王曉旭，石建明，蔣曉燕，王笑峰*

校正的QT間期（QTc）是按心率（HR）校正的QT間期，反應(yīng)心臟去極化和復(fù)極作用的指標(biāo)，QTc延長表示心臟復(fù)極延遲。QT間期及其細(xì)化組分均與心臟猝死相關(guān)聯(lián)［1-2］：在人群研究中，QTc延長與心血管死亡風(fēng)險(xiǎn)增加相關(guān)［3-4］；在預(yù)后研究中，QT間期異常能夠預(yù)測(cè)多種疾病狀態(tài)下的心血管死亡，包括肥厚型心肌病［5］、心肌梗死［6］、慢性心力衰竭［7］、系統(tǒng)性高血壓［7］以及周圍血管?。?］等。因此，識(shí)別QTc的風(fēng)險(xiǎn)因素并由此篩選出心血管疾病發(fā)病或死亡的高風(fēng)險(xiǎn)個(gè)體，對(duì)于防止QTc延長導(dǎo)致人群發(fā)生嚴(yán)重心血管事件至關(guān)重要。當(dāng)下，低血鉀癥、高齡、甲狀腺疾病、肝功能衰竭、QT間期延長［9-10］、高血壓、女性［11］等均被認(rèn)為是QT間期延長的危險(xiǎn)因素。但既往所研究的危險(xiǎn)因素多關(guān)注于人口學(xué)及臨床特征，缺乏對(duì)生活方式的研究。

睡眠消耗了人一生三分之一的時(shí)間，對(duì)于維持人體健康至關(guān)重要。人體在睡眠過程中會(huì)進(jìn)行一系列生物學(xué)和生理活動(dòng)，包括葡萄糖水平、心血管功能和交感神經(jīng)活動(dòng)的調(diào)節(jié)以及激素釋放等［12］。睡眠質(zhì)量下降與各種疾病的流行和新發(fā)風(fēng)險(xiǎn)增加有關(guān)，包括肥胖、高血壓、冠心病、胃食管反流病、脂肪肝、認(rèn)知障礙以及抑郁等［13-19］；睡眠時(shí)長過短與冠心病、糖尿病、心血管疾病、癌癥等發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)［17，20］。此外，睡眠時(shí)長過長，也與一系列不良健康結(jié)果有關(guān)，諸如糖尿病、卒中、冠心病、肥胖以及死亡等［21］。針對(duì)職業(yè)人群的觀察性研究表明，睡眠剝奪與QT間期延長相關(guān)［22-23］。但關(guān)于一般人群中睡眠質(zhì)量、睡眠時(shí)長與QTc關(guān)系的研究較少。因此，本研究利用如皋市長壽和衰老隊(duì)列（RuLAS）研究數(shù)據(jù)，探討中國老年人群睡眠質(zhì)量、睡眠時(shí)長與QTc的關(guān)聯(lián)，分析是否可以通過改善睡眠質(zhì)量、控制睡眠時(shí)長預(yù)防心血管亞臨床階段（QTc延長）的發(fā)生。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 本次研究對(duì)象是參加第3次RuLAS調(diào)查的人群。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）漢族；（2）年齡：70～84歲；（3）簽署知情同意書并配合完成檢查。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）不同意參加調(diào)查；（2）患有心腦血管疾病及惡性腫瘤。RuLAS是一項(xiàng)以70～84歲老年人為研究對(duì)象的前瞻性隊(duì)列研究［24］。于2014年11—12月完成人群基線資料采集，按照性別和年齡（5歲為一個(gè)年齡層）比例匹配原則，有1 788例來自江蘇省如皋市江安鎮(zhèn)31個(gè)地區(qū)的70～84歲老年人進(jìn)入隊(duì)列，并分別于2016年4—6月和2017年11—12月完成第2、3次采集。本研究選取第3次調(diào)查中老年人睡眠質(zhì)量評(píng)估數(shù)據(jù)及靜息心電圖（ECG）參數(shù)。在第3次采樣的1 950例樣本中，518例缺失睡眠質(zhì)量評(píng)估數(shù)據(jù)，79例缺失ECG數(shù)據(jù)，270例患有心腦血管疾病及惡性腫瘤。排除以上樣本后，共有1 142例納入本研究。本研究通過復(fù)旦大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院倫理委員會(huì)審查（278號(hào)）。

1.2 基線資料 包括性別、年齡、職業(yè)、受教育程度、婚姻狀況、吸煙情況（分為不吸煙、目前吸煙及曾連續(xù)吸煙6個(gè)月以上，其中目前吸煙定義為至少1支/d并維持半年以上）、飲酒情況（分為不飲酒、目前飲酒及曾連續(xù)飲酒6個(gè)月以上，其中目前飲酒定義為至少1兩/d并維持半年以上）、體質(zhì)指數(shù)（BMI）、其他慢性疾病的病史（包括高脂血癥、高血壓、糖尿病）、認(rèn)知功能、體力活動(dòng)。其中，認(rèn)知功能運(yùn)用簡易智力狀態(tài)檢查量表（MMSE），以自報(bào)形式評(píng)估；體力活動(dòng)運(yùn)用體力活動(dòng)問卷（IPAQ）短卷，以自報(bào)形式評(píng)估。

1.3 睡眠質(zhì)量評(píng)估 采用匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)量表（PSQI）進(jìn)行夜間睡眠評(píng)估。PSQI問卷包含19個(gè)條目，從睡眠質(zhì)量、入睡時(shí)間、睡眠時(shí)長、睡眠效率、睡眠障礙、催眠藥物使用和日間功能7個(gè)組成成分進(jìn)行評(píng)價(jià)［25］。每個(gè)組成成分賦值0～3分，共21分，得分越高反映該條目癥狀越嚴(yán)重。量表的數(shù)據(jù)調(diào)查采取自我匯報(bào)的形式，老年人對(duì)過去1個(gè)月的睡眠情況進(jìn)行回憶并回答量表?xiàng)l目。其中，睡眠時(shí)長=早上起床時(shí)間-（晚上上床時(shí)間+睡眠潛伏時(shí)間）；睡眠效率=睡眠時(shí)長/（早上起床時(shí)間-晚上上床時(shí)間）。中文版的PSQI在原發(fā)性失眠的社區(qū)成年人中具有良好的總體信度（r=0.82～0.83）和重測(cè)信度（r=0.77～0.85）［26］?？傮w評(píng)分≤5分表示睡眠正常、＞5分且＜8分表示睡眠質(zhì)量輕度下降、≥8分表示睡眠質(zhì)量下降，并根據(jù)其評(píng)分情況將患者分為睡眠正常組（776例）、睡眠質(zhì)量輕度下降組（214例）、睡眠質(zhì)量下降組（152例）。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用R（Version 3.6.1：www.r-project.org/）軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。計(jì)量資料采用Shapiro-Wilk方法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否為正態(tài)分布，采用Levene法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否具有方差齊性；正態(tài)分布的計(jì)量資料用（±s）表示，組間比較采用方差分析；非正態(tài)分布的計(jì)量資料用M（P25，P75）表示，組間比較采用Kruskal-Wallis秩和檢驗(yàn)；計(jì)數(shù)資料采用相對(duì)數(shù)表示，組間比較采用χ2檢驗(yàn)；采用多重線性回歸分析睡眠質(zhì)量、睡眠時(shí)長與QTc之間的關(guān)系。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 3組間基線資料及ECG參數(shù)比較 老年人PSQI評(píng)分為（4.6±2.6）分，夜間睡眠時(shí)長為（9.2±1.8）h。8.06%老年人睡眠時(shí)長≤6 h，47.99%老年人睡眠時(shí)長＞9 h。3組間性別、受教育程度、飲酒情況、糖尿病患病情況、認(rèn)知功能評(píng)分、體力活動(dòng)評(píng)分、QTc、RV5比較，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）；3組間年齡、職業(yè)、婚姻狀況、吸煙情況、BMI、高脂血癥患病情況、高血壓患病情況、HR、P波、QRS間期、PR間期、SV1比較，差異均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05，見表1）。

表1 三組間基線資料及ECG參數(shù)比較Table 1 Comparison of baseline data and ECG parameters among three groups

2.2 PSQI評(píng)分與ECG參數(shù)的多重線性回歸分析 模型1為粗模型，以QTc（賦值：實(shí)測(cè)值）、HR（賦值：實(shí)測(cè)值）、P波（賦值：實(shí)測(cè)值）、QRS間期（賦值：實(shí)測(cè)值）、PR間期（賦值：實(shí)測(cè)值）、RV5（賦值：實(shí)測(cè)值）、SV1（賦值：實(shí)測(cè)值）為因變量，以PSQI評(píng)分（賦值：實(shí)測(cè)值）為自變量進(jìn)行多重線性回歸分析，結(jié)果顯示，PSQI評(píng)分是QTc及RV5的影響因素（P＜0.05）；模型2是在模型1的基礎(chǔ)上，加入性別（賦值：男=1，女=2）、年齡（賦值：實(shí)測(cè)值）作為協(xié)變量進(jìn)行調(diào)整，結(jié)果顯示，PSQI評(píng)分不是QTc、HR、P波、QRS間期、PR間期、RV5、SV1的影響因素（P＞0.05）；模型3是在模型2的基礎(chǔ)上，加入婚姻狀況（賦值：在婚=1，其他=0）、教育程度（賦值：文盲=1，非文盲=0）、吸煙情況（賦值：不吸煙=1，目前吸煙=2，曾經(jīng)吸煙=3）、飲酒情況（賦值：不飲酒=1，目前飲酒=2，曾經(jīng)飲酒=3）、職業(yè)（農(nóng)民=1，非農(nóng)民=0）、BMI（賦值：實(shí)測(cè)值）、高脂血癥（是=1，否=0）、高血壓（是=1，否=0）、糖尿?。ㄊ?1，否=0）、認(rèn)知功能評(píng)分（賦值：實(shí)測(cè)值）、體力活動(dòng)評(píng)分（賦值：實(shí)測(cè)值）作為協(xié)變量進(jìn)行調(diào)整，結(jié)果顯示，PSQI評(píng)分是QTc的影響因素（P＜0.05，見表2）。

表2 ECG參數(shù)影響因素的多重線性回歸分析Table 2 Multiple linear regression analysis of influencing factors of ECG parameters.

2.3 睡眠時(shí)長與QTc的多重線性回歸分析 睡眠時(shí)長≤ 6 h（n=92）、＞6～9 h（n=502）、＞9～10 h（n=293）、＞10 h（n=255）的平均 QTc分別為（424.05±52.18）ms、（408.52±45.70）ms、（413.97±52.91）ms、（416.37±43.04）ms。以睡眠時(shí)長（賦值：＞6～9 h=1，≤6 h=2，＞9～10 h=3，＞10 h=4）為自變量，以 QTc（賦值：實(shí)測(cè)值）為因變量進(jìn)行多重線性回歸分析（建模情況同2.2），按照模型3進(jìn)行協(xié)變量調(diào)整后結(jié)果顯示，≤6 h和＞10 h的睡眠時(shí)長是QTc的影響因素（P＜0.05，見表3）。

表3 QTc影響因素的多重線性回歸分析Table 3 Multiple linear regression analysis of influencing factors of QTc

3 討論

3.1 總體結(jié)果 本研究發(fā)現(xiàn)，中國老年人群睡眠質(zhì)量及睡眠時(shí)長均與QTc呈線性相關(guān)，且無論是≤6 h的短時(shí)睡眠還是＞10 h的長時(shí)睡眠均與QTc相關(guān)。

3.2 同類研究對(duì)比 既往睡眠和QT間期的關(guān)聯(lián)性研究較少。OZER等［22］在美國的一項(xiàng)以行政辦公人員群體〔平均年齡（28.45±7.97）歲〕為對(duì)象的干預(yù)研究中，發(fā)現(xiàn)一夜睡眠驟然剝奪后，QT間期、QT離散度以及QTc離散度顯著增加（Pearson相關(guān)系數(shù)r分別為-0.291、-0.625、-0.616）。在捷克的一項(xiàng)短期觀察性研究中，同樣發(fā)現(xiàn)輪值夜班的醫(yī)生和護(hù)士一夜睡眠不足后QTc顯著延長，但該研究未對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)［23］。本研究也得出了同樣的結(jié)果，當(dāng)調(diào)整了性別、年齡、婚姻狀況、教育程度、吸煙情況、飲酒情況、職業(yè)、BMI、高脂血癥、高血壓、糖尿病、認(rèn)知功能評(píng)分、體力活動(dòng)評(píng)分后，短時(shí)睡眠和長時(shí)睡眠均與QTc延長顯著相關(guān)。

近年來，亦有研究關(guān)注睡眠質(zhì)量與心率變異性的關(guān)聯(lián)。心率變異性是指心電圖中HR間期的心動(dòng)周期變異性，受心臟竇房結(jié)的調(diào)節(jié)作用，反應(yīng)心臟自主神經(jīng)功能。心率變異性和QT間期所反應(yīng)的心臟生理和病理特征有很大的重疊性。在美國的一項(xiàng)針對(duì)女大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員（19±1）歲的觀察性研究中，發(fā)現(xiàn)心率變異性降低與慢波睡眠時(shí)間百分比增加相關(guān)（相關(guān)系數(shù)r=-0.62），該研究認(rèn)為當(dāng)生理狀態(tài)不佳時(shí)，慢波睡眠可恢復(fù)生理機(jī)能［28］。在美國Daytracker調(diào)查研究中，對(duì)199名學(xué)術(shù)職工（18～65歲）進(jìn)行24 h的心率變異性監(jiān)測(cè)，發(fā)現(xiàn)睡眠干擾與工作日心率變異性呈負(fù)相關(guān)（P=0.022）［29］。在比利時(shí)兒童身體成分和壓力（ChiBS）研究中，研究者將兒童睡眠質(zhì)量分成4個(gè)維度來研究與心率變異性的關(guān)聯(lián)，分別是睡眠時(shí)間（β=-0.081，P=0.038）、睡眠效率（β=-0.010，P=0.020）、入睡時(shí)間（β=0.005，P=0.003）和持續(xù)睡眠后覺醒時(shí)間（β=0.001，P=0.031）［30］。

本研究發(fā)現(xiàn)中國老年人睡眠質(zhì)量下降與QTc呈線性相關(guān)，睡眠時(shí)長過長或過短與QTc延長相關(guān)。本研究結(jié)果的關(guān)聯(lián)方向與既往研究相同，但在研究內(nèi)容、研究對(duì)象等方面有諸多拓展。從危險(xiǎn)因素上看，本文的睡眠質(zhì)量測(cè)量涵蓋7個(gè)維度，而既往研究多僅著眼于睡眠時(shí)間、睡眠質(zhì)量等一個(gè)或幾個(gè)維度［14，16-17］。此外，就睡眠時(shí)間維度來看，本研究將睡眠時(shí)間劃分為過短和過長雙向進(jìn)行與QTc延長的關(guān)聯(lián)分析，而既往研究僅從睡眠時(shí)間過短單向進(jìn)行研究［21-23］。從研究對(duì)象上看，本文是以社區(qū)老年人為研究對(duì)象，而非職業(yè)人群和兒童。因此，本研究在研究內(nèi)容和研究對(duì)象的角度，擴(kuò)充了既往干預(yù)性和觀察性研究的發(fā)現(xiàn)，并提示QTc延長可能是將睡眠問題〔睡眠質(zhì)量差、睡眠時(shí)長過短（≤6 h）和睡眠時(shí)長過長（＞10 h）〕和心血管疾病聯(lián)系起來的潛在途徑。

3.3 可能機(jī)制分析 睡眠質(zhì)量、睡眠時(shí)長與QTc關(guān)聯(lián)的機(jī)制尚不清楚。在生理方面，睡眠期間平均心率和動(dòng)脈血壓均下降，睡眠初始即非快速動(dòng)眼睡眠階段副交感神經(jīng)張力升高、呼吸道竇性心律不齊，均提示睡眠與自主神經(jīng)調(diào)節(jié)有關(guān)［31］。此外，有研究表明，睡眠不足可能導(dǎo)致交感神經(jīng)活動(dòng)增加，副交感神經(jīng)活動(dòng)減少［32-35］。QT間期同樣受自主神經(jīng)調(diào)節(jié)，主要受迷走神經(jīng)影響。因此，睡眠可能通過導(dǎo)致自主神經(jīng)調(diào)節(jié)紊亂，從而影響QT間期。在病理方面，睡眠質(zhì)量下降可能會(huì)導(dǎo)致內(nèi)皮功能障礙［36］，可導(dǎo)致一系列炎性因子增加，導(dǎo)致心血管風(fēng)險(xiǎn)增加，可能表現(xiàn)為QT間期改變。

此外，睡眠時(shí)長較短或較長、QTc延長皆有可能由于老年人衰弱所致［37-38］，二者的發(fā)生均與另外一種因素有關(guān)，因此在統(tǒng)計(jì)學(xué)上易產(chǎn)生混雜，發(fā)生間接聯(lián)系。

3.4 本研究的意義及局限性 在中國老年人群中，睡眠質(zhì)量與睡眠時(shí)長均與QTc相關(guān)，而QTc與心源性死亡相關(guān)聯(lián)，是心源性死亡的替代指標(biāo)。因此，改善老年人睡眠質(zhì)量、保持適宜的睡眠時(shí)間可以有效防止QT間期延長，從而降低老年人的心源性死亡的概率。

此外，本研究也有一定的局限性。本次研究的睡眠質(zhì)量評(píng)估及既往病史采用自報(bào)方式，可能具有回憶偏倚，數(shù)據(jù)可靠性下降。研究方式采用橫斷面研究，因此因果推斷論證程度較弱。研究人群局限于如皋市，地區(qū)相對(duì)局限，因此本次研究結(jié)果還需要在大范圍人群中進(jìn)一步證實(shí)。

作者貢獻(xiàn)：王曉旭、王笑峰進(jìn)行文章的構(gòu)思與設(shè)計(jì)，數(shù)據(jù)整理和統(tǒng)計(jì)學(xué)處理；王曉旭、石建明、蔣曉燕、王笑峰進(jìn)行數(shù)據(jù)收集；王曉旭撰寫論文；王笑峰進(jìn)行修改、審校，并對(duì)文章負(fù)責(zé)。

本文無利益沖突。