袁丙坤 廖生武 伍成凱 彭成 陳蕾 李文源

1南方醫(yī)科大學衛(wèi)生管理學院（廣州 510515）；2南方醫(yī)科大學南方醫(yī)院（廣州 510515）

高尿酸血癥（hyperuricemia，HUA）是指嘌呤代謝紊亂導致的代謝性疾病，與諸多非傳染性疾病如高血壓、糖尿病、中風和慢性腎臟病等疾病密切相關［1-4］。2019年我國HUA 患病率已達14.00%［5］，了解HUA 的潛在危險因素，對于降低相關慢性疾病的患病風險具有重要意義。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鍵因素［6］。睡眠習慣對代謝性疾病有不同的影響，研究表明，白天過度嗜睡和夜間睡眠時長的增加是高血壓、2 型糖尿病和中風的危險因素［7-10］，然而關于睡眠時長，特別是午間睡眠時長和夜間睡眠時長與HUA 之間的關系的研究較少，結果也不完全一致。因此本研究利用廣州市城鎮(zhèn)職工健康體檢數(shù)據(jù)，探討午間睡眠時長和夜間睡眠時長與HUA 之間的關系，為廣州市城鎮(zhèn)職工HUA 的防治提供依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對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，排除標準：（1）肝腎疾病，代謝性疾?。ǜ吣蛩嵫Y除外）以及近3 個月服用促進尿酸排泄藥物和抑制尿酸生成類藥物的人群（2）基本信息不全、實驗室檢測項目不全的人群。本研究經(jīng)南方醫(yī)科大學南方醫(yī)院倫理委員會批準（倫理批件號：NFEC?2019?161），所有研究對象均簽署知情同意書。

1.2 研究方法

1.2.1 問卷調查采用自填式問卷的方式進行調查，問卷內容包括基本情況調查以及睡眠情況調查。基本情況調查包括性別、年齡等基本人口學特征以及飲酒、吸煙、鍛煉等生活方式。

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

1.2.3 實驗室檢查所有調查對象要求至少空腹8 h 后于次日清晨由統(tǒng)一培訓的護士采取靜脈血標本5 mL，并于2 h 內分離取血清，使用全自動生化分析儀檢測空腹血糖（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診斷標準依據(jù)2013版《高尿酸血癥與痛風治療中國專家共識》［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)計學方法采用SPSS 26.0 進行數(shù)據(jù)的處理和分析，計量資料采用（）表示，兩組間比較采用獨立樣本t檢驗，多組間的比較采用方差分析；計數(shù)資料采用例（%）表示，組間比較采用χ2檢驗。采用多因素logistic 回歸分析每日午間睡眠時長和夜間睡眠時長與HUA 之間的關系，將年齡、性別、BMI 等因素逐步納入模型進行調整。以P<0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 調查對象的基本情況共納入8 746例研究對象，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)計學意義（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，有吸煙和飲酒習慣，且午睡的人群比例更高，見表1。

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

2.2 午間睡眠時長與代謝危險因素的關系將研究對象的午間睡眠時長劃分為5 組：0 min（不午睡）、0～30 min、30～60 min、60～90 min、≥90 min，結果顯示午間睡眠時長的增加與較高的BMI、TG、LDL?C 和較低的HDL?C 相關（P< 0.05），且與UA和SCr 比率增加有關，見表2。

表2 不同午間睡眠時長的研究對象代謝危險因素的比較Tab.2 Metabolic risk factors of participants according to different daytime napping duration±s

表2 不同午間睡眠時長的研究對象代謝危險因素的比較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

每日午間睡眠時長（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 午間睡眠時長與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=0），以不同午間睡眠時長為自變量，采用三種模型進行l(wèi)ogistic 回歸分析。模型1 中未調整混雜因素，模型2 調整了年齡、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、夜間睡眠時長，模型3 在模型2 的基礎上調整了SCr。在所有模型中，午間睡眠時長對HUA 均有影響（P< 0.05）。經(jīng)過模型3 調整后，以午間睡眠時長0 min（不午睡）為參照類別，午間睡眠時長超過90 min 的OR值為1.427（95%CI：1.313～1.551，P<0.001），見表3。

表3 午間睡眠時長與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長與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=0），以不同組別午間睡眠時長為自變量，按照模型3 調整控制變量，進行l(wèi)ogistic 回歸分析。結果顯示，無論是在男性還是女性體檢人群中，午間睡眠時長對HUA 均有影響（P< 0.001），見表4。

表4 不同性別午間睡眠時長與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 夜間睡眠時長與HUA 的多因素logistic 回歸分析以HUA 為因變量（賦值：有=1，無=0），以夜間睡眠時長為自變量，采用三種模型進行l(wèi)ogistic 回歸分析。模型1 中未調整混雜因素，模型2 調整了性別、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、午間睡眠時長，模型3 在模型2 的基礎上調整了SCr。在所有模型中，尚未發(fā)現(xiàn)夜間睡眠時長與HUA 之間存在關聯(lián)，見表5。

表5 夜間睡眠時長與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

本研究結果顯示，廣州市城鎮(zhèn)職工HUA 患病率為42.60%，高于全國平均水平［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］的研究結果一致。原因可能是本研究對象主要是珠三角地區(qū)職工人群，動物內臟、肉湯、海鮮等食物攝入的比例偏高，高蛋白與嘌呤攝入過多會造成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致HUA 的重要因素，提示對職工人群應及時進行健康教育，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，調整所有混雜因素后，午間睡眠時長對HUA 均有影響，但調整SCr 這一因素后，午間睡眠時長與HUA 之間的相關性有所減弱，這與KWON 等［18］的回顧性研究隊列的結果一致，原因可能是由于UA 水平的升高與腎功能受損相關。LIN 等［19］的研究結果顯示，SCr的升高與UA 水平的增加之間存在關聯(lián)，LIANG等［20］通過一項橫斷面研究表明，HUA 組與非HUA組在SCr 水平之間存在顯著差異，SCr 可以作為UA水平的預測因子。本研究結果顯示，無論男性還是女性，白天午睡時間過長（≥90 min）均會增加HUA 的患病風險，與2021年河南農(nóng)村地區(qū)的一項隊列研究結果一致［21］，但是確切機制尚待闡明，可能與炎癥因子釋放［22］和晝夜節(jié)律失調［23］相關。睡眠時間過長可能引起體內炎癥標志物水平升高，睡眠障礙會通過低水平炎癥機制增加HUA 的患病風險。此外，晝夜節(jié)律作為一種24 h 的生物節(jié)律，可以協(xié)調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導致尿酸產(chǎn)生的晝夜節(jié)律失調［24］，UA 水平不僅在動物實驗中表現(xiàn)出晝夜節(jié)律振蕩，在人類中也有顯著的表現(xiàn)［25］。這一結果可能會為臨床研究人員通過改善午間睡眠時長來治療HUA 提供新的思路。此外，UA 水平過高導致的慢性疲勞，可能也會增加午間睡眠時長［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，而致傷及脾胃，運化功能失調，痰濕水飲內生。廣州地處我國南方沿海濕熱地帶，濕濁蓄積日久化熱，耗傷氣血；且脾胃虧虛，氣血生化無源，無以上榮于清竅，故常伴有頭身困重、神疲乏力與嗜睡等癥狀［27-28］。

關于夜間睡眠時長與HUA 的關系，目前國內外的研究結果并不完全相同，一項橫斷面調查結果顯示［29］，夜間睡眠時長在7～9 h 的人群，其血尿酸水平相比于其他睡眠時長的人群較低，也有學者認為，睡眠時間短（< 6 h）會增加HUA 的患病風險，其機制可能是內皮功能紊亂和睡眠不足引起的全身炎癥導致腎功能下降［30］。本研究尚未發(fā)現(xiàn)夜晚睡眠時長與HUA 之間存在關聯(lián)，出現(xiàn)這一結果的原因可能是由于不同樣本之間年齡、種族、生活習慣之間存在差異。

本研究通過對廣州市城鎮(zhèn)職工午間睡眠時長和HUA 之間的關系進行了探索性分析，發(fā)現(xiàn)午間睡眠時長的增加會提高HUA 的患病風險，提示應注意控制午睡的時長來降低HUA 和其他心腦血管疾病的患病風險。但本研究也存在一定的局限性，首先本研究是橫斷面研究，無法確定因果關系。第二，本研究不能排除一些回憶的偏倚，如午間睡眠時長等因素是通過研究對象回答調查問卷的形式獲得。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，因此未來將通過多中心縱向隊列研究來更好的解釋睡眠時長與HUA之間的關系。