廣州市城鎮(zhèn)職工睡眠時(shí)長(zhǎng)與高尿酸血癥患病風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系研究

袁丙坤 廖生武 伍成凱 彭成 陳蕾 李文源

1南方醫(yī)科大學(xué)衛(wèi)生管理學(xué)院（廣州 510515）；2南方醫(yī)科大學(xué)南方醫(yī)院（廣州 510515）

高尿酸血癥（hyperuricemia，HUA）是指嘌呤代謝紊亂導(dǎo)致的代謝性疾病，與諸多非傳染性疾病如高血壓、糖尿病、中風(fēng)和慢性腎臟病等疾病密切相關(guān)［1-4］。2019年我國(guó)HUA 患病率已達(dá)14.00%［5］，了解HUA 的潛在危險(xiǎn)因素，對(duì)于降低相關(guān)慢性疾病的患病風(fēng)險(xiǎn)具有重要意義。睡眠具有維持生命和健康的重要功能，是影響人體新陳代謝的關(guān)鍵因素［6］。睡眠習(xí)慣對(duì)代謝性疾病有不同的影響，研究表明，白天過(guò)度嗜睡和夜間睡眠時(shí)長(zhǎng)的增加是高血壓、2 型糖尿病和中風(fēng)的危險(xiǎn)因素［7-10］，然而關(guān)于睡眠時(shí)長(zhǎng)，特別是午間睡眠時(shí)長(zhǎng)和夜間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 之間的關(guān)系的研究較少，結(jié)果也不完全一致。因此本研究利用廣州市城鎮(zhèn)職工健康體檢數(shù)據(jù)，探討午間睡眠時(shí)長(zhǎng)和夜間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 之間的關(guān)系，為廣州市城鎮(zhèn)職工HUA 的防治提供依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象本研究采取方便抽樣的方法，選取2019年6月至2020年6月參加健康體檢的城鎮(zhèn)職工9 000 名，排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）肝腎疾病，代謝性疾?。ǜ吣蛩嵫Y除外）以及近3 個(gè)月服用促進(jìn)尿酸排泄藥物和抑制尿酸生成類(lèi)藥物的人群（2）基本信息不全、實(shí)驗(yàn)室檢測(cè)項(xiàng)目不全的人群。本研究經(jīng)南方醫(yī)科大學(xué)南方醫(yī)院倫理委員會(huì)批準(zhǔn)（倫理批件號(hào)：NFEC?2019?161），所有研究對(duì)象均簽署知情同意書(shū)。

1.2 研究方法

1.2.1 問(wèn)卷調(diào)查采用自填式問(wèn)卷的方式進(jìn)行調(diào)查，問(wèn)卷內(nèi)容包括基本情況調(diào)查以及睡眠情況調(diào)查?；厩闆r調(diào)查包括性別、年齡等基本人口學(xué)特征以及飲酒、吸煙、鍛煉等生活方式。

1.2.2 體格檢查所有調(diào)查對(duì)象身著輕便衣物，脫去鞋帽，使用電子人體秤測(cè)量身高、體重，并計(jì)算體質(zhì)量指數(shù)（body mass index，BMI）。采用電子血壓計(jì)測(cè)量并記錄右上臂血壓值。

1.2.3 實(shí)驗(yàn)室檢查所有調(diào)查對(duì)象要求至少空腹8 h 后于次日清晨由統(tǒng)一培訓(xùn)的護(hù)士采取靜脈血標(biāo)本5 mL，并于2 h 內(nèi)分離取血清，使用全自動(dòng)生化分析儀檢測(cè)空腹血糖（FPG），甘油三酯（TG）、低密度脂蛋白膽固醇（LDL?C）、高密度脂蛋白膽固醇（HDL?C）、血清尿酸（UA）和血肌酐（SCr）。

1.2.4 HUA診斷標(biāo)準(zhǔn)依據(jù)2013版《高尿酸血癥與痛風(fēng)治療中國(guó)專(zhuān)家共識(shí)》［11］，即男性空腹血尿酸水平>420 μmol/L，女性空腹血尿酸水平>360 μmol/L。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法采用SPSS 26.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)的處理和分析，計(jì)量資料采用（）表示，兩組間比較采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，多組間的比較采用方差分析；計(jì)數(shù)資料采用例（%）表示，組間比較采用χ2檢驗(yàn)。采用多因素logistic 回歸分析每日午間睡眠時(shí)長(zhǎng)和夜間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 之間的關(guān)系，將年齡、性別、BMI 等因素逐步納入模型進(jìn)行調(diào)整。以P<0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象的基本情況共納入8 746例研究對(duì)象，男性5 342例（61.08%），女性3 404例（38.92%）；共檢出HUA 3 726 例，檢出率為42.60%，其中男性檢出2 970 例（55.60%），女性檢出756 例（22.21%），男性患病率明顯高于女性（P< 0.001）。高尿酸血癥組人群與非高尿酸血癥組人群在BMI、年齡、性別、受教育程度、吸煙、飲酒、鍛煉、服用助眠藥物、午睡比例方面相比，差異均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05），高尿酸血癥人群較非高尿酸血癥人群平均年齡更大，有吸煙和飲酒習(xí)慣，且午睡的人群比例更高，見(jiàn)表1。

表1 研究對(duì)象的一般臨床資料特征Tab.1 General characteristics of participants with and without hyperuricemia 例（%）

2.2 午間睡眠時(shí)長(zhǎng)與代謝危險(xiǎn)因素的關(guān)系將研究對(duì)象的午間睡眠時(shí)長(zhǎng)劃分為5 組：0 min（不午睡）、0～30 min、30～60 min、60～90 min、≥90 min，結(jié)果顯示午間睡眠時(shí)長(zhǎng)的增加與較高的BMI、TG、LDL?C 和較低的HDL?C 相關(guān)（P< 0.05），且與UA和SCr 比率增加有關(guān)，見(jiàn)表2。

表2 不同午間睡眠時(shí)長(zhǎng)的研究對(duì)象代謝危險(xiǎn)因素的比較Tab.2 Metabolic risk factors of participants according to different daytime napping duration±s

表2 不同午間睡眠時(shí)長(zhǎng)的研究對(duì)象代謝危險(xiǎn)因素的比較Tab.2 Metabolic risk factors of participants according to different daytime napping duration±s

注：SBP，收縮壓；DBP，舒張壓；FPG，空腹血糖；TG，甘油三酯；LDL?C，低密度脂蛋白膽固醇；HDL?C，高密度脂蛋白膽固醇；UA，血清尿酸；SCr，血肌酐

每日午間睡眠時(shí)長(zhǎng)（min）F 值P 值例數(shù)BMI（kg/m2）SBP（mmHg）DBP（mmHg）FPG（mmol/L）TG（mmol/L）LDL?C（mmol/L）HDL?C（mmol/L）UA（μmol/L）SCr（μmol/L）0（不午睡）842 22.89±3.63 69.13±9.87 115.15±13.21 4.68±0.71 1.29±1.09 3.09±0.77 1.38±0.27 372.64±91.37 68.66±15.51 0～30 1 022 22.96±3.34 69.14±9.76 114.25±13.18 4.69±0.73 1.30±1.06 3.12±0.72 1.35±0.28 385.57±101.98 69.91±15.81 30～60 4 206 23.15±3.49 69.57±10.22 115.38±14.31 4.71±0.79 1.33±1.11 3.15±0.76 1.32±0.28 385.92±103.87 72.39±21.29 60～90 2 304 23.38±3.33 69.83±10.15 117.79±13.76 4.71±0.87 1.46±1.26 3.17±0.70 1.29±0.27 402.67±105.93 75.02±15.43≥90 372 23.42±3.43 71.06±9.81 118.21±13.91 4.63±0.94 1.49±1.01 3.15±0.68 1.27±0.28 415.60±94.32 78.84±17.44 3.008 3.179 3.165 0.946 3.234 4.375 4.069 11.521 20.176<0.05<0.001<0.001 0.43<0.001<0.001<0.05<0.001<0.001

2.3 午間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 的多因素logistic 回歸分析以是否發(fā)生HUA 為因變量（賦值：有=1，無(wú)=0），以不同午間睡眠時(shí)長(zhǎng)為自變量，采用三種模型進(jìn)行l(wèi)ogistic 回歸分析。模型1 中未調(diào)整混雜因素，模型2 調(diào)整了年齡、受教育程度、吸煙、飲酒、鍛煉、服用助眠藥物、BMI、SBP、DBP、FPG、TG、LDL?C、HDL?C、夜間睡眠時(shí)長(zhǎng)，模型3 在模型2 的基礎(chǔ)上調(diào)整了SCr。在所有模型中，午間睡眠時(shí)長(zhǎng)對(duì)HUA 均有影響（P< 0.05）。經(jīng)過(guò)模型3 調(diào)整后，以午間睡眠時(shí)長(zhǎng)0 min（不午睡）為參照類(lèi)別，午間睡眠時(shí)長(zhǎng)超過(guò)90 min 的OR值為1.427（95%CI：1.313～1.551，P<0.001），見(jiàn)表3。

表3 午間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 的多因素logistic 回歸分析Tab.3 Multivariate logistic regression analysis of daytime napping duration and hyperuricemia

2.4 不同性別午間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA的多因素logistic回歸分析按性別分層，以HUA 為因變量（賦值：有=1，無(wú)=0），以不同組別午間睡眠時(shí)長(zhǎng)為自變量，按照模型3 調(diào)整控制變量，進(jìn)行l(wèi)ogistic 回歸分析。結(jié)果顯示，無(wú)論是在男性還是女性體檢人群中，午間睡眠時(shí)長(zhǎng)對(duì)HUA 均有影響（P< 0.001），見(jiàn)表4。

表4 不同性別午間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 的多因素logistic 回歸分析Tab.4 Multivariate logistic regression analysis of daytime napping duration and hyperuricemia in different genders

2.5 夜間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 的多因素logistic 回歸分析以HUA 為因變量（賦值：有=1，無(wú)=0），以夜間睡眠時(shí)長(zhǎng)為自變量，采用三種模型進(jìn)行l(wèi)ogistic 回歸分析。模型1 中未調(diào)整混雜因素，模型2 調(diào)整了性別、年齡、受教育程度、吸煙、飲酒、鍛煉、服用助眠藥物、BMI、SBP、DBP、FPG、TG、LDL?C、HDL?C、午間睡眠時(shí)長(zhǎng)，模型3 在模型2 的基礎(chǔ)上調(diào)整了SCr。在所有模型中，尚未發(fā)現(xiàn)夜間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 之間存在關(guān)聯(lián)，見(jiàn)表5。

表5 夜間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 的多因素logistic 回歸分析Tab.5 Multivariate logistic regression analysis of nocturnal sleep duration and hyperuricemia

3 討論

本研究結(jié)果顯示，廣州市城鎮(zhèn)職工HUA 患病率為42.60%，高于全國(guó)平均水平［12-13］，男性HUA患病率高于女性，吸煙、飲酒的人群患HUA 的比例更高，與陳蕾等［14］的研究結(jié)果一致。原因可能是本研究對(duì)象主要是珠三角地區(qū)職工人群，動(dòng)物內(nèi)臟、肉湯、海鮮等食物攝入的比例偏高，高蛋白與嘌呤攝入過(guò)多會(huì)造成UA 水平的升高，繼而誘發(fā)HUA［15-16］，作息不規(guī)律、飲食控制不佳等也是導(dǎo)致HUA 的重要因素，提示對(duì)職工人群應(yīng)及時(shí)進(jìn)行健康教育，提升健康素養(yǎng)，降低HUA 的發(fā)病率［17］。

多因素logistic 回歸分析顯示，調(diào)整所有混雜因素后，午間睡眠時(shí)長(zhǎng)對(duì)HUA 均有影響，但調(diào)整SCr 這一因素后，午間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 之間的相關(guān)性有所減弱，這與KWON 等［18］的回顧性研究隊(duì)列的結(jié)果一致，原因可能是由于UA 水平的升高與腎功能受損相關(guān)。LIN 等［19］的研究結(jié)果顯示，SCr的升高與UA 水平的增加之間存在關(guān)聯(lián)，LIANG等［20］通過(guò)一項(xiàng)橫斷面研究表明，HUA 組與非HUA組在SCr 水平之間存在顯著差異，SCr 可以作為UA水平的預(yù)測(cè)因子。本研究結(jié)果顯示，無(wú)論男性還是女性，白天午睡時(shí)間過(guò)長(zhǎng)（≥90 min）均會(huì)增加HUA 的患病風(fēng)險(xiǎn)，與2021年河南農(nóng)村地區(qū)的一項(xiàng)隊(duì)列研究結(jié)果一致［21］，但是確切機(jī)制尚待闡明，可能與炎癥因子釋放［22］和晝夜節(jié)律失調(diào)［23］相關(guān)。睡眠時(shí)間過(guò)長(zhǎng)可能引起體內(nèi)炎癥標(biāo)志物水平升高，睡眠障礙會(huì)通過(guò)低水平炎癥機(jī)制增加HUA 的患病風(fēng)險(xiǎn)。此外，晝夜節(jié)律作為一種24 h 的生物節(jié)律，可以協(xié)調(diào)行為因素和代謝與外部因素的變化，尿酸是嘌呤代謝的最終產(chǎn)物，黃嘌呤氧化還原酶參與了尿酸的產(chǎn)生，黃嘌呤氧化酶的振蕩表達(dá)導(dǎo)致尿酸產(chǎn)生的晝夜節(jié)律失調(diào)［24］，UA 水平不僅在動(dòng)物實(shí)驗(yàn)中表現(xiàn)出晝夜節(jié)律振蕩，在人類(lèi)中也有顯著的表現(xiàn)［25］。這一結(jié)果可能會(huì)為臨床研究人員通過(guò)改善午間睡眠時(shí)長(zhǎng)來(lái)治療HUA 提供新的思路。此外，UA 水平過(guò)高導(dǎo)致的慢性疲勞，可能也會(huì)增加午間睡眠時(shí)長(zhǎng)［26］，臨床研究發(fā)現(xiàn)，HUA 患者多為形體豐腴之人，平素喜食煙酒或肥甘厚味，高嘌呤食物也多屬此類(lèi)，而致傷及脾胃，運(yùn)化功能失調(diào)，痰濕水飲內(nèi)生。廣州地處我國(guó)南方沿海濕熱地帶，濕濁蓄積日久化熱，耗傷氣血；且脾胃虧虛，氣血生化無(wú)源，無(wú)以上榮于清竅，故常伴有頭身困重、神疲乏力與嗜睡等癥狀［27-28］。

關(guān)于夜間睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 的關(guān)系，目前國(guó)內(nèi)外的研究結(jié)果并不完全相同，一項(xiàng)橫斷面調(diào)查結(jié)果顯示［29］，夜間睡眠時(shí)長(zhǎng)在7～9 h 的人群，其血尿酸水平相比于其他睡眠時(shí)長(zhǎng)的人群較低，也有學(xué)者認(rèn)為，睡眠時(shí)間短（< 6 h）會(huì)增加HUA 的患病風(fēng)險(xiǎn)，其機(jī)制可能是內(nèi)皮功能紊亂和睡眠不足引起的全身炎癥導(dǎo)致腎功能下降［30］。本研究尚未發(fā)現(xiàn)夜晚睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA 之間存在關(guān)聯(lián)，出現(xiàn)這一結(jié)果的原因可能是由于不同樣本之間年齡、種族、生活習(xí)慣之間存在差異。

本研究通過(guò)對(duì)廣州市城鎮(zhèn)職工午間睡眠時(shí)長(zhǎng)和HUA 之間的關(guān)系進(jìn)行了探索性分析，發(fā)現(xiàn)午間睡眠時(shí)長(zhǎng)的增加會(huì)提高HUA 的患病風(fēng)險(xiǎn)，提示應(yīng)注意控制午睡的時(shí)長(zhǎng)來(lái)降低HUA 和其他心腦血管疾病的患病風(fēng)險(xiǎn)。但本研究也存在一定的局限性，首先本研究是橫斷面研究，無(wú)法確定因果關(guān)系。第二，本研究不能排除一些回憶的偏倚，如午間睡眠時(shí)長(zhǎng)等因素是通過(guò)研究對(duì)象回答調(diào)查問(wèn)卷的形式獲得。第三，本研究采用便利抽樣的方法，樣本選取具有一定的局限性，因此未來(lái)將通過(guò)多中心縱向隊(duì)列研究來(lái)更好的解釋睡眠時(shí)長(zhǎng)與HUA之間的關(guān)系。