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抽象
不眠症が妄想恐怖の発生および維持に寄与することは臨床的および理論的にもっともらしい。この研究の主な目的は、不眠症とパラノイアが偶然よりも強く関連しているかどうかを大規模なサンプルで確立することでした。断面妄想上のデータ、不眠、不安、心配、うつ病、神経過敏、および大麻使用は精神罹患率の第二英国の全国調査、英国(に住んで16から74歳の成人の一般的な人口調査から得たN= 8580)。不眠症は、妄想思考の約2〜3倍の増加と関連していることがわかった。パラノイアと不眠症はどちらも不安、心配、憂鬱、過敏性および大麻使用の存在と強く関連していました。パス分析では、パラノイアと不眠症の関連は情動的症状によって、そしてそれほどではないが大麻の使用によって部分的に説明された。結果は、不眠症、悪影響、および物質使用が重要な要素として特定されている迫害妄想の認知的理解における最近の進展と一致している。不眠症とパラノイアの縦断的研究、およびパラノイアのレベルに対する睡眠介入の効果のテストは、因果関係を調べるために今や必要とされています。
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キーワード
妄想パラノイア不眠症不安心配
1 。前書き
眠りに落ちることや眠り続けることの困難は一般的です。一般集団の約30%が現在の不眠症の症状を経験しており、このグループの3分の1が慢性不眠症を患っている(Ohayon、2002年、Walsh、2004年、Morinら、2006年、Stewartら、2006年)。妄想的思考がほぼ同じくらい普及していることが認識されたのはここ数年だけです。一般大衆の少なくとも25%がパラノイド思考を定期的に経験しており、そして迫害妄想の生涯有病率は約5%である(Freeman and Freeman、2008、Rutten et al。、2008)興味深いことに、不眠症とパラノイアの両方が悪影響につながっています。睡眠障害は不安や鬱病などの感情障害を発症する危険因子です(Ford and Kamerow、1989、Breslau et al。、1996、Morphy et al。、2007)、一方、ネガティブ感情状態は妄想思考の発生を予測します(Freemanを参照)、2007年、Bentallら、2008年)したがって、不眠症は、別の研究で示されているパラノイアを予測する要因を悪化させます。睡眠障害がパラノイアの発生に寄与することはもっともらしいです。この残念な直接的な例は、36時間の睡眠不足が抑うつ性精神病の個人における妄想の悪化をもたらした一連の治療事例に見ることができます(Benedetti et al。、1999)。
例えば、共通の前駆症状として統合失調症の人々に睡眠障害が注目されている(Birchwood et al。、1989、Yung and McGorry、1996)が、ただ1つの研究だけが直接不眠症とパラノイアを調べています。一般人口からの300人の個人において、不眠症と妄想的イデオーションは強く関連していました、そして、関連は不安と鬱病の存在によって部分的に説明されました(Freeman et al。、2009)迫害妄想(および統合失調症の診断)を有する患者の小グループでは、中等度または重度の不眠症が50%以上で見られた。これは、パラノイアを理解するための不眠症の潜在的な重要性の予備的証拠を提供します。現在の研究の中心的な目的は、英国の全国精神疾患罹患率調査(2000)からのデータを調べることによってこの関連性を確証することである(Singleton et al。、2001a)、コミュニティメンバーの無作為抽出による大規模な人口ベースの調査。重要な予測は、不眠症はパラノイアと関連しているということです。二次的な予測は、関連性が負の影響と関連する経験のレベル(不安、心配、うつ病、および過敏性)によって部分的に説明されるということです。潜在的な関連性を説明することを試みるとき、物質の使用は睡眠障害(例えば、Rothら、2006年、Steinら、2008年、Shibleyら、2008年)と妄想(妄想)に別々に関連していることに注意することは重要です。例えば、Henquetら、2008年、Morrisonら、2009年、Johnsら、2004年; それゆえ、不眠症と妄想症の関連における大麻使用のための調停的役割もまた精査されている。ただし、因果関係はこの横断研究では決定できないことを強調することが重要です。
2 。方法
2000年3月から9月にかけて、英国で2回目の精神疾患罹患率調査が実施された。イギリスの個人世帯に住む16〜74歳の成人がサンプリングされた。この研究で使用されたデータは、経験豊富な全国統計局(ONS)のインタビュアーによって実施されたインタビューに基づいています。網羅されるトピックおよび使用される方法のさらなる詳細は、Singletonら、2001a、Singletonら、2001bによって与えられている。
2.1 。参加者
層別多段階ランダム確率サンプルを使用した。サンプル選択には2つの段階がありました – プライマリサンプリングユニット(PSU)のサンプリング、それに続く選択されたPSU内のアドレスのサンプリングです。PSUは、個人またはグループ化された郵便番号セクターでした。サンプリングの最初の段階では、郵便番号セクターは、地域の内訳内の社会経済的地位の尺度に基づいて層別化されました。まず、郵便番号セクターはNHS地域事務所に基づいて地域に分けられました。その後、各地域階層内のすべてのPSUが、社会経済グループ1〜5および13の世帯主の割合に基づいてさらに層別化され、1991年の国勢調査データに基づいて自動車のない世帯の割合によって分類されました。次に、郵便セクター(一次標本抽出単位)を、大きさ(すなわち配達ポイントの数)に比例した確率で各地層から標本抽出した。このようにして、合計438の郵便部門が選択されました。サンプリングの第2段階では、選択された各郵便セクター内で36の住所がランダムに選択されました。これにより、合計15,804のアドレスのサンプルが得られました。インタビュアーは、16歳から74歳までの少なくとも1人の個人の世帯を特定するためにこれらを訪問しました。適格世帯ごとに インタビュアーは、16歳から74歳までの少なくとも1人の個人の世帯を特定するためにこれらを訪問しました。適格世帯ごとに インタビュアーは、16歳から74歳までの少なくとも1人の個人の世帯を特定するためにこれらを訪問しました。適格世帯ごとにKish(1965)グリッド法。回答者の70%弱が第一段階の面接に同意しました。これは大多数が完全に完了しました(8580:95%)。
2.2 。評価
現在の研究では、3つの調査機器、CIS-R – Lewis et al。、1992)、Psychosis Screening Questionnaire(PSQ; Bebbington and Nayani、1995)、および自己完結型(スクリーニング)の3つの調査機器からのデータが使用されます。 DSM-IVの構造化臨床面接(SCID-II; First et al。、1997)のアンケートバージョン。調査で使用された質問の完全なリストはインターネット(www.statistics.gov.uk /ダウンロード/ theme_health / PMA_2000_AppB.pdf)で利用可能です。
睡眠障害はCIS-Rを用いて評価された(Lewis et al。、1992)。不眠症は3つの方法で定義されました:
I1。
睡眠障害:前の月に眠りにつくことまたは眠りにつくことに関する問題(アイテムD1)。
I2。
少なくとも中程度の重症度の不眠症:眠りにつくことまたは眠りにつくこと、過去1週間に少なくとも4泊、および過去1晩に少なくとも1時間の睡眠をとることに関する先月の問題週(項目D1、D3、D5)
I3。
慢性不眠症:少なくとも6ヶ月間の睡眠障害、眠りにつくことまたは眠りにつくことに関する問題、先週のうち少なくとも4泊、先週の夜に眠るために少なくとも1時間かかる、疲労の報告(項目D1、D3、D5、D10、B1)と一緒に。
迫害観念はまた3つの方法で調べられた。
P1。
PSQ項目の支持「昨年、人々が故意にあなたやあなたの利益に害を及ぼすように行動していると感じたことがありましたか?」
P2。
PSQ項目の支持「昨年、あなたが深刻な危害やけがの原因となることを企てている人々のグループが計画していたと感じたことがありましたか?」
P3。
総パラノイアスコア。調査査定から15のパラノイア関連項目を選んでFreeman et al。のそれに近似することにより、寸法尺度を構築した。(2005)。PSQの2、3、3a、3b項目を、迫害、陰謀、干渉の考えに関連して使用しました。SCID-IIから、私たちはアイテム2、3、4、6、10、25、26、27、28、33、および35を使いました(例:あなたがあなたの友人や人々を信頼できるかどうか疑問に思うのに多くの時間を費やしますか? ” ‘あなたが外に出て人々が話しているのを見たとき、彼らはあなたがたのことを話していると感じることがよくありますか?’)含まれている項目は先験的に選ばれ、迫害への言及を通して不信感から内容の中で進行した。
幻覚の発生は、PSQの項目5、「過去1年間で、他の人には不可能なことを聞​​いたことがある、または見たことがありますか?」によって評価されました。
不安の存在、心配、鬱病および過敏性はCIS-Rを用いて評価された(Lewis et al。、1992)。媒介分析のために、0と4の間で変動する計算された症状数スコアを使用した(DVJ12、DVI11、DVG11、DVE11)。この調停分析では、不眠症の症状に対して同様の計算された症状数(DVD11)を使用した。薬物使用に関する調査における質問は、米国のECA研究(Eaton and Kessler、1985)から得られ、コンピュータ上で自己完結しています。現在の研究では、調査された唯一の薬物変数は過去1年間の大麻使用でした(いいえ/はい)。
2.3 。分析
主な分析は、Stata 10.1サーベイデータ分析コマンドを使用して実行されました。これらは、複雑な構造のデータセットの分析に対する頑健な信頼限界を提供するからです(StataCorp、2008)。結果が16歳の英国の世帯人口を代表するものであることを確実にするために、複雑な調査デザイン(特に、世帯あたり1人の人しかサンプリングされなかったという事実)および無回答を考慮して重み付けされたデータを用いて分析を行った。全体として-74。重み付け手順の完全な詳細は、技術報告書(Singleton et al。、2001b)でオンラインで利用可能です。ロジスティック回帰と線形回帰を使用して、不眠とパラノイアの関連性をテストした。
二次分析は不眠症とパラノイアの関係の調停の検討でした。潜在的な仲介者として感情および大麻使用を伴うモデルを、一連の線形およびロジスティック回帰モデルを用いて評価した(複雑な調査計画を説明する)。仲介は、独立変数Xが仲介変数Yに影響を及ぼし、それが結果変数Zに影響を与えるという仮定の因果連鎖です(Baron and Kenny、1986、MacKinnon、2008)。介在仲介者ならば、Yはとの相関関係を説明XとZを、我々は完全な mediationalモデルを。XならモデルにメディエータYを含めた後もZに影響がありますが、モデルは部分的なメディエーションと一致しています。仲介分析は4つのステップで行われた:i)不眠症スコアに対するパラノイアスコアの線形回帰を用いて不眠症の全体的効果を推定した。ii)提案されたメディエータ、感情および大麻使用を第1モデルに独立変数として加えた。 )不眠症に対する感情の線形回帰を実施し、iv)不眠症に対する大麻使用のロジスティック回帰を実施した。これにより、不眠症に対する不眠症の間接効果を決定することができた。Sobel Aroian検定(MacKinnon et al。、2002)を用いて間接経路を評価した。)Sobelテストは計算機を使用して作成され、オンラインソフトウェアプログラム(http://people.ku.edu/∼preacher / sobel / sobel.htm)でチェックされました。大麻使用変数は二分法であったので、この間接経路に対するSobel Aroian検定は、MacKinnon and Dwyer(1993)によって記載された方法を用いて修正された。結果は回帰係数と95%信頼区間とともにパス図に表示されます。うつ病、心配、不安、および過敏性という4つの相関変数を使用して加重主軸因子分析を実行することにより、単一の感情変数をメディエーション分析用に作成しました。因子分析はSPSS(2006)で行われた。15.0。複雑な調査デザインを使用して実行することはできませんでしたが、各領域内の個別の因子分析から得られたスコアはほぼ完全に相関していました(r = 0.99)。瞑想的回帰分析もまた、それらの効果の大きさを調べるために可能なメディエータとして4つの感情変数を個々に用いて繰り返された。
3 。結果
3.1 。不眠症とパラノイアの存在
睡眠障害は3380人の参加者(加重38.0%)に、1120人の参加者には少なくとも中程度の重症度の不眠症(11.9%の加重)、そして623人の参加者には加重(6.6%の加重)が見られた。「人々があなたやあなたの利益に害を及ぼすために故意に行動していると感じたことがあったことがありますか」という項目を支持する個人の数。809(加重9.0%)。「あなたが深刻な危害やけがの原因となることを企てている人たちのグループが計画していると感じたことはありますか」という項目を支持する個人 146点(加重1.6%)。平均パラノイアスコアは2.48(SD = 2.86、最小= 0、最大= 14)であった。性別および年齢による不眠症およびパラノイアに関する情報を表1に示す。。女性はより高い不眠症率を持っていたが、それに対してパラノイアには有意な性差はほとんどなかった。不眠症は年齢とともに増加し、一方、パラノイアは年齢とともに減少した。例えば、最も年齢の低い年齢層(65〜74歳、n = 1268 歳)では、最も若い年齢層(16歳〜25歳、n = 907 歳)では1.9%がパラノイア項目P2を承認し、9.2%が不眠症を訴えました。パラノイアアイテムP2を承認し、14.1%が不眠症を報告しました(すべてのパーセント加重)。
表1。不眠症とパラノイアの性別と年齢との関連
独立変数 従属変数 パラメータコーディング(従属変数に正のスコアを付ける加重パーセンテージ) オッズ比または回帰係数 95%CI p値
性別 P1 男性(8.8%) 0.90、1.26 0.442
女性(9.4%) OR = 1.07
P2 男性(1.7%) 0.53、1.20 0.278
女性(1.3%) OR = 0.80
P3 男性 0.21、0.51 <0.001 女性 b = 0.36 I1 男性(35.0%) 1.33、1.60 <0.001 女性(44.0%) OR = 1.46 I 2 男性(10.8%) 1.19、1.58 <0.001 女性(14.2%) OR = 1.37 I3 男性(6.0%) 1.13、1.63 0.001 女性(8.0%) OR = 1.35 年齢 P1 年齢 OR = 0.98 0.97、0.98 <0.001 P2 年齢 OR = 0.98 0.97、0.99 0.005 P3 年齢 b = −0.03 −0.04、−0.03 <0.001 I1 年齢 OR = 1.01 1.00、1.01 <0.001 I 2 年齢 OR = 1.01 1.01、1.02 <0.001 I3 年齢 OR = 1.02 1.01、1.02 <0.001 3.2 。不眠症とパラノイアの関係 すべての不眠症とパラノイア変数の間には強い関連性がありました(表2参照)。例えば、先月の睡眠障害は、「人々があなたやあなたの利益に害を及ぼすために故意に行動していると感じたことがあったことがありますか」という項目を支持する可能性が2.30倍ありました。慢性的な不眠症は、「あなたが深刻な危害やけがの原因となることを企てていると感じたことがあったことがありますか」という項目を支持する可能性をほぼ5倍に高めました。不眠症の重症度が増すにつれて、また妄想思考の内容の重症度が増すにつれて、関連性は強くなった。線形回帰では、パラノイア次元スコア(P3)は睡眠障害と有意に関連していた、b = 1.41、p<0.001、不眠症、b= 1.72、p<0.001、および慢性不眠症、b= 2.23、p<0.001。これらの線形回帰は、年齢と性別をコントロールするときにほとんど変化しませんでした。パラノイア次元スコア(P3)は、睡眠障害と有意に関連したままであった、b= 1.44、p<0.001、不眠症、b= 1.77、p<0.001、および慢性不眠症、b= 2.33、p<0.001。睡眠困難や被害妄想観念間のすべての関連付けは非常に有意であった(P分析が幻覚の存在を制御しながら繰り返されたとき、≦0.001)。同様に睡眠困難やパラノイア念慮の間のすべての関連付けは非常に有意であった(P <0.001)、精神病、過去一年に大麻を使用していた参加者の可能性の診断と参加者が分析から削除されたとき。 表2。パラノイアと不眠症の関連。 未調整 年齢と性別を調整しました オッズ比 p値 95%CI オッズ比 p値 95%CI P1従属変数:「昨年、人々が故意にあなたやあなたの利益に害を及ぼすように行動していると感じたことがありましたか?」 I1睡眠障害 2.30 <0.001 1.97、2.68 2.45 <0.001 2.09、2.87 不眠症 2.60 <0.001 2.17、3.12 2.83 <0.001 2.35、3.41 I3慢性不眠症 2.67 <0.001 2.12、3.37 3.04 <0.001 2.41、3.84 P2依存変数:「過去1年間で、一群の人々があなたに重大な危害やけがをさせようとしていると感じたことはありますか?」 I1睡眠障害 2.33 <0.001 1.55、3.51 2.48 <0.001 1.65、3.73 不眠症 3.33 <0.001 2.20、5.04 3.58 <0.001 2.37、5.41 I3慢性不眠症 4.50 <0.001 2.91、6.97 5.03 <0.001 3.24、7.81 3.3 。説明分析 パラノイア(P3)、不眠症、不安、心配、うつ病、および過敏性の症状数を媒介分析に使用した。昨年の大麻使用は二分変数でした。パラノイアと睡眠症状のスコアはどちらも、不安、心配、鬱病、過敏性および大麻使用と正の相関がありました(表3参照)。これらの関連は、年齢や性別を管理することでさえも非常に重要なままでした(p≦0.001)。感情尺度のための因子得点が作成された。主軸因子分析により、分散の44.5%を説明する1つの因子が抽出されました。4つすべての感情変数は、基礎となる構成要素「感情」の反応尺度としての因子スコアの使用を正当化する、根拠となる因子で0.5を超える負荷を有していた(正当性)。 表3。パラノイアおよび不眠症と情動症状および大麻使用との関連。 係数(b) p値 国際協会 UCI パラノイア症状数(0〜15) 不安 1.17 <0.001 1.06 1.28 心配 1.01 <0.001 0.93 1.09 うつ病 1.11 <0.001 1.00 1.22 過敏性 1.03 <0.001 0.95 1.11 大麻使用 1.08 <0.001 0.74 1.41 不眠症の症状の数(0〜4) 不安 0.47 <0.001 0.44 0.51 心配 0.41 <0.001 0.38 0.44 うつ病 0.49 <0.001 0.45 0.53 過敏性 0.38 <0.001 0.35 0.40 大麻使用 0.23 <0.001 0.12 0.34 調停分析の結果は、パス図(図1)にまとめられています。すべての直接経路は非常に有意であった(p <0.0001)。単純な線形回帰は、不眠症がパラノイアと正の関連があることを示した、b = 0.677、95%CI:0.611-0.743。感情変数をモデルに追加すると、全体の効果は62%減の0.254になりました。感情調整剤による不眠症の間接効果は0.417(0.373-1.147)、Sobel Aroian z = 18.26、p <0.0001でした。大麻使用の影響は小さいが有意な緩和効果しかなかった、Sobel Aroian z = 3.14、p= 0.0017; 大麻使用のオッズは不眠症の各単位増加に対して1.17増加し、大麻使用者は非大麻使用者と比較してパラノイアスケールで平均0.66高いスコアを記録した。したがって、大麻の使用を追加すると、不眠症の直接の影響はさらに0.251(95%CI:0.186–0.315)に減少しましたが、これは明らかにごくわずかな減少(1%)です。全体として、仲介分析は、不眠症に対する不眠症の影響が部分的にそして主に感情因子スコアによって媒介されることを示している。(大麻使用を含む)は、別個の回帰分析の4つの感情変数(不安、心配、うつ病、過敏)を使用する不眠症の合計効果は、それぞれの場合にはるかに減少したことを示し、心配:Bの不眠症 = 0.41(0.35から0.48)を、過敏性:b 不眠症= 0.43(0.36-0.49)、鬱病:b 不眠症 = 0.46(0.39-0.53)、不安:b 不眠症 = 0.46(0.40-0.53)。その結果、感情変数の仲介効果は潜在変数感情の因子得点を使用するよりも小さく、不安が最大の効果を示し、次に不安および不安と鬱が同様の効果を示した。 フルサイズの画像をダウンロード 図1。仲介モデル。矢印は、変数間の仮定の関係を反映しています。回帰係数(95%信頼区間)が各パスの横に表示されます。それぞれの回帰の説明された分散は、内因性変数のボックスの右上に表示されます。Nagelkerkeの擬似R 2およびオッズ比(OR)は、不眠症に対する大麻使用のロジスティック回帰のために提示されています。バイナリメディエータ大麻使用による間接経路については、標準化された効果推定値のみを提示することができた。 4 。討論 この大規模なデータセットの分析は、不眠症とパラノイアの間の関連性の実質的な再現を提供します。転倒することまたは眠り続けることの困難さが軽度であるか重度であるかにかかわらず、パラノイアとの関連は残った。同様に、妄想的な考えが軽度の内容であろうと重度の内容であろうと、不眠症との関連は維持された。タスクは今協会の性質を確立することに向けます。もっともありがちな関係は、睡眠障害と妄想的恐怖が互いに循環関係を保っているということです。しかしながら、妄想的恐怖が単に離脱、無活動、および睡眠パターンを混乱させる反芻につながること、または3番目の(未確認の)要因が関連を説明することも可能です。最も価値のあるテストは、確立された不眠症介入の効果を評価することです。迫害妄想および睡眠障害を有する患者に対するEspie、2006、Harvey et al。、2007、FreemanおよびFreeman、2010)。この研究方法は「介入主義的因果モデルアプローチ」と呼ばれてきた(Woodward、2003、Kendler and Campbell、2009)。 不眠症とパラノイア協会の根底にある推定要因も調べた。感情的なプロセスが(部分的に)関係を説明すると予測されました。睡眠障害は不安、抑うつ、および過敏性を引き起こします。これらはすべてパラノイアに関連しています。心配はまた不眠症(例えばNelson and Harvey、2002)およびパラノイア(例えばStartup et al。、2007)の発生にも寄与する。この大規模なデータセットでは、不眠症とパラノイアとの関連は、部分的に、実質的には感情的症状によって説明されていました。これは以前の研究と一致している(Freeman et al。、2009)しかし、説明的または瞑想的な関係は、現在この分野で求められている縦方向のデザインで明らかにはるかによくテストされています。また、パラノイアと不眠症の異なる経験の重なりは部分的であることを心に留めておく必要があります。これは、年齢との逆の関係からも明らかです。不眠症からパラノイアへの感情的な経路をテストすることに加えて、異常な知覚経験の役割は検査を必要とします。睡眠不足は一時的な精神病的な体験を生み出すことが長い間注目されてきた(Luby et al。、1960、West et al。、1962)が、内部異常な体験は妄想の発生における重要な要因と考えられている(Maher、1988、Freeman et al)他、2008b)経験の異常を引き起こす大麻使用のための現在の研究で見つけられた調停の役割はそのようなルートを支持しています。より広くは、経路分析の結果は、パラノイアと悪影響の密接な関連を示す急成長している経験的および理論的文献と一致している(例えば、Freeman、2007、Thewissen et al。、2008、Lincoln et al。、2008)。心配、うつ病、過敏性および不安の存在はすべて、妄想念慮と強く関連していました。妄想体験は大きな感情的要素を持っています。この知識を標的治療に変換する作業はすでに始まっている(Freeman et al。、2008a、Foster et al。、2010)。 利益相反 無し 資金源の役割 財源は、この記事に記載されている研究へのインプットはありませんでした。 貢献者 Daniel Freemanが、この調査データの報告書の作成と執筆を主な責任としました。Daniel StahlとDaniel Freemanがデータを分析しました。Traolach Brugha氏、Howard Meltzer氏、Rachel Jenkins氏、Paul Bebbington氏が調査計画に参加し、この論文にコメントしました。 了承 Daniel FreemanはWellcome Trust Fellowshipによってサポートされています。 参考文献 男爵とケニー、1986年 R. 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