Randomizowane, dwupróbkowe mendlowskie badanie krążącego tłuszczu i zakrzepicy żył głębokich

Automatyczny wybór zmiennej

Szczegóły wszystkich niezależnych SNP związanych z ekspozycją przedstawiono w pliku uzupełniającym 2. W naszym badaniu statystyki F dla zautomatyzowanych wariantów związanych z ekspozycją były większe niż 10, co wskazuje, że prawdopodobieństwo skośności wariancji słabych zautomatyzowanych wariantów było bardzo małe.

Związek przyczynowy między APOA1 a DVT

W analizach MR stwierdziliśmy, że nie było związku przyczynowego między APOA1 (ekspozycja) a DVT (wynik) przy użyciu różnych metod analizy MR (IVW (efekty losowe): Beta = −3e−4, P_beta= 0,870; Średnia ważona: beta = -0,001, p_beta= 0,480; Tryb ważony: beta = – 0,001, p_beta= 0,447; Tryb prosty: beta = – 4e − 4, s_beta= 0,847; MR‒ Egger: beta = −0,006, s_beta= 0,291) (tab. 1, ryc. 1). Ponadto wieloczynnikowa analiza MR wykazała brak związku przyczynowego między APOA1 a DVT (beta = −0,002, p = 0,701) (Tabela 3). Ponieważ test heterogeniczności w analizie wykazał, że istnieje pewien poziom heterogeniczności (IVW: Q-S wartości = 0,002; Pan Egger: P S wartości = 0,004) (Tabela 2), przeprowadziliśmy analizę IVW (efekty losowe), a wyniki były zgodne z wynikami innych modeli: oba nie wykazały związku przyczynowego (Tabela 1).

Analiza przecięcia MR-Eggera wykazała brak polimorfizmu poziomego (przecięcie MR-Eggera S wartość = 0,284) (tab. 2). Wykres rozrzutu pokazuje szacowany wpływ SNP na ekspozycję (APOA1) i wynik (DVT) (ryc. 1). Wyniki „jednorazowego” testu w analizie wykazały, że w tej analizie nie było nieprawidłowego IV wpływającego na ogólne wyniki (plik uzupełniający 3, rysunek S11). Działki leśne i działki lejkowe w analizie pokazano w pliku uzupełniającym 3, ryc. S1 i S6. Wykres lejkowy pokazuje położenie poziomego polimorfizmu kierunkowego w każdym wyniku.

Związek przyczynowy między APOB a DVT

Jak pokazano w Tabeli 1, w oparciu o wyniki IVW (efekty losowe), trybu prostego i metod MR-Eggera, nie było dowodów na związek przyczynowy między APOB a DVT (IVW (efekty losowe): Beta = -0,001, P_beta= 0,715; Tryb prosty: beta = 0,001, p_beta= 0,669; MR‒Egger: beta = −0,008, p_beta= 0,165). Jednak wyniki mediany ważonej i metody ważonej wykazały, że APOB zmniejsza częstość występowania DVT (mediana ważona: beta = −0,004, p_beta= 0,005; Tryb ważony: beta = – 0,006, p_beta= 0,003) (Tabela 1). Wieloczynnikowa analiza MR wykazała również brak związku przyczynowego między APOB a DVT (beta = 0,008, p = 0,052) (Tabela 3).

Ponieważ test heterogeniczności w analizie wykazał pewien poziom heterogeniczności (wartości IVW: Q p = 6,07e−54; MR–Egger: Q S wartości = 3,17e-47) (Tabela 2), przeprowadziliśmy analizę IVW (efekt losowy), a wyniki wykazały, że nie było związku przyczynowego między APOB a DVT (Tabela 1). Punkt przecięcia MR-Eggera w analizie wykazał brak polimorfizmu poziomego w analizie (przecinek MR-Eggera S wartość = 0,151) (tab. 2).

Wykres rozrzutu pokazuje szacowany wpływ SNP na ekspozycję (APOB) i wynik (DVT) (ryc. 2). Ponadto wyniki testu „żaden limit czasu” w analizie wykazały, że żaden SNP nie wpłynął na ogólny wynik w tej analizie (plik uzupełniający 3, rysunek S12). Działki leśne i działki lejkowe w analizie pokazano w pliku uzupełniającym 3, ryc. S2 i S7.

Wykres punktowy związku przyczynowego między APOB i DVT. Analizy przeprowadzono przy użyciu konwencjonalnej metody IVW, mediany ważonej, trybu ważonego, trybu prostego i metody MR-Eggera. Nachylenie każdej linii odpowiada efektowi MR oszacowanemu dla każdej metody.

Związek przyczynowy między LDL a DVT

Jak pokazano w Tabeli 1, na podstawie wyników IVW (efekty losowe), mediany ważonej, trybu ważonego, trybu prostego i metody MR-Eggera nie stwierdzono związku przyczynowego między LDL a DVT (IVW (efekty losowe): Beta = − 0,002, s_beta= 0,117; Średnia ważona: beta = -0,001, p_beta= 0,366; Tryb ważony: beta = – 0,001, p_beta= 0,637; Tryb prosty: beta = – 0,001, p_beta= 0,767; MR ‒ Egger: Beta = – 3e – 4, P_beta= 0,881) (Tabela 1). Wieloczynnikowa analiza MR wykazała również brak związku przyczynowego między LDL a DVT (beta = −0,008, p = 0,012) (Tabela 3).

Analiza heterogeniczności wykazała pewną heterogeniczność (IVW i MR-Egger Q S wartości < 0,05) (Tabela 2). Analiza przecięcia MR-Eggera wykazała brak polimorfizmu poziomego (przecięcie MR-Eggera S wartość = 0,309) (tab. 2).

Wykres punktowy pokazuje szacowany wpływ SNP na ekspozycję (LDL) i wynik (DVT) (ryc. 3). Wyniki analizy „no-out” wykazały, że wyniki analiz były solidne (plik uzupełniający 3, rysunek S13). Działki leśne i działki lejkowe w analizie pokazano w pliku uzupełniającym 3, ryc. S3 i S8.

Wykres punktowy związku przyczynowego między LDL a DVT. Analizy przeprowadzono przy użyciu konwencjonalnej metody IVW, mediany ważonej, trybu ważonego, trybu prostego i metody MR-Eggera. Nachylenie każdej linii odpowiada efektowi MR oszacowanemu dla każdej metody.

Związek przyczynowy między HDL a DVT

Jak pokazano w Tabeli 1, w analizie stwierdziliśmy, że nie było związku przyczynowego między HDL a DVT przy użyciu różnych metod analizy MR (IVW (efekty losowe): Beta = −5e−4, P_beta= 0,670; Średnia ważona: beta = -0,001, p_beta= 0,259; Tryb ważony: beta = – 0,001, p_beta= 0,484; Tryb prosty: beta = 0,003, p_beta= 0,384; MR‒Egger: Beta = −3,54–4, P_beta= 0,870). Wieloczynnikowa analiza MR wykazała również brak związku przyczynowego między HDL a DVT (beta = 7e-4, P = 0,881) (Tabela 3).

Test heterogeniczności w analizie wykazał, że istnieje pewna niejednorodność (ryc S Wartości zarówno dla metody IVW, jak i MR-Eggera były mniejsze niż 0,05). Analiza przecięcia MR-Eggera wykazała brak polimorfizmu poziomego (przecięcie MR-Eggera S wartość = 0,901) (tab. 2).

Wykres punktowy pokazuje szacowany wpływ SNP na ekspozycję (HDL) i wynik (DVT) (ryc. 4). Wyniki analizy „no-out” wykazały, że w tej analizie nie było nieprawidłowego IV wpływającego na ogólne wyniki (plik uzupełniający 3, rysunek S14). Działki leśne i działki lejkowe w analizie pokazano w pliku uzupełniającym 3, ryc. S4 i S9.

Wykres punktowy związku przyczynowego między HDL a DVT. Analizy przeprowadzono przy użyciu konwencjonalnej metody IVW, mediany ważonej, trybu ważonego, trybu prostego i metody MR-Eggera. Nachylenie każdej linii odpowiada efektowi MR oszacowanemu dla każdej metody.

Związek przyczynowy między TG a DVT

Na podstawie wyników IVW (efekty losowe), mediany ważonej i trybu ważonego stwierdziliśmy, że istnieje sugerowany negatywny związek przyczynowy między TG a DVT (IVW (efekty losowe): Beta = −0,004, P_beta= 0,038; Średnia ważona: beta = -0,004, p_beta= 0,017; Tryb ważony: beta = – 0,003, p_beta= 0,038) (Tabela 1). Jednak na podstawie wyników trybu prostego i metod MR-Eggera nie stwierdzono związku przyczynowego między TG a DVT (tryb prosty: Beta = −0,003, P_beta= 0,270; MR‒Egger: beta = −0,003, p_beta= 0,335). Wieloczynnikowa analiza MR wykazała również brak związku przyczynowego między TG a DVT (beta = −0,006, p = 0,039) (Tabela 3).

Wykres punktowy pokazuje szacowany wpływ SNP na ekspozycję (TG) i wynik (DVT) (ryc. 5). Test niejednorodności wykazał pewną niejednorodność (wartość IVW i wartość Q MR-Eggera <0,05). Analiza przecięcia MR-Eggera wykazała brak polimorfizmu poziomego (przecięcie MR-Eggera S wartość > 0,05) (tab. 2).

Wykres punktowy związku przyczynowego między TG a DVT. Analizy przeprowadzono przy użyciu konwencjonalnej metody IVW, mediany ważonej, trybu ważonego, trybu prostego i metody MR-Eggera. Nachylenie każdej linii odpowiada efektowi MR oszacowanemu dla każdej metody.

Wyniki testu metody „zostaw raz” w analizie wykazały, że nie było wpływu nieprawidłowej IV w analizach na ogólny wynik (plik uzupełniający 3, rysunek S15). Działki leśne i działki lejkowe w analizie pokazano w pliku uzupełniającym 3, ryc. S5 i S10.