打鼾与卒中相关性Meta分析

刘师垚，周洲洋，吉诗雨，石冰

打鼾是一种常见的睡眠紊乱现象，在人群中的发生率可达40%以上[1]。打鼾会影响睡眠中血氧浓度，造成缺氧。流行病学调查显示，打鼾与许多慢性病相关，如卒中、糖尿病、心血管疾病等。世界卫生组织的报告显示，卒中是全球非正常死亡的三大原因之一，早期发现并控制相关危险因素，如肥胖、吸烟、高血压、糖尿病等，是预防卒中的重要举措[2-3]。既往Meta分析显示，阻塞性睡眠呼吸暂停（obstructive sleep apnea，OSA）与卒中的风险有关[4-6]。打鼾是睡眠呼吸暂停的表现之一，但许多打鼾者无OSA。目前，有临床研究报道了打鼾与卒中发生的相关性，但结果并不完全一致，打鼾是否是卒中的危险因素仍存在争议[7-9]。本研究采用Meta分析法，系统探讨打鼾与卒中的关系，以期为进一步临床实践提供参考。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象 纳入标准：①暴露组为明确诊断的打鼾患者；②实验设计为横断面研究、病例-对照研究或队列研究；③结局指标为打鼾合并卒中的发生率；④原始数据提供OR或RR值和 95%CI，或通过数据可计算出OR或RR值和95%CI。

排除标准：①非中、英文文献；②重复发表的文献；③个案报告、会议摘要、综述及动物或细胞实验研究文献；④通过多种途径无法获取到完整数据或诊断指标不明确的文献。

1.2 文献检索策略 通过计算机检索Web of Science、PubMed、中国知网、万方数据知识服务平台4个数据库，检索从建库至2018年10月1日发表的打鼾与卒中关系研究的文献。英文检索词包括：snoring、snorer、snore、stroke、cerebrovascular apoplexy、cerebrovascular accidents、vascular acci d ent、apoplexy、cerebralvascular accident。中文检索词包括：打鼾、卒中、中风、脑血管意外、脑梗死、脑栓塞、脑血栓。语言类型限制为中文及英文。

1.3 文献筛选及资料提取 由经过培训的两位研究者独立进行文献筛选，阅读全文后进行数据提取并交叉核对。如遇争议，则由两人会商决定。所需提取的信息有：第一作者、发表年份、研究国家、研究类型、人群类型、受试者年龄和性别、样本量大小、发病人数、打鼾状况、效应指标、校正的混杂因素等。文献数据不全或报道不全时，通过联系作者获取资料。

1.4 纳入文献的质量评价 采用纽卡斯尔-渥太华量表（Newcastle-Ottawa scale，NOS）对纳入文献的质量进行评价。NOS评分＞5分的研究方可纳入Meta分析。

1.5 统计分析 应用Revman 5.3进行数据分析。首先，使用Q检验对文献进行异质检测，统计量为I2，若I2≤50%，表明整体异质性较小，使用固定效应模型进行合并；若I2＞50%，表明纳入研究的效应量存在较明显的异质性，需分析异质性来源，排除明显的临床异质性影响后，采用随机效应模型进行合并。计算OR及95%CI作为效应尺度指标。由于有的研究中卒中发病率＜5%，因此可以将RR及HR近似看作OR，但此种情况对定性分析容易导致误差，使得结果轻微偏低[2，10-13]。采用双侧检验的方法，P＜0.05时认为存在统计学意义。

2 结果

2.1 文献检索结果 根据研究检索策略，共检索到文献915篇，其中英文690篇，中文225篇。经浏览标题、摘要后，去除重复文献和无关文献879篇，再经过全文阅读，筛除不符合纳入标准的文献。最终本研究共纳入文献11篇，其中英文文献9篇，中文文献2篇（图1）。其中8篇为队列研究[14-21]，3篇为病例-对照研究[22-24]。其中3篇的研究地点为美国[15，19-20]，2篇为英国[14，22]，3篇为中国[21，23-24]，1篇为芬兰[16]，1篇为澳大利亚[18]，1篇为丹麦[18]。共纳入研究对象235 920例，其中确诊患有卒中者共2681例（表1）。

2.2 纳入研究的发表偏倚评估 发表偏倚采用漏斗图法评估，纳入文献基本对称且在CI内，1篇在CI外（图2）。采用Begg秩相关法及Egger直线回归法对发表偏倚进行评估，结果均为P＞0.05，提示不存在发表偏倚。

2.3 Meta分析结果

图1 文献筛选流程及结果

表1 纳入研究基本特征

2.3.1 整体分析结果 将整体结果视为二分类变量（发生 vs 不发生）处理，根据纳入的11篇文献探讨打鼾与卒中的发生风险。各研究间不存在异质性（P=0.332，I2=11.8%），采用固定效应模型进行合并分析，结果显示打鼾是卒中的危险因素（OR 1.20，95%CI 1.09～1.31，P＜0.001）（图3）。

图2 漏斗图检测发表偏倚

2.3.2 亚组分析结果 根据打鼾频率（无/偶尔/经常）、研究人群性别及研究地区进行分层分析，结果显示，在女性中，打鼾合并卒中的风险增加（OR 1.22，95%CI 1.09～1.34，P=0.008），男性与女性组别间差异具有统计学意义（P=0.008）（图4），因此性别可能是导致结果异质性的因素。此外，在美国人群中，打鼾是卒中发病的危险因素（OR 1.20，95%CI 1.07～1.33，P＜0.001）。各研究地区间、打鼾频率间的分层分析结果无统计学意义。

2.3.3 敏感性分析 研究纳入的文献有3篇是单独针对女性人群进行的，2篇单独针对男性人群进行，考虑到打鼾人群中男女比例不一致，性别可能对结果产生差异，剔除这5篇文献后再进行检验。检验结果显示，效应量OR及CI与原有结果存在差异（OR 1.14，95%CI 0.92～1.36，I2=26.8，P=0.234），这可能是由于不同性别的打鼾人群卒中的风险不同导致的。文献中有1篇的研究对象是护理人员，1篇是针对绝经后女性，由于人群对结果也可能产生轻微影响，对它们剔除后进行检验，统计量变化均无明显差异（OR 1.15，95%CI 0.94～1.36，I2=0.0，P＜0.001）。

3 讨论

图3 整体结果森林图

图4 根据性别分层分析

本研究通过系统回顾性Meta分析探讨了打鼾与卒中风险的相关性。通过对不同年份、国家进行的研究的综合分析，本研究发现打鼾是卒中发生的危险因素，合并OR值为1.20（95%CI 1.09～1.31）。亚组分析显示，这种相关性可能与性别有关，女性的打鼾人群有更高的卒中发病风险，合并OR值为1.22（95%CI 1.09～1.34）。尽管有数据显示，打鼾人群中男性多于女性，但也有学者提出，这可能是女性对自身打鼾情况的漏报和低估所致的[25]。本研究的结果尚不能证实不同地区、打鼾频率与卒中发病的相关性。

打鼾是呼吸过程中气流通过窄小的上呼吸道气流振动周围软组织而发出的一种声音，气道阻塞越重，打鼾越严重[26]。根据目前的研究，打鼾导致卒中风险增高的原因可能是通过交感神经活性升高，引发激素失衡、低氧血症等[27]，而继发性损伤可能与血管内皮功能障碍、纤溶蛋白活性降低和血小板高反应性相关[28]。也有研究表明，打鼾可能增加卒中患者睡眠紊乱的发生率，从而影响生存质量，同时也会增加心血管疾病患病风险[29]。针对打鼾及其病因进行治疗十分必要。由于目前对打鼾的诊断方法较为局限，多是通过患者自我报告得到的，导致漏诊或误诊的可能性较大，因而在研究或临床上应注意详细询问。

相较于以往的相关Meta分析，本次研究的终点事件为发生卒中，暴露因素为打鼾，扩大了研究地区与样本量，尤其是扩大了样本中亚洲人群的比率[7-9]。但本研究也存在一些缺陷：①原始文献的质量容易对Meta分析的结果造成影响，而在文献纳入的过程中，剔除了数据报告不全的文献，可能会对结果造成一定影响；②关于打鼾状况，多数是根据受调查者自我报告判断的，仅有1篇是通过仪器测量进行记录，无法准确地量化，可能导致结果的偏倚；③目前国内外对打鼾与卒中的相关研究较少，导致结果的可靠性降低。本研究结果提示，打鼾人群发生卒中的风险更高，应加以关注。同时，也应关注性别对卒中风险的影响。未来仍需要进一步的大量队列研究及病例-对照研究对以上结论进行证实。

【点睛】本研究通过对包括235 920例人群的11项研究进行了Meta分析，结果显示打鼾是卒中的风险因素，打鼾对女性的卒中风险影响更明显。