 釋放導(dǎo)致了動(dòng)脈粥樣硬化進(jìn)展的加速。

MR 設(shè)計(jì)是使用遺傳變異作為工具變量，來(lái)指代相應(yīng)表型與疾病的關(guān)聯(lián)，已被廣泛應(yīng)用于暴露標(biāo)志物與疾病結(jié)局的因果推斷中。如BMI 與食管腺癌［18］、子宮內(nèi)膜癌［19］、胰腺癌［20］、卵巢癌［21］、肺癌（鱗癌和小細(xì)胞癌）［21］、胃癌［22］和結(jié)直腸癌［21］的多個(gè)MR 關(guān)聯(lián)研究中，均顯示出BMI 與腫瘤的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)之間存在正向關(guān)聯(lián)。在暴露因素與心血管疾病關(guān)聯(lián)的研究中，Emdin［23］使用4 個(gè)GWAS 研究和UK Biobank 的數(shù)據(jù)，選擇腰臀比（WHR）相關(guān)的遺傳變異作為工具變量，推斷出腰圍與糖尿病、冠心病存在因果關(guān)聯(lián)。本研究中NLRP3基因定位于1q44，NLRP3基因多態(tài)性與多種炎癥性疾病相關(guān)，如1 型糖尿?。?4］、原發(fā)性高血壓［25］、銀屑病患者幼年特發(fā)性關(guān)節(jié)炎［26］及克羅恩?。?7］等。rs10754558（C/G）位點(diǎn)位于NLRP3基因3’非編碼區(qū)，該突變可能通過(guò)影響相應(yīng)mRNA 的穩(wěn)定性，從而進(jìn)一步參與IL-1β分泌以及炎癥小體的表達(dá)［28］。因此本研究使用該變異位點(diǎn)作為工具變量，用以指代NLRP3 表型與冠心病之間的因果關(guān)聯(lián)。

多個(gè)臨床研究提示炎癥小體NLRP3 水平增加與冠心病風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)。鄭飛［29］發(fā)現(xiàn)CAD 患者主動(dòng)脈壁組織中NLRP3 表達(dá)量較對(duì)照組顯著高表達(dá)。Sandanger 等［30］在急性心肌梗死患者心肌成纖維細(xì)胞中發(fā)現(xiàn)NLRP3 高表達(dá)。武榕［31］發(fā)現(xiàn)急性心肌梗死組、不穩(wěn)定型心絞痛組、穩(wěn)定型心絞痛組的NLRP3水平均高于對(duì)照組，冠心病患者血漿NLRP3水平升高可能與冠脈斑塊穩(wěn)定性及冠脈病變嚴(yán)重程度密切相關(guān)。但上述觀察性研究均不能排除多種混雜因素的影響而凸顯表型與疾病結(jié)局的因果關(guān)聯(lián)。本研究采用孟德?tīng)栯S機(jī)化研究發(fā)現(xiàn)的關(guān)聯(lián)系數(shù)（βXY=βZY/βZX=0.45/2.34=0.19）顯著增加，進(jìn)一步驗(yàn)證了炎癥小體NLRP3 水平增加與CAD 的關(guān)聯(lián)，同時(shí)因?yàn)槭褂眠z傳變異作為工具變量來(lái)指代NLRP3表型，較大程度地減少了混雜因素的干擾，并且暴露（NLRP3水平）不會(huì)反向影響人類的遺傳信息，符合因果推斷的正向關(guān)聯(lián)。

3.3 研究意義及結(jié)論

本研究使用了MR 法推斷炎癥小體NLRP3 與冠心病風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)聯(lián)，較傳統(tǒng)病例對(duì)照研究的結(jié)果關(guān)聯(lián)強(qiáng)度要大。MR設(shè)計(jì)利用與待研究暴露因素具有強(qiáng)相關(guān)的遺傳變異作為工具變量，基因與結(jié)局的關(guān)聯(lián)不會(huì)受到出生后的環(huán)境、社會(huì)經(jīng)濟(jì)、行為習(xí)慣等常見(jiàn)混雜因素的干擾，且符合因果時(shí)序，因此能夠避免混雜因素和反向因果聯(lián)系對(duì)關(guān)聯(lián)效應(yīng)的干擾。但本研究也存在以下局限性：①對(duì)照組人群可能是由于疑似冠心病或者其他血管的問(wèn)題而選擇就診，這可能會(huì)低估了冠心病發(fā)病的危險(xiǎn)因素；②在進(jìn)行MR 分析時(shí)，僅選擇了NLRP3rs10754558（C/G）這一位點(diǎn)變異作為工具變量，未來(lái)可參考大型GWAS 研究結(jié)果篩選出多個(gè)工具變量或者遺傳風(fēng)險(xiǎn)評(píng)分來(lái)進(jìn)行MR 分析。③工具變量的選擇是MR推斷的關(guān)鍵，需排除其與潛在混雜因素的關(guān)聯(lián)，本研究基于文獻(xiàn)排除了該位點(diǎn)變異與潛在混雜因素的關(guān)聯(lián)，后續(xù)研究需進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析排除。

綜上所述，本研究通過(guò)MR 法推斷了炎癥小體NLRP3水平與冠心病風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)聯(lián)，與傳統(tǒng)關(guān)聯(lián)研究方向一致，但相比傳統(tǒng)關(guān)聯(lián)研究更接近真實(shí)因果關(guān)聯(lián)。兩者之間確切的風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系仍需要進(jìn)一步擴(kuò)大臨床樣本驗(yàn)證。雖然本研究存在一些局限性，但仍然為相關(guān)研究提供了新的思路。