引用本文： 向玉萍, 羅天會, 錢永軍, 曾玲. 亞臨床甲狀腺功能障礙與房顫發生風險相關性的 Meta 分析. 中國循證醫學雜志, 2021, 21(7): 810-815. doi: 10.7507/1672-2531.202101035 復制
心房顫動又稱房顫（atrial fibrillation，AF），是臨床實踐中常見的心律失常之一。根據臨床表現分為陣發性、持續性和永久性房顫。據報道，全球范圍內房顫患病率為 2.3%～3.4%，且隨年齡增加呈逐漸上升趨勢，截至 2010 年全球房顫患者人數高達 3 350 萬，房顫治療費用超過醫療保健支出的 1%[1, 2]。多個研究結果發現房顫可獨立增加缺血性卒中、慢性心力衰竭、心肌梗死和死亡的風險[3-6]。既往研究表明肥胖、高血壓、冠心病、心臟瓣膜病、糖尿病、甲狀腺功能亢進等均是房顫的危險因素[7-9]。身體活動、減輕體重、調整膳食、地中海飲食等針對房顫危險因素的預防策略可降低房顫發生風險[10-12]。因此，重視篩查和識別房顫的可控危險因素對其預防及管理具有重要臨床意義。甲狀腺疾病作為房顫的可逆危險因素一直是學者的研究熱點，有研究認為甲狀腺功能亢進是房顫獨立危險因素[13]。亞臨床甲狀腺功能障礙分為亞臨床甲狀腺功能亢進及亞臨床甲狀腺功能減退，其在社區人群中患病率分別為 0.7%～12.4% 和 4%～15%[14]。已有研究證實，亞臨床甲狀腺功能障礙將增加心血管疾病及死亡的發生風險[15, 16]，但其與房顫發生風險相關性的結論尚不一致[17-20]。因此，本研究系統評價亞臨床甲狀腺功能障礙與房顫發生關系，為制定房顫的預防策略提供參考。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
隊列研究。
1.1.2 研究對象
年齡≥18 歲人群，性別不限。
1.1.3 暴露因素
依據 2007 年《中國甲狀腺疾病診治指南》[21]，亞臨床甲狀腺功能減退定義為促甲狀腺激素（thyroid stimulating hormone，TSH）水平增高，游離甲狀腺素（free thyroxine，FT4）在正常范圍內；亞臨床甲狀腺功能亢進定義為 TSH 水平降低，FT4、三碘甲狀腺原氨酸（triiodothyronine，T3）在正常范圍內。診斷采用甲狀腺激素檢測結果。
1.1.4 結局指標
房顫發生率。房顫根據心電圖或患者報告進行判斷。
1.1.5 排除標準
① 重復發表的文獻；② 數據不完整或無法提取的文獻；③ 非中、英文文獻。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索 PubMed、EMbase、The Cochrane Library、Web of Science、CNKI、CBM、WanFang Data 和 VIP 數據庫，收集亞臨床甲狀腺功能障礙與房顫發生風險相關性的隊列研究，檢索時限均從建庫至 2020 年 6 月。此外，追溯納入文獻的參考文獻，以補充獲取相關文獻。檢索采取主題詞和自由詞相結合的方式。英文檢索詞包括：atrial fibrillation、atrial fibrillation、auricular fibrillation、subclinical hypothyroidism、subclinical hyperthyroidism、subclinical thyroid dysfunction 等；中文檢索詞包括：亞臨床甲狀腺功能減退、亞臨床甲狀腺功能低下、亞臨床甲狀腺功能亢進、亞臨床甲狀腺功能異常、房顫、心房纖顫、心房顫動等。以 PubMed 為例，其具體檢索策略見框 1。
圖1
1.3 文獻篩選和資料提取
由 2 位評價員獨立篩選文獻、提取資料并交叉核對，如遇分歧，則咨詢第三方協助判斷，缺乏的資料盡量與作者聯系予以補充。文獻篩選時首先閱讀文題和摘要，在排除明顯不相關的文獻后，進一步閱讀全文，以確定最終是否納入。資料提取內容主要包括：① 納入研究的基本特征：題名、作者、發表時間；② 研究對象的基本特征：年齡、研究地區、亞臨床甲狀腺功能減退患者例數、亞臨床甲狀腺功能亢進患者例數、甲狀腺功能正常患者例數、亞臨床甲狀腺功能減退及房顫的診斷標準、隨訪時間等；③ 偏倚風險評價的關鍵要素；④ 結局指標：亞臨床甲狀腺功能障礙組及甲狀腺功能正常組房顫發生例數，并提取亞臨床甲狀腺功能障礙與房顫發生風險關系的 RR、HR 及其 95%CI 和校正的混雜因素（如年齡、性別、體重指數等）。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由 2 名評價員獨立采用紐卡斯爾-渥太華量表（Newcastle-Ottawa Quality Scale，NOS）評價納入研究的偏倚風險。NOS 量表由 3 個維度 8 個條目組成，包括研究對象的選擇（4 分）、組間可比性（2 分）和結果測量（3 分）。滿分 9 分，0～4 分為低質量研究，5～9 分為高質量研究。
1.5 統計分析
采用 RevMan 5.3 軟件進行 Meta 分析。數據分析結果以 RR 為效應指標，效應量均給出其點估計值和 95%CI。提取納入文獻中未校正及校正 RR 值，并采用倒方差法對未校正、校正 RR 值進行合并；為保證結果的可靠性和真實性，避免主要次要混雜因素對結果的影響，也合并校正的 RR 值及 95%CI。納入研究異質性檢驗采用 Q 檢驗與 I2 檢驗，若 P>0.1，I2≤50%，認為納入研究間具有同質性，選擇固定效應模型；若 P≤0.10，I2>50%，認為納入研究間存在異質性，采用隨機效應模型進行數據合并，并根據納入研究基本特征進行亞組分析，最后采用敏感性分析探討結果的穩定性。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢出相關文獻 879 篇，經逐層篩選后，最終納入 9 個隊列研究[17-20, 22-26]，總樣本為 620 874 例，累計發生房顫 19 781 例。文獻篩選流程及結果見圖 1。
圖1
文獻篩選流程及結果
*所檢索的數據庫及檢出文獻數具體如下：PubMed（
2.2 納入研究的基本特征與偏倚風險評價結果
表1
納入研究的基本特征
表2
納入研究的偏倚風險評價結果（分）
2.3 Meta 分析結果
2.3.1 亞臨床甲狀腺功能減退
8 個研究[17-20, 22, 24-26]報告了亞臨床甲狀腺功能減退與房顫發生的風險關系，6 個研究[17-20, 25, 26]報告了校正后 RR 值。隨機效應模型 Meta 分析結果顯示：① 未校正 RR 值的結果顯示：亞臨床甲狀腺功能減退會增加房顫的發生風險［RR未校正=1.23，95%CI（1.01，1.49），P=0.04］。② 校正 RR 值的結果顯示：亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫的發生風險［RR校正=1.20，95%CI（0.92，1.57），P=0.18］。考慮到納入研究異質性較大，剔除 Park 等[18]及 Comendador 等[25]兩個樣本量較小的研究，異質性降低（I2=64%，P=0.04），Meta 分析結果顯示，亞臨床甲狀腺功能減退增加了房顫的發生風險［RR校正=1.03，95%CI（0.84，1.26），P=0.002］（表 3）。
表3
Meta 分析結果匯總表
根據納入研究基本特征，對人群類型進行亞組分析，4 個研究[17, 19, 20, 26]人群為社區居民，2 個研究[18, 25]為心臟手術患者。隨機效應模型 Meta 分析結果顯示：① 社區人群中，亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫發生風險［RR校正=1.03，95%CI（0.84，1.26），P=0.81］。剔除 Selmer 等[20]研究后，異質性降低（I2=0%），結果顯示，亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫發生風險［RR校正=1.13，95%CI（0.97，1.33），P=0.12］。② 對于心臟手術患者，亞臨床甲狀腺功能減退會增加房顫發生風險［RR校正=2.80，95%CI（1.51，5.19），P=0.001］。
2.3.2 亞臨床甲狀腺功能亢進
6 個研究[17, 19, 20, 23, 25, 26]報告了亞臨床甲狀腺功能亢進與房顫發生的風險關系，5 個研究[17, 19, 20, 22, 23]報告了校正后 RR 值。固定效應模型 Meta 分析結果顯示：① 未校正 RR 值的分析結果顯示：亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫的發生風險［RR未校正=2.13，95%CI（1.40，3.25），P=0.0005］。剔除 Auer 等[23]質量較低的研究后，研究間異質性降低（I2=72%），結果顯示，亞臨床甲狀腺功能亢進也會增加房顫發生風險［RR未校正=1.85，95%CI（1.39，2.46），P=0.12］。② 校正 RR 值分析結果顯示：亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫的發生風險［RR校正=1.65，95%CI（1.12，2.43），P=0.01］。剔除 Selmer 等[20]研究后，研究間異質性降低（I2=51%），結果顯示，亞臨床甲狀腺功能亢進也會增加房顫發生風險［RR校正=1.86，95%CI（1.14，3.03），P=0.01］。
根據 TSH 水平進行亞組分析，4 個研究[17, 19, 20, 26]報道了 TSH≤0.1 mlU/L 和 0.1<TSH ≤0.44 mlU/L 的校正 RR 值。隨機效應模型 Meta 分析結果顯示：① TSH≤0.1 mlU/L 時，亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫發生風險［RR校正=2.06，95%CI（1.07，3.99），P=0.03］。剔除 Selmer 等[20]研究后，異質性降低（I2=44%），結果顯示，亞臨床甲狀腺功能亢進也會增加房顫發生風險［RR校正=2.99，95%CI（1.88，4.78），P<0.000 01］。② 0.1<TSH ≤0.44 mlU/L 時，亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫發生風險［RR校正=1.29，95%CI（1.01，1.64），P=0.04］。
2.4 敏感性分析和發表偏倚檢驗
將納入研究進行逐一單個剔除，進行敏感性分析，結果均顯示亞臨床甲狀腺功能減退均不會增加房顫的發生風險，而亞臨床甲狀腺功能亢進均會增加房顫發生風險，結果未發生方向性變化。由于納入研究數量不夠 10 個，未分析發表偏倚。
3 討論
本研究最終納入 9 個隊列研究，其中 2 個[22, 23]為回顧性隊列研究，7 個[17-20, 24-26]為前瞻性隊列研究。隊列總樣本為 620 874 例，累計房顫發生 19 781 例，甲狀腺功能減退診斷均采用甲狀腺激素檢測，房顫均通過心電圖或患者報告服用相關藥物判斷，具有可靠性。除 Kong 等[24]、Comendador 等[25]研究外，其余研究均全面分析了混雜因素，包括年齡、性別、心血管疾病史、左心室功能等。經 NOS 評分后，研究得分在 7～9 分，且 4 個研究為 9 分，納入研究均為高質量研究。
8 個隊列研究 19 195 例房顫患者，其中 6 個校正 RR 值合并結果顯示，亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫的發生風險；本研究根據人群類型進一步分析，結果表明，在心臟手術患者中亞臨床甲狀腺功能減退增加患者 2.8 倍房顫風險。Jing 等[16]的 Meta 分析納入 2 個前瞻性隊列研究，共 1 339 例房顫患者，結果表明亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫發生風險，與本研究結果一致。但在心臟手術患者中，尚需進一步研究。
6 個隊列研究未校正 RR 值和 5 個研究的校正 RR 值合并結果均顯示亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫的發生風險，進一步分析發現 TSH≤0.1 mlU/L 時、0.1<TSH ≤0.44 mlU/L 時，亞臨床甲狀腺功能亢進增加患者 2.99 倍和 1.29 倍房顫風險。本研究與 Jing 等[16]Meta 分析結果不一致，其可能原因如下：① Jing 等[16]研究僅納入 3 個前瞻性隊列研究，本研究納入 6 個隊列研究；② Jing 等[16]研究僅納入 1 240 例房顫患者，本研究納入 19 154 例房顫患者；且 Jing 等[16]研究未考慮混雜因素對校正 RR 值結果的影響。本研究結果與 Collet[15]等 Meta 分析結果一致，Collet[15]等的研究納入了 5 個隊列共 8 711 例房顫患者。另外，本研究結果表明隨著 TSH 水平降低，房顫風險增加，有呈劑量反應關系的趨勢。基于目前證據，本研究結果顯示，亞臨床甲狀腺亢進可增加房顫發生風險，建議臨床醫務人員在房顫危險因素識別中關注亞臨床甲狀腺功能亢進，為房顫的預防提供證據。
本研究存在一定的局限性：① 本研究納入文獻均為英文文獻，可能存在文種偏倚；② 僅一個亞臨床甲減與房顫關系的研究[18]將房顫分為陣發性和持續性房顫，建議今后研究根據房顫類型進一步分層分析；③ 納入研究僅對亞臨床甲狀腺功能亢進按兩個劑量水平進行分層分析，對于亞臨床甲狀腺功能減退無法進行 TSH 不同劑量水平的分析，尚無法明確是否存在劑量反應關系。建議今后研究針對不同人群類型、不同房顫類型、不同 TSH 水平進一步分析亞臨床甲狀腺功能障礙與房顫的發生風險。
本研究基于控制了混雜因素的隊列研究結果表明，亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫的發生風險，但對于心臟手術患者，亞臨床甲狀腺功能減退會增加房顫發生風險。亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫發生風險。受納入研究數量和質量限制，上述結論尚需開展更多高質量研究予以驗證。
心房顫動又稱房顫（atrial fibrillation，AF），是臨床實踐中常見的心律失常之一。根據臨床表現分為陣發性、持續性和永久性房顫。據報道，全球范圍內房顫患病率為 2.3%～3.4%，且隨年齡增加呈逐漸上升趨勢，截至 2010 年全球房顫患者人數高達 3 350 萬，房顫治療費用超過醫療保健支出的 1%[1, 2]。多個研究結果發現房顫可獨立增加缺血性卒中、慢性心力衰竭、心肌梗死和死亡的風險[3-6]。既往研究表明肥胖、高血壓、冠心病、心臟瓣膜病、糖尿病、甲狀腺功能亢進等均是房顫的危險因素[7-9]。身體活動、減輕體重、調整膳食、地中海飲食等針對房顫危險因素的預防策略可降低房顫發生風險[10-12]。因此，重視篩查和識別房顫的可控危險因素對其預防及管理具有重要臨床意義。甲狀腺疾病作為房顫的可逆危險因素一直是學者的研究熱點，有研究認為甲狀腺功能亢進是房顫獨立危險因素[13]。亞臨床甲狀腺功能障礙分為亞臨床甲狀腺功能亢進及亞臨床甲狀腺功能減退，其在社區人群中患病率分別為 0.7%～12.4% 和 4%～15%[14]。已有研究證實，亞臨床甲狀腺功能障礙將增加心血管疾病及死亡的發生風險[15, 16]，但其與房顫發生風險相關性的結論尚不一致[17-20]。因此，本研究系統評價亞臨床甲狀腺功能障礙與房顫發生關系，為制定房顫的預防策略提供參考。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
隊列研究。
1.1.2 研究對象
年齡≥18 歲人群，性別不限。
1.1.3 暴露因素
依據 2007 年《中國甲狀腺疾病診治指南》[21]，亞臨床甲狀腺功能減退定義為促甲狀腺激素（thyroid stimulating hormone，TSH）水平增高，游離甲狀腺素（free thyroxine，FT4）在正常范圍內；亞臨床甲狀腺功能亢進定義為 TSH 水平降低，FT4、三碘甲狀腺原氨酸（triiodothyronine，T3）在正常范圍內。診斷采用甲狀腺激素檢測結果。
1.1.4 結局指標
房顫發生率。房顫根據心電圖或患者報告進行判斷。
1.1.5 排除標準
① 重復發表的文獻；② 數據不完整或無法提取的文獻；③ 非中、英文文獻。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索 PubMed、EMbase、The Cochrane Library、Web of Science、CNKI、CBM、WanFang Data 和 VIP 數據庫，收集亞臨床甲狀腺功能障礙與房顫發生風險相關性的隊列研究，檢索時限均從建庫至 2020 年 6 月。此外，追溯納入文獻的參考文獻，以補充獲取相關文獻。檢索采取主題詞和自由詞相結合的方式。英文檢索詞包括：atrial fibrillation、atrial fibrillation、auricular fibrillation、subclinical hypothyroidism、subclinical hyperthyroidism、subclinical thyroid dysfunction 等；中文檢索詞包括：亞臨床甲狀腺功能減退、亞臨床甲狀腺功能低下、亞臨床甲狀腺功能亢進、亞臨床甲狀腺功能異常、房顫、心房纖顫、心房顫動等。以 PubMed 為例，其具體檢索策略見框 1。
圖1
1.3 文獻篩選和資料提取
由 2 位評價員獨立篩選文獻、提取資料并交叉核對，如遇分歧，則咨詢第三方協助判斷，缺乏的資料盡量與作者聯系予以補充。文獻篩選時首先閱讀文題和摘要，在排除明顯不相關的文獻后，進一步閱讀全文，以確定最終是否納入。資料提取內容主要包括：① 納入研究的基本特征：題名、作者、發表時間；② 研究對象的基本特征：年齡、研究地區、亞臨床甲狀腺功能減退患者例數、亞臨床甲狀腺功能亢進患者例數、甲狀腺功能正常患者例數、亞臨床甲狀腺功能減退及房顫的診斷標準、隨訪時間等；③ 偏倚風險評價的關鍵要素；④ 結局指標：亞臨床甲狀腺功能障礙組及甲狀腺功能正常組房顫發生例數，并提取亞臨床甲狀腺功能障礙與房顫發生風險關系的 RR、HR 及其 95%CI 和校正的混雜因素（如年齡、性別、體重指數等）。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由 2 名評價員獨立采用紐卡斯爾-渥太華量表（Newcastle-Ottawa Quality Scale，NOS）評價納入研究的偏倚風險。NOS 量表由 3 個維度 8 個條目組成，包括研究對象的選擇（4 分）、組間可比性（2 分）和結果測量（3 分）。滿分 9 分，0～4 分為低質量研究，5～9 分為高質量研究。
1.5 統計分析
采用 RevMan 5.3 軟件進行 Meta 分析。數據分析結果以 RR 為效應指標，效應量均給出其點估計值和 95%CI。提取納入文獻中未校正及校正 RR 值，并采用倒方差法對未校正、校正 RR 值進行合并；為保證結果的可靠性和真實性，避免主要次要混雜因素對結果的影響，也合并校正的 RR 值及 95%CI。納入研究異質性檢驗采用 Q 檢驗與 I2 檢驗，若 P>0.1，I2≤50%，認為納入研究間具有同質性，選擇固定效應模型；若 P≤0.10，I2>50%，認為納入研究間存在異質性，采用隨機效應模型進行數據合并，并根據納入研究基本特征進行亞組分析，最后采用敏感性分析探討結果的穩定性。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢出相關文獻 879 篇，經逐層篩選后，最終納入 9 個隊列研究[17-20, 22-26]，總樣本為 620 874 例，累計發生房顫 19 781 例。文獻篩選流程及結果見圖 1。
圖1
文獻篩選流程及結果
*所檢索的數據庫及檢出文獻數具體如下：PubMed（
2.2 納入研究的基本特征與偏倚風險評價結果
表1
納入研究的基本特征
表2
納入研究的偏倚風險評價結果（分）
2.3 Meta 分析結果
2.3.1 亞臨床甲狀腺功能減退
8 個研究[17-20, 22, 24-26]報告了亞臨床甲狀腺功能減退與房顫發生的風險關系，6 個研究[17-20, 25, 26]報告了校正后 RR 值。隨機效應模型 Meta 分析結果顯示：① 未校正 RR 值的結果顯示：亞臨床甲狀腺功能減退會增加房顫的發生風險［RR未校正=1.23，95%CI（1.01，1.49），P=0.04］。② 校正 RR 值的結果顯示：亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫的發生風險［RR校正=1.20，95%CI（0.92，1.57），P=0.18］。考慮到納入研究異質性較大，剔除 Park 等[18]及 Comendador 等[25]兩個樣本量較小的研究，異質性降低（I2=64%，P=0.04），Meta 分析結果顯示，亞臨床甲狀腺功能減退增加了房顫的發生風險［RR校正=1.03，95%CI（0.84，1.26），P=0.002］（表 3）。
表3
Meta 分析結果匯總表
根據納入研究基本特征，對人群類型進行亞組分析，4 個研究[17, 19, 20, 26]人群為社區居民，2 個研究[18, 25]為心臟手術患者。隨機效應模型 Meta 分析結果顯示：① 社區人群中，亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫發生風險［RR校正=1.03，95%CI（0.84，1.26），P=0.81］。剔除 Selmer 等[20]研究后，異質性降低（I2=0%），結果顯示，亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫發生風險［RR校正=1.13，95%CI（0.97，1.33），P=0.12］。② 對于心臟手術患者，亞臨床甲狀腺功能減退會增加房顫發生風險［RR校正=2.80，95%CI（1.51，5.19），P=0.001］。
2.3.2 亞臨床甲狀腺功能亢進
6 個研究[17, 19, 20, 23, 25, 26]報告了亞臨床甲狀腺功能亢進與房顫發生的風險關系，5 個研究[17, 19, 20, 22, 23]報告了校正后 RR 值。固定效應模型 Meta 分析結果顯示：① 未校正 RR 值的分析結果顯示：亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫的發生風險［RR未校正=2.13，95%CI（1.40，3.25），P=0.0005］。剔除 Auer 等[23]質量較低的研究后，研究間異質性降低（I2=72%），結果顯示，亞臨床甲狀腺功能亢進也會增加房顫發生風險［RR未校正=1.85，95%CI（1.39，2.46），P=0.12］。② 校正 RR 值分析結果顯示：亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫的發生風險［RR校正=1.65，95%CI（1.12，2.43），P=0.01］。剔除 Selmer 等[20]研究后，研究間異質性降低（I2=51%），結果顯示，亞臨床甲狀腺功能亢進也會增加房顫發生風險［RR校正=1.86，95%CI（1.14，3.03），P=0.01］。
根據 TSH 水平進行亞組分析，4 個研究[17, 19, 20, 26]報道了 TSH≤0.1 mlU/L 和 0.1<TSH ≤0.44 mlU/L 的校正 RR 值。隨機效應模型 Meta 分析結果顯示：① TSH≤0.1 mlU/L 時，亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫發生風險［RR校正=2.06，95%CI（1.07，3.99），P=0.03］。剔除 Selmer 等[20]研究后，異質性降低（I2=44%），結果顯示，亞臨床甲狀腺功能亢進也會增加房顫發生風險［RR校正=2.99，95%CI（1.88，4.78），P<0.000 01］。② 0.1<TSH ≤0.44 mlU/L 時，亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫發生風險［RR校正=1.29，95%CI（1.01，1.64），P=0.04］。
2.4 敏感性分析和發表偏倚檢驗
將納入研究進行逐一單個剔除，進行敏感性分析，結果均顯示亞臨床甲狀腺功能減退均不會增加房顫的發生風險，而亞臨床甲狀腺功能亢進均會增加房顫發生風險，結果未發生方向性變化。由于納入研究數量不夠 10 個，未分析發表偏倚。
3 討論
本研究最終納入 9 個隊列研究，其中 2 個[22, 23]為回顧性隊列研究，7 個[17-20, 24-26]為前瞻性隊列研究。隊列總樣本為 620 874 例，累計房顫發生 19 781 例，甲狀腺功能減退診斷均采用甲狀腺激素檢測，房顫均通過心電圖或患者報告服用相關藥物判斷，具有可靠性。除 Kong 等[24]、Comendador 等[25]研究外，其余研究均全面分析了混雜因素，包括年齡、性別、心血管疾病史、左心室功能等。經 NOS 評分后，研究得分在 7～9 分，且 4 個研究為 9 分，納入研究均為高質量研究。
8 個隊列研究 19 195 例房顫患者，其中 6 個校正 RR 值合并結果顯示，亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫的發生風險；本研究根據人群類型進一步分析，結果表明，在心臟手術患者中亞臨床甲狀腺功能減退增加患者 2.8 倍房顫風險。Jing 等[16]的 Meta 分析納入 2 個前瞻性隊列研究，共 1 339 例房顫患者，結果表明亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫發生風險，與本研究結果一致。但在心臟手術患者中，尚需進一步研究。
6 個隊列研究未校正 RR 值和 5 個研究的校正 RR 值合并結果均顯示亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫的發生風險，進一步分析發現 TSH≤0.1 mlU/L 時、0.1<TSH ≤0.44 mlU/L 時，亞臨床甲狀腺功能亢進增加患者 2.99 倍和 1.29 倍房顫風險。本研究與 Jing 等[16]Meta 分析結果不一致，其可能原因如下：① Jing 等[16]研究僅納入 3 個前瞻性隊列研究，本研究納入 6 個隊列研究；② Jing 等[16]研究僅納入 1 240 例房顫患者，本研究納入 19 154 例房顫患者；且 Jing 等[16]研究未考慮混雜因素對校正 RR 值結果的影響。本研究結果與 Collet[15]等 Meta 分析結果一致，Collet[15]等的研究納入了 5 個隊列共 8 711 例房顫患者。另外，本研究結果表明隨著 TSH 水平降低，房顫風險增加，有呈劑量反應關系的趨勢。基于目前證據，本研究結果顯示，亞臨床甲狀腺亢進可增加房顫發生風險，建議臨床醫務人員在房顫危險因素識別中關注亞臨床甲狀腺功能亢進，為房顫的預防提供證據。
本研究存在一定的局限性：① 本研究納入文獻均為英文文獻，可能存在文種偏倚；② 僅一個亞臨床甲減與房顫關系的研究[18]將房顫分為陣發性和持續性房顫，建議今后研究根據房顫類型進一步分層分析；③ 納入研究僅對亞臨床甲狀腺功能亢進按兩個劑量水平進行分層分析，對于亞臨床甲狀腺功能減退無法進行 TSH 不同劑量水平的分析，尚無法明確是否存在劑量反應關系。建議今后研究針對不同人群類型、不同房顫類型、不同 TSH 水平進一步分析亞臨床甲狀腺功能障礙與房顫的發生風險。
本研究基于控制了混雜因素的隊列研究結果表明，亞臨床甲狀腺功能減退不會增加房顫的發生風險，但對于心臟手術患者，亞臨床甲狀腺功能減退會增加房顫發生風險。亞臨床甲狀腺功能亢進會增加房顫發生風險。受納入研究數量和質量限制，上述結論尚需開展更多高質量研究予以驗證。
