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抽象
不眠症が感染症のリスクを増加させるかどうかに関する証拠は欠けています。したがって、本研究は不眠症患者における肺炎のリスクを調べた。
この研究は、2000 – 2010年の台湾国民健康保険研究データベースによる、不眠症の8061人の患者のコホートおよび16,112人の患者のコホート(年齢、性別、および診断年によってマッチング)に関する集団ベースのレトロスペクティブコホート研究であった。期間。
不眠症コホートでは、肺炎の全体的な発生率は1000人年当たり50.6であり、対照コホートにおけるそれよりも有意に高かった(1000人年当たり30.9)。全体的に見て、不眠症コホートは肺炎のより高いリスクを示した(HR = 2.43; CI、2.24-2.62)。年齢層別にみると、40歳以下(HR = 3.23、CI:1.38〜7.57)、41〜65歳(HR = 2.62、CI:2.07〜3.32)の不眠症コホートでは、肺炎のリスクが有意に高かった。> 65 歳(CI:2.21〜2.61)。
対照と比較して、不眠症コホートは、特に若い成人において、肺炎のより高いリスクを示した。
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キーワード
不眠症肺炎後ろ向きコホート研究感染症
前書き
不眠症は一般的な睡眠障害です。台湾では、成人の25%以上が不眠症の症状を経験しています[9] 。不眠症と、2型糖尿病 [25]、高血圧(HT)[24] 、急性心筋梗塞 [14] などの慢性疾患との関連は、広く研究されています。この関連付けの支持にもかかわらず、不眠症と感染症との関連付けは比較的研究されていません。
睡眠は、ヒトにおける免疫系機能の調節において主要な役割を果たす。以前の研究では、急性の睡眠不足は、キラー細胞、単球、好中球、食細胞数 の減少に関連していることが示されています [8]、[22] 。ある研究では、睡眠障害が免疫系の発現や炎症関連疾患のリスクに影響を与える可能性がある分子経路として、核因子 – カッパB 活性化が確認されています[8]。
不眠症は睡眠の質と持続期間の両方に影響を及ぼしています。以前の研究は、主に短い睡眠時間と呼吸器感染症との関連に焦点を当てていました。例えば、Prather et al。短い睡眠時間(アクチグラフィーを用いて行動的に測定される)は、ライノウイルス への実験的曝露後のより大きな風邪のリスクと関連していることを証明しました [19] 。観察研究は、睡眠期間が女性集団において肺炎発症リスクとU字型の関連を示すことを明らかにしました[17]。。最近の研究では、短い睡眠時間、睡眠障害、および睡眠障害が、風邪または呼吸器感染症を発症する可能性が高いことと関連があることが示されました[20]。
しかし、不眠症などの睡眠障害が肺炎に及ぼす長期的な影響を調べた研究はほとんどありません。したがって、本研究は不眠症患者のコホートにおけるこの危険性を調査し、台湾国民健康保険データベース(NHIRD)を用いて不眠症のないコホートにおけるそれと比較した。
材料および方法
参加者
台湾の国民健康保険(NHI)プログラムは、1995年3月1日に単一支払者制度として開始されました。2014年現在、NHIプログラムは台湾の人口の99.9%に保険を提供しています。本研究では、データはNHIRDのサブセットであるLongitudinal Health Insurance Database 2005(LHID 2005)から収集された。LHID2005はNHIRDから無作為に選ばれた100万人の人々で構成されています。患者のプライバシーを保護するために、国立衛生研究所はLHID 2005を発表する前にすべての個人識別番号を暗号化しました。LHID 2005関係書類では、疾病診断コードは国際疾病分類、第9改訂、臨床修正(ICD-9-CM)に基づいています。この研究は国立台湾大学の倫理審査委員会(IRB No. 201412130W)によって承認されました。
本研究は後ろ向きコホート研究デザインを適用した。研究コホート2000およびそれらが対応するに従って同定された2005年の間不眠症の診断を受けていた≥20歳なる患者ICD-9コード(780.52;不眠症、指定されていません)。対照コホートのために、我々は不眠症の病歴のない患者を無作為に選択した。不眠症と対照のコホートは、年齢(5年間)、性別、診断年によって頻度が一致していた(図1)。
図1
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図1。台湾の国民健康保険研究データベースからの研究サンプル選択のフローチャート。
結果の測定
すべての研究者は、索引日からLHID2005からのサブセットファイルの肺炎の発症(ICD-9-CM 480-486)、NHIプログラムからの撤退、または2010年末のどちらか早い方まで追跡された。
変数定義
個人は、性別、都市化レベル(低、中、高、NHIに登録されている住所に従って)[15] 、および診断結果のシーズン(春、3月 – 5月、夏、6月 – 8月、秋、 9〜11月、そして冬、12〜2月)この研究で考慮された併存症は、喘息(ICD-9-CM code 493)、慢性腎臓病(CKD; ICD-9-CM code 585.3、585.4、585.5、および585.9)、慢性閉塞性肺疾患(COPD; ICD-9)です。 -CMコード490-496)、心血管疾患(CVD; ICD-9-CMコード410-414)、鬱病(ICD-9-CMコード296.2、296.3、300.4、および311)、HT(ICD-9-CMコード) 401–405)、および脳卒中(ICD-9-CMコード430〜438)。前述の併存疾患のいずれかを有する個体は併存疾患を有すると分類された。
統計分析
記述統計は、割合、平均、標準偏差などの基本情報に使用されました。カイ二乗検定およびt 検定を使用して、不眠症群と対照群との間のカテゴリカル変数および連続変数の分布を評価しました。肺炎の発生密度は、年齢、性別、都市化レベル、診断結果の季節、および併存症に従って計算された。コックス比例ハザード回帰モデルを使用して肺炎のリスクを決定し、その結果を95%信頼区間(CI)のハザード比(HR)として提示した。多変量解析でも同じ変数を使用しました。全ての分析は、SPSSバージョン21(SPSS、Inc.、イリノイ州シカゴ、米国)を用いて実施した。
結果
人口統計データ
研究参加者の人口統計データを表1に示す。不眠症および対照コホートはそれぞれ8061人および16,112人の患者を含んでいた。ほとんどの患者は65歳以上(不眠症および対照コホートでそれぞれ46.8%および48.5%)および男性でした。不眠症コホートにおける主な共存症はCOPD(23.2%)であり、対照コホートにおけるそれはHT(17.5%)であった。両方のコホートにおいて、ほとんどの患者は中程度の都市化レベルで生活していると分類された(41.5%対44.5%)。平均追跡期間は、不眠症コホートで3.5(SD 2.9)年、対照コホートで3.7(SD 3.6)年であった。
表1。研究参加者の人口統計データ。
不眠症
あり(N = 8 061) なし(N = 16 122) P値
N % N %
年齢(年) 0.011 *
≤40 1,274 15.8 3,028 18.8
41〜65 3,011 37.4 5,271 32.7
> 65 3,776 46.8 7,823 48.5
性別 0.999
男性 4,682 58.1 9,364 58.1
女性 3,379 41.9 6,758 41.9
併存症
喘息 220 2.7 286 1.8 <0.001 *** CKD 184 2.3 535 3.3 <0.001 *** COPD 1,872 23.2 1,852 11.5 <0.001 *** CVD 782 9.7 1,437 8.9 0.024 * うつ病 434 5.4 92 0.6 <0.001 *** HT 1,564 19.4 2,821 17.5 <0.001 *** ストローク 674 8.4 1,424 8.8 0.114 都市化レベル <0.001 *** 低い 2,938 36.4 3,758 23.3 中間 3,347 41.5 7,173 44.5 高い 1,776 22.0 5,191 32.2 フォローアップ期間(y) 3.5 ± 2.9 3.7 ± 3.6 0.051 全追跡期間:3.6 ± 3.4。 略語:y、年。CVD、心血管疾患。CKD、慢性腎臓病。COPD、慢性閉塞性肺疾患。HT、高血圧。 *p < 0.05。*** < 0.001 年齢、性別、都市化レベル、および併存症による肺炎の発生率と調整されたHR 年齢、性別、都市化レベル、および併存症による肺炎の発生率および調整されたHRを表2 に示す。追跡期間中、不眠症コホートの肺炎発生率は対照コホートのそれより有意に高く(1000人年当たり50.6対30.9)、肺炎のリスクは不眠症コホートの2.43倍高かった。対照コホートで(調整HR、2.43 [95%CI、2.24-2.62])。 表2。年齢、性別、都市化レベルおよび併存症による肺炎の発生率および調整されたHR 。 変数 不眠症とは 不眠症なし イベント PY IR a イベント PY IR a 調整HR c、d(95%CI) 全体 1447年 28,572.0 50.6 1825年 59,073.3 30.9 2.425 ***(2.243から2.622)。 年齢(年) ≤40 28年 4178.8 6.7 7 6800.7 1.0 3.228 **(1.376〜7.571) 41〜65 206 11,952.6 17.2 110 18,724.8 5.9 2.620 ***(2.067〜3.321) > 65 1213年 12,440.7 97.5 1168年 33,547.8 34.8 2.403 ***(2.211 – 2.612)
性別
男性 1160年 15,142.1 76.6 997 33,748.2 29.5 2.602 ***(2.382-2.842)
女性 287 13,429.9 21.4 288 25,325.2 11.4 1.863 ***(1.574 – 2.204)
都市化レベル
低い 641 10,561.6 60.7 308 15,067.6 20.4 3.130 ***(2.719〜3.602)
中間 626 11,788.4 53.1 630 26,707.4 23.6 2.332 ***(2.082から2.612)
高い 180 6221.9 28.9 347 17,298.3 20.1 1.755 ***(1.460 – 2.111)
季節
春 376 5829.1 64.5 345 13,356.5 25.8 2.416 ***(2.075〜2.813)
夏 341 7168.4 47.6 285 14,992.6 19.0 2.544 ***(2.516〜3.002)
秋 358 9111.6 39.3 321 17,138.7 18.7 2.361 ***(2.020から2.759)
冬 372 6462.9 57.6 334 13,585.5 24.6 2.442 ***(2.094 – 2.848)
併存疾患b
いいえ 0 15,201.9 0 0 32,752.6 0 –
はい 1447年 13,370.1 108.2 1285年 26,320.7 48.8 2.425 ***(2.243から2.622)
略語:PY、人 – 年。IR、発生率 HR、ハザード比。CI、信頼区間。年、
**p < 0.01。*** < 0.001 ある 1000人年あたりのIRを示します。 b 併存疾患グループとして分類された併存疾患のいずれかを有する患者を示します。 c 年齢、性別、都市化レベル、期間、および併存疾患の有無の調整を示します。 日 「不眠あり」と「不眠なし(参考)」との比較。 患者を40歳以下、41歳以上65 歳以下、65 歳以上の3つの年齢層に分けた場合、不眠症コホートにおける肺炎のリスクはすべての年齢層で有意に高かった。性別では、不眠症コホートの男女ともに対照コホートと比較して肺炎のリスクが有意に高かった(調整後HR:2.60 [95%CI、2.38-2.84]および1.86 [95%CI、1.57-2.20])。 。都市化レベルと診断の季節によって、肺炎のリスクも不眠症コホートでより高かった。さらに、併存疾患を有する患者の中で、肺炎のリスクは、対照コホートよりも不眠症コホートの方が有意に高かった(調整後HR:2.43 [95%CI、2.24-2.62])。 経過観察年数による肺炎の発生率と調整されたHR 累積発生率を評価するためにカプランマイヤー生存分析を実施した。追跡調査の1年目、5年目、および11年目における不眠症と対照のコホート間の肺炎の累積発生率の差は5.8、10.3、および10.0%であり、これらの差は有意であることを観察した(log 3)。ランクテスト; P < 0.001; 図2) 表3。不眠症の有無による経過観察期間中の肺炎の累積発生率 不眠症 フォローアップ時間(y) 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10年 11 あり n 653 916 1093 1214 1296年 1351年 1401 1433年 1440年 1446年 1447年 % 8.1 11.4 13.6 15.1 16.1 16.8 17.4 17.8 17.9 17.9 18.0 なし n 366 566 709 820 931 1024 1104 1179年 1214 1249 1285年 % 2.3 3.5 4.4 5.1 5.8 6.4 6.8 7.3 7.5 7.7 8.0 差 5.8 7.9 9.2 10.0 10.3 10.4 10.5 10.5 10.3 10.2 10.0 図2 高解像度画像をダウンロードする(94KB)フルサイズの画像をダウンロード 図2。ログランク検定を用いた不眠症により層別化された、20歳以上の肺炎の累積リスクに対するカプランマイヤー。 討論 本研究では、我々は不眠症コホートがそれらのコントロールと比較して偶発性肺炎のリスク増加と関連していることを観察した。関連文献の我々のレビューによると、成人集団における不眠症と肺炎との関連を調査した研究はない。以前の研究では、不眠症は睡眠の質と期間に影響を及ぼし、不眠症は風邪や肺炎などの呼吸器感染症の可能性の増加と関連していることが報告されています [17]、[3]、[19]、[20] 。さらに、ある研究では、短い睡眠時間が悪影響を及ぼす可能性があることが示唆されました新規抗原に対する抗体反応、および不適切な睡眠パターンは感染症に対する感受性を増加させる[18]。睡眠障害が感染症に関連しているという証拠が増えているために、不眠症は現代社会において注目される公衆衛生上の懸念となっている。 不眠症と肺炎との関連性の根底にある主なメカニズムは依然として不明であるが、以前の研究からの推論はいくらかの説明を提供するかもしれない。第一に、睡眠不足は、活性化された前炎症過程、C反応性タンパク質レベルの上昇[16] 、ナチュラルキラー細胞活性の低下[5] 、およびインターロイキン2反応の抑制[26] に関連すると報告されている。第二に、以前の研究は、睡眠が免疫系反応の調節において役割を果たすことを示しています[1]、[12]。。例えば、部分的な睡眠制限のある個人は、T細胞 サイトカイン産生の 有意な減少を示すことが示されました [6] 。第三に、不適切な睡眠時間は、成長ホルモン、プロラクチン、ドーパミンなどの免疫刺激ホルモンの放出を減らす可能性があります。これらは免疫システムの機能に 影響を与え、炎症誘発性サイトカイン遺伝子、IL-6 mRNAおよびTNF の性能に影響します。-αのmRNA [7] 。さらに、睡眠不足はワクチン接種後の抗体力価に影響を与える可能性があります[13]。 。これらの生物学的メカニズムは、免疫反応における睡眠の重要な役割と感染症に対する感受性を証明しています。 いくつかの研究は、睡眠障害と2型糖尿病 [11]、肥満 [2]、およびCVD [14] などの慢性疾患のリスクとの関連性を示しています。すべての慢性疾患は、肺炎を発症する可能性を高めます。部分的な睡眠制限のある人は代謝障害のリスクが高く、インスリン抵抗性の上昇、インスリン感受性の低下、オレキシンの不均衡、炎症性疾患などの内分泌環境での不均衡を示すことがあります。このように、睡眠は代謝障害の病態生理学において重要な役割を果たしています [21]。[23] 。感染症の一因となる要因には複雑なリスクが伴います。感染症の発症に対する睡眠の直接的および間接的な影響を明らかにするために追加の研究が必要である。 本研究は、不眠症の若年成人(40歳以下)が主に肺炎のリスクが高いことを実証した。しかし、我々は実際のメカニズムを確認することができず、以前の研究からの潜在的な説明のみを推論した。慢性的な睡眠障害を持つ若年成人は、2型糖尿病[11]、肥満[29]、HT [24]などの代謝性疾患のリスクが高いため、肺炎の可能性が高くなります。しかし、以前の研究では、健康上の結果に対する不適切な睡眠パターンの影響は、特に若い集団では過小評価されていることが示唆されているため[23]、この発見にはさらなる調査が必要である。 本研究の強みは、その母集団ベースのデザイン、調査結果の一般化可能性、および大規模なサンプルで十分に検証されたコホートデータの使用です。これは、慢性的な不眠症が肺炎のリスク増加と関連していることを提案する最初の研究です。以前の研究でも同様の結果が報告されていますが[17]、その研究は女性に限定されており、一般集団には適用されませんでした。 本研究のいくつかの潜在的な制限を議論する必要があります。まず、NHIRDは患者の要因に関する詳細な情報を提供しておらず、生活習慣の要因、身体活動、喫煙、アルコール使用などの多くの潜在的な交絡因子はこの分析では制御されず 第二に、本研究では肥満や睡眠呼吸障害をコントロールすることはできませんでしたが、以前の研究では睡眠時無呼吸症候群とC反応性タンパク質レベルとの関連が報告されています[4] 。第三に、台湾のNHIプログラムは無料の肺炎とインフルエンザのワクチンを提供していませんこれまでの研究では、一般の人々と選ばれたグループだけに、インフルエンザワクチンを接種することで呼吸器感染症のリスクを減らすことができると報告されています[27]、[28] 。しかしながら、呼吸器感染症の予防ワクチンが睡眠障害の肺炎への影響を変えたかどうかは確認できませんでした。第四に、本研究は不眠症と肺炎の間の関連を決定する際にバイアスを引き起こしたかもしれない不眠症のサブタイプを考慮しなかった。第五に、不眠症を治療するために処方されることが多いベンゾジアゼピンが感染リスクの上昇と関連しているという証拠が増えているため [10] 、今後の研究は催眠薬の調査を検討すべきです 睡眠障害と感染症の間の影響。 結論として、不眠症は肺炎のリスク増加と関連していることを示す本研究。患者(特に若年成人)を診察する場合、臨床医は不適切な睡眠と感染症のリスクとの関連にもっと注意を払うべきです。 資金調達 資金源はありません。 競合する利益 宣言されていません。 倫理的承認 必須ではありません。 了承 著者は、保険金請求データを提供してくれた台湾国立健康研究所に感謝する。 参考文献 [1] T. ボリンジャー、A. ボリンジャー、L. 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