夏艷杰，周龍，李瑩，郭敏，劉歡歡，武陽豐，趙連成

打鼾是睡眠呼吸暫停綜合征（OSA）的一個重要特征指標。研究表明，打鼾或者OSA均可增加心血管疾病風險[1-3]，其最主要的機制可能是打鼾會引起低氧血癥刺激交感神經(jīng)增加外周血管阻力，并激活炎癥因子引起內(nèi)皮損傷，從而導致動脈粥樣硬化增加心血管疾病風險[4]。此外打鼾也會增加糖尿病[5]、高血壓[6]及代謝綜合征[7]的罹患風險。高甘油三酯（TG）血癥是心血管疾病的重要危險因素，有研究表明打鼾與高TG血癥也密切相關(guān)[8-9]，但相關(guān)研究結(jié)果并不一致。就此，本研究利用我國不同地區(qū)15組人群心血管疾病危險因素橫斷面調(diào)查大樣本人群資料，探討不同打鼾特征，包括打鼾頻次、打鼾聲音強度與高TG血癥的關(guān)系。

1 資料與方法

研究對象：利用1998年“中國心血管病流行病學多中心協(xié)作研究”對我國不同地區(qū)15組人群樣本的橫斷面調(diào)查資料進行分析。研究采用整群隨機抽樣的方法，從每組樣本人群中抽取約1 000人，男女各半，年齡在35～59歲。有關(guān)該研究的調(diào)查內(nèi)容與方法已有文獻報道[10，11]。

調(diào)查內(nèi)容：包括問卷調(diào)查、人體測量和實驗室檢查。問卷調(diào)查除了收集研究對象的人口學特征及個人生活方式（如吸煙、飲酒）之外，也詢問了研究對象的打鼾情況（包括自我報告及家人或其他人告知是否打鼾、打鼾頻次、打鼾聲音強度的情況）。人體測量包括身高、體重、血壓等。采集空腹靜脈血測定血清總膽固醇、TG、高密度脂蛋白膽固醇、血糖等。調(diào)查根據(jù)統(tǒng)一的研究方案進行，采用標準化的調(diào)查方法[12，13]，參加調(diào)查的人員均經(jīng)過統(tǒng)一培訓并通過考核。所有研究對象均簽署了知情同意書。

研究按照打鼾頻次分為不打鼾、有時打鼾（≤2次/周）、經(jīng)常打鼾（3～5次/周）、總是打鼾（6～7次/周） 四組；按照打鼾聲音強度分為不打鼾、輕度打鼾（比呼吸音重或與說話聲音大小差不多）、中度打鼾（比說話聲音大）、重度打鼾（隔著關(guān)閉的門也可以聽到）四組。

統(tǒng)計學方法：原始數(shù)據(jù)按照統(tǒng)一的要求和程序，由各協(xié)作單位分別錄入計算機，并由協(xié)作研究中心進行資料匯總、整理及分析。本研究中，根據(jù)測量的身高和體重計算體重指數(shù)（BMI），BMI=體重（kg）/身高（m）2。根據(jù)中國成人血脂異常防治指南（2016年修訂版）[14]，高TG血癥定義為空腹血TG≥1.70 mmol/L。正態(tài)分布的計量資料數(shù)據(jù)以表示，組間比較采用單因素方差分析；對不符合正態(tài)分布的計量資料以中位數(shù)（P25，P75）表示，組間比較采用Wilcoxon秩和檢驗；計數(shù)資料以率或構(gòu)成比表示，組間比較采用卡方檢驗；采用多因素Logistic回歸分別探討打鼾頻次、打鼾聲音與高TG血癥患病風險（OR值）及95%置信區(qū)間（CI）。分別將打鼾頻次、打鼾聲音強度以連續(xù)變量的形式放入Logistic回歸模型中進行趨勢性檢驗，分類變量采用Cochran-Armitage趨勢檢驗，連續(xù)型變量采用一般線性回歸模型進行趨勢檢驗，以P＜0.05（雙側(cè)檢驗）為差異具有統(tǒng)計學意義。

2 結(jié)果

一般資料：本次研究共調(diào)查了15 573人， 剔除不知道是否打鼾（651人）、未采集血標本（737人）及未測量身高、體重或腰圍（10人）的研究對象后，最終有14 175人納入本分析，其中男性6 722人，女性7 453人，平均年齡為（46.7±7.1）歲，中位血清TG水平為1.19（0.85，1.72）mmol/L，高TG血癥患病率為25.5%（3 618/14 175）。

不同打鼾頻次組及不同打鼾聲音強度組研究對象基本特征（表1～2）：隨著打鼾頻次/打鼾聲音強度的增加，研究對象平均年齡呈上升趨勢，男性、吸煙和飲酒者所占比例增加，BMI水平和血清TG水平均呈明顯上升趨勢（趨勢檢驗P＜0.001）。此外，在不同打鼾特征分組中，研究對象的城鄉(xiāng)比例和受教育程度也存在顯著差異（P＜0.001），相比于不打鼾人群，打鼾人群中農(nóng)村人口所占比例相對較高；在不打鼾人群中，教育水平低的人群所占比例較高。

表1 不同打鼾頻次組研究對象基本特征[例(%)]

表2 不同打鼾聲音強度組研究對象基本特征[例數(shù)(%)]

打鼾頻次與高TG血癥患病風險的多因素Logistic回歸分析 （表3）：從不打鼾組到總是打鼾組，各組高TG血癥患病率依次為21.3%（1 808/8 486）、28.4%（901/3 169）、35.4%（525/1 484）、37.1%（384/1 036），呈明顯上升趨勢（趨勢檢驗P＜0.001）。以不打鼾組為參照組進行Logistic回歸分析，調(diào)整年齡、性別后（模型1），有時打鼾組、經(jīng)常打鼾組和總是打鼾組的高TG血癥患病風險OR值及95%CI分 別 為 1.39（1.27～1.53）、1.87（1.66～2.11）、1.97（1.72～2.27），高TG血癥患病風險呈明顯上升趨勢（趨勢檢驗P＜0.001）；進一步調(diào)整城鄉(xiāng)、教育水平、吸煙、飲酒（模型2）后，這種關(guān)系依然存在。模型3進一步調(diào)整BMI后，打鼾頻次與高TG血癥的關(guān)聯(lián)強度雖有所減弱，但仍具有顯著性，與不打鼾者相比，總是打鼾者高TG血癥患病風險增加32%（OR=1.32，95%CI：1.14～1.53）。

不同打鼾聲音強度組高TG血癥患病率及患病風險的多因素Logistic回歸分析 （表4）：隨著打鼾聲音強度的增加，高TG血癥的患病率呈明顯上升趨勢（趨勢檢驗P＜0.001）。模型3多因素調(diào)整混雜因素后，打鼾聲音強度與高TG血癥的關(guān)聯(lián)強度雖有所減弱，但仍具有顯著性，與不打鼾者相比，打鼾聲音重度者高TG血癥患病風險增加34%（OR=1.34，95%CI：1.12～1.59）。

表3 不同打鼾頻次組高TG血癥患病率及患病風險的多因素Logistic回歸分析 [OR(95%CI)]

表4 不同打鼾聲音強度組高甘油三酯血癥患病率及其患病風險的多因素Logistic回歸分析 [OR (95%CI)]

3 討論

本研究利用我國大規(guī)模心血管疾病危險因素橫斷面調(diào)查資料分析結(jié)果顯示，打鼾頻次、打鼾聲音強度均與高TG血癥患病風險呈顯著正相關(guān)，進一步調(diào)整BMI后，打鼾與高TG血癥的關(guān)聯(lián)程度雖有所減弱，但仍存在顯著正相關(guān)。

以往有少量研究探討打鼾與高TG血癥的關(guān)系，但是結(jié)果仍存在爭議。一項納入了中國遼寧地區(qū)10 139名35歲以上人群的橫斷面研究，多因素分析結(jié)果表明打鼾與高TG血癥之間沒有獨立關(guān)聯(lián)[15]。另一項在9 547名40～69歲的韓國中老人群中進行的橫斷面研究調(diào)查結(jié)果顯示，在未調(diào)整BMI的模型中，經(jīng)常打鼾顯著增加男性（OR=1.5，95%CI：1.3～1.7）和女性（OR=1.5，95%CI：1.3～1.8）高 TG 血癥患病風險，而調(diào)整BMI后關(guān)聯(lián)消失[16]。另外一項韓國橫斷面研究納入農(nóng)村地區(qū)40歲以上男性4 184人，女性2 854人，多因素分析調(diào)整包括肥胖、高血壓、空腹血糖和低高密度脂蛋白膽固醇等多種混雜因素后，打鼾與高TG血癥的關(guān)聯(lián)消失，與從不打鼾組相比，很少打鼾組（＜1天/周）、偶爾打鼾組（1～3天/周）、經(jīng)常打鼾組（＞4天/周）的患病風險OR值及95% CI分別為1.08（0.92～1.25），1.15（0.99～1.34），1.09（0.94～1.26），趨勢檢驗P=0.081[17]。而韓國健康檢查研究（HEXA）是一項基于社區(qū)的大規(guī)?；蚪M調(diào)查研究，研究納入40～69歲男性24 856人，女性48 029人，根據(jù)打鼾頻次將研究對象分為5組，結(jié)果顯示：隨著打鼾頻次的增加，高TG血癥患病風險呈明顯上升趨勢（趨勢檢驗P＜0.001），且調(diào)整包括BMI在內(nèi)的多種潛在混雜因素后，打鼾頻次與高TG血癥仍然存在顯著正相關(guān)，與從不打鼾組相比，很少打鼾組（1～3天/月），偶爾打鼾組（1～3天/周），經(jīng)常打鼾組（4～5天/周），總是打鼾組（＞6天/周）男性患高TG血癥的OR值及95% CI分別為 1.18（1.09～1.26），1.39（1.30～1.49），1.44（1.29～1.60），1.56（1.45～1.69）；女性為1.12（1.06～1.18），1.25（1.17～1.33），1.25（1.12～1.39），1.29（1.17～1.38）[8]。本研究結(jié)果同樣發(fā)現(xiàn)，打鼾與高TG血癥存在顯著關(guān)聯(lián)，且這種關(guān)聯(lián)獨立于肥胖因素。

打鼾增加高TG血癥可能的機制是打鼾引起的慢性間歇性缺氧刺激機體產(chǎn)生氧化應(yīng)激，引起胰島素抵抗，增加糖異生，從而增加TG水平；此外由慢性間歇性缺氧引起調(diào)控內(nèi)源性膽固醇、脂肪酸、TG和磷脂合成所需酶的表達的重要轉(zhuǎn)錄因子-固醇調(diào)節(jié)元件結(jié)合蛋白1（SREBP-1）上調(diào)，增加TG合成[18-20]。

既往研究僅從打鼾頻次這一指標去探討打鼾與高TG血癥之間的關(guān)系，本研究除此之外還以打鼾聲音強度探討了打鼾對高TG血癥的影響。但本研究也存在一定的局限性。首先，打鼾指標是由研究對象自我報告的問卷調(diào)查獲得，而不是通過客觀測量，因此自我報告打鼾與實際打鼾情況間可能存在一定的偏倚。打鼾特別是嚴重打鼾是OSA主要特征，診斷OSA的金標準是多導睡眠監(jiān)測，但其花費較高且費時費力，不適合大規(guī)模的人群研究。1996年在柏林召開的初級睡眠保健會議（Conference on Sleep in Primary Care）上，睡眠專家提出柏林問卷可以作為OSA的專用篩查工具[21]。1999年，Netzer等[21]在基層醫(yī)院應(yīng)用柏林問卷對平均年齡49歲的744位研究對象進行OSA篩查結(jié)果顯示，以呼吸紊亂指數(shù)（RDI）≥5次/小時為判斷OSA的標準，其敏感度和特異度分別為86%和77%；除此之外，2018年發(fā)表的一項對納入29項研究共19 944人的資料進行了系統(tǒng)綜述，認為柏林問卷具有較高的靈敏度和特異度，對篩查OSA具有一定的價值[22]。本文關(guān)于打鼾的問卷內(nèi)容與柏林問卷基本相同，因此能夠在很大程度上反映研究人群真實的打鼾情況。其次，本研究為橫斷面研究，僅能探討打鼾頻次及打鼾聲音與高TG血癥是否有關(guān)聯(lián)，要說明打鼾是否為高TG血癥的危險因素還需要進一步的前瞻性的隊列研究去探討。

近30年來，中國人群的血脂水平逐步升高，血脂異?；疾÷拭黠@增加，2012 年全國調(diào)查結(jié)果顯示[23]，成人血清TG平均為1.38 mmol/L，高TG血癥的患病率13.1%。中國成人血脂異常總體患病率高達40.40%，較2002年呈大幅度上升。預(yù)示未來中國成人血脂異?；疾〖跋嚓P(guān)疾病負擔將繼續(xù)加重。本研究結(jié)果顯示打鼾可能是高TG血癥的一個獨立危險因素，提示經(jīng)常打鼾者應(yīng)密切關(guān)注自身的TG水平，以實現(xiàn)對高TG血癥的早期預(yù)防。