Une étude de randomisation mendélienne à deux échantillons sur les lipides circulants et la thrombose veineuse profonde

Sélection des variables instrumentales

Les détails de tous les SNP indépendants associés à l’exposition sont présentés dans le fichier supplémentaire 2. Dans notre étude, les statistiques F des variables instrumentales associées à l’exposition étaient toutes supérieures à 10, ce qui indique que la possibilité d’écart variable des variables instrumentales faibles était très faible. .

La relation causale entre l’APOA1 et la TVP

Dans les analyses RM, nous avons constaté qu’il n’y avait pas de relation causale entre APOA1 (exposition) et TVP (résultat) en utilisant les différentes méthodes d’analyse RM (IVW (effets aléatoires) : Beta = − 3e−4, P_bêta= 0,870 ; médiane pondérée : Beta = − 0,001, P_bêta= 0,480 ; mode pondéré : Beta = − 0,001, P_bêta= 0,447 ; mode simple : Bêta = − 4e−4, P_bêta= 0,847 ; MR‒Egger : Bêta = − 0,006, P_bêta= 0,291) (tableau 1, figure 1). De plus, l’analyse RM multivariée a montré qu’il n’y avait pas de relation causale entre l’APOA1 et la TVP (Beta = − 0,002, P = 0,701) (Tableau 3). Parce que le test d’hétérogénéité dans l’analyse a révélé qu’il y avait un certain niveau d’hétérogénéité (IVW : Q–p valeurs = 0,002 ; M. Egger : Q p valeurs = 0,004) (tableau 2), nous avons effectué une analyse IVW (effets aléatoires) et les résultats étaient cohérents avec ceux d’autres modèles : les deux ont montré qu’il n’y avait pas de relation causale (tableau 1).

L’interception MR-Egger dans l’analyse a montré qu’il n’y avait pas de multiplicité horizontale (interception MR-Egger p valeur = 0,284) (tableau 2). Le nuage de points montre l’impact estimé des SNP sur l’exposition (APOA1) et les résultats (DVT) (Fig. 1). Les résultats du test « one-one-out » dans l’analyse ont montré qu’il n’y avait pas d’IV anormal dans cette analyse affectant les résultats globaux (Fichier supplémentaire 3, Fig. S11). Les parcelles forestières et les parcelles en entonnoir dans l’analyse sont présentées dans le fichier supplémentaire 3, Figs. S1 et S6. Le graphique en entonnoir montre l’emplacement de la pléiotropie horizontale directionnelle dans chaque résultat.

La relation causale entre APOB et TVP

Comme le montre le tableau 1, sur la base des résultats des méthodes IVW (effets aléatoires), en mode simple et MR-Egger, il n’y avait aucune preuve d’une relation causale entre l’APOB et la TVP (IVW (effets aléatoires) : Beta = − 0,001, P_bêta= 0,715 ; mode simple : Bêta = 0,001, P_bêta= 0,669 ; MR‒Egger : Bêta = − 0,008, P_bêta= 0,165). Cependant, les résultats des méthodes de la médiane pondérée et du mode pondéré ont montré que l’APOB réduisait l’incidence de TVP (médiane pondérée : Beta = − 0,004, P_bêta= 0,005 ; mode pondéré : Beta = − 0,006, P_bêta= 0,003) (tableau 1). L’analyse RM multivariée a également montré qu’il n’y avait pas de relation causale entre APOB et TVP (Bêta = 0,008, P = 0,052) (Tableau 3).

Parce que le test d’hétérogénéité dans l’analyse a indiqué un certain niveau d’hétérogénéité (IVW : valeurs Q p = 6,07e−54 ; MR–Egger : Q p = 3,17e−47) (tableau 2), nous avons effectué une analyse IVW (effet aléatoire) et les résultats ont montré qu’il n’y avait pas de relation causale entre l’APOB et la TVP (tableau 1). L’interception MR-Egger dans l’analyse a montré qu’il n’y avait pas de multiplicité horizontale dans l’analyse (interception MR-Egger p = 0,151) (tableau 2).

Le nuage de points montre l’impact estimé des SNP sur l’exposition (APOB) et les résultats (DVT) (Fig. 2). De plus, les résultats du test « one-one-out » dans l’analyse ont montré qu’aucun SNP n’affectait les résultats globaux de cette analyse (Fichier supplémentaire 3, Fig. S12). Les parcelles forestières et les parcelles en entonnoir dans l’analyse sont présentées dans le fichier supplémentaire 3, Figs. S2 et S7.

Nuage de points de la relation causale entre APOB et TVP. Les analyses ont été effectuées à l’aide des méthodes conventionnelles IVW, médiane pondérée, mode pondéré, mode simple et MR‒Egger. La pente de chaque ligne correspond à l’effet MR estimé par méthode.

La relation causale entre le LDL et la TVP

Comme le montre le tableau 1, sur la base des résultats des méthodes IVW (effets aléatoires), médiane pondérée, mode pondéré, mode simple et MR‒Egger, il n’y avait pas de relation causale entre le LDL et la TVP (IVW (effets aléatoires) : Beta = − 0,002, P_bêta= 0,117 ; médiane pondérée : Beta = − 0,001, P_bêta= 0,366 ; mode pondéré : Beta = − 0,001, P_bêta= 0,637 ; mode simple : Bêta = − 0,001, P_bêta= 0,767 ; MR‒Egger : Bêta = − 3e−4, P_bêta= 0,881) (tableau 1). L’analyse RM multivariée a également montré qu’il n’y avait pas de relation causale entre LDL et TVP (Bêta = − 0,008, P = 0,012) (Tableau 3).

L’analyse de l’hétérogénéité a révélé une certaine hétérogénéité (IVW et MR–Egger Q p valeurs < 0,05) (tableau 2). L'interception MR-Egger dans l'analyse a montré qu'il n'y avait pas de multiplicité horizontale (interception MR-Egger p = 0,309) (tableau 2).

Le nuage de points montre l’impact estimé des SNP sur l’exposition (LDL) et les résultats (DVT) (Fig. 3). Les résultats de l’analyse « one-one-out » ont montré que les résultats des analyses étaient robustes (Fichier supplémentaire 3, Fig. S13). Les parcelles forestières et les parcelles en entonnoir dans l’analyse sont présentées dans le fichier supplémentaire 3, Figs. S3 et S8.

Nuage de points de la relation causale entre LDL et TVP. Les analyses ont été effectuées à l’aide des méthodes conventionnelles IVW, médiane pondérée, mode pondéré, mode simple et MR‒Egger. La pente de chaque ligne correspond à l’effet MR estimé par méthode.

La relation causale entre HDL et TVP

Comme le montre le tableau 1, dans l’analyse, nous avons constaté qu’il n’y avait pas de relation causale entre HDL et TVP en utilisant diverses méthodes d’analyse RM (IVW (effets aléatoires) : Beta = − 5e−4, P_bêta= 0,670 ; médiane pondérée : Beta = − 0,001, P_bêta= 0,259 ; mode pondéré : Beta = − 0,001, P_bêta= 0,484 ; mode simple : Bêta = 0,003, P_bêta= 0,384 ; MR‒Egger : Bêta = − 3,54–4, P_bêta= 0,870). L’analyse RM multivariée a également montré qu’il n’y avait pas de relation causale entre HDL et TVP (Bêta = 7e−4, P = 0,881) (Tableau 3).

Le test d’hétérogénéité dans l’analyse a révélé qu’il y avait une certaine hétérogénéité (le Q p les valeurs des méthodes IVW et MR-Egger étaient toutes deux inférieures à 0,05). L’interception MR-Egger dans l’analyse a montré qu’il n’y avait pas de multiplicité horizontale (interception MR-Egger p = 0,901) (tableau 2).

Le nuage de points montre l’impact estimé des SNP sur l’exposition (HDL) et les résultats (DVT) (Fig. 4). Les résultats de l’analyse « one-one-out » ont montré qu’il n’y avait pas d’IV anormal dans cette analyse affectant les résultats globaux (Fichier supplémentaire 3, Fig. S14). Les parcelles forestières et les parcelles en entonnoir dans l’analyse sont présentées dans le fichier supplémentaire 3, Figs. S4 et S9.

Nuage de points de la relation causale entre HDL et TVP. Les analyses ont été effectuées à l’aide des méthodes conventionnelles IVW, médiane pondérée, mode pondéré, mode simple et MR‒Egger. La pente de chaque ligne correspond à l’effet MR estimé par méthode.

La relation causale entre les TG et la TVP

Sur la base des résultats de l’IVW (effets aléatoires), de la médiane pondérée et du mode pondéré, nous avons trouvé une relation causale négative suggérée entre les TG et la TVP (IVW (effets aléatoires) : Beta = – 0,004, P_bêta= 0,038 ; médiane pondérée : Beta = − 0,004, P_bêta= 0,017 ; mode pondéré : Beta = − 0,003, P_bêta= 0,038) (tableau 1). Cependant, sur la base des résultats du mode simple et des méthodes MR‒Egger, il n’y avait pas de relation de cause à effet entre les TG et la TVP (mode simple : Beta = − 0,003, P_bêta= 0,270 ; MR‒Egger : Bêta = − 0,003, P_bêta= 0,335). L’analyse RM multivariée a également montré qu’il n’y avait pas de relation causale entre les TG et la TVP (Bêta = − 0,006, P = 0,039) (Tableau 3).

Le nuage de points montre l’impact estimé des SNP sur l’exposition (TG) et le résultat (DVT) (Fig. 5). Le test d’hétérogénéité a montré une certaine hétérogénéité (valeur IVW et MR-Egger Q < 0,05). L'interception MR-Egger dans l'analyse a montré qu'il n'y avait pas de multiplicité horizontale (interception MR-Egger p valeur > 0,05) (tableau 2).

Nuage de points de la relation causale entre les TG et la TVP. Les analyses ont été effectuées à l’aide des méthodes conventionnelles IVW, médiane pondérée, mode pondéré, mode simple et MR‒Egger. La pente de chaque ligne correspond à l’effet MR estimé par méthode.

Les résultats du test de la méthode « one-one-out » dans l’analyse ont montré qu’aucun IV anormal dans les analyses n’affectait les résultats globaux (Fichier supplémentaire 3, Fig. S15). Les parcelles forestières et les parcelles en entonnoir dans l’analyse sont présentées dans le fichier supplémentaire 3, Figs. S5 et S10.