阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征的亞型分析

李飛燕，況九龍

(南昌大學(xué)第二附屬醫(yī)院，南昌330006)

阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征的亞型分析

李飛燕，況九龍

(南昌大學(xué)第二附屬醫(yī)院，南昌330006)

目的分析阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征(OSAHS)亞型，為其個(gè)體化治療提供依據(jù)。方法選擇OSAHS患者308例，收集患者年齡、BMI、呼吸暫停低通氣指數(shù)(AHI)、最低血氧飽和度(LSaO2)、最長(zhǎng)呼吸暫停時(shí)間(LAT)、 Epworth嗜睡量表評(píng)分(ESS評(píng)分)、微覺(jué)醒次數(shù)、吸煙指數(shù)、合并癥、癥狀評(píng)分資料，采用主成分分析法和聚類分析法對(duì)其進(jìn)行亞型分類。結(jié)果308例OSAHS患者經(jīng)主成分分析得到5個(gè)主成分，累加方差貢獻(xiàn)率為73.091%。其中，主成分1包括AHI、BMI、ESS評(píng)分、LSaO2，主成分2包括年齡、合并癥，主成分3包括ESS評(píng)分、癥狀評(píng)分，主成分4包括LAT、吸煙指數(shù)，主成分5為微覺(jué)醒次數(shù)。經(jīng)聚類分析將308例OSAHS患者分為4種亞型：亞型1為中年超重OSAHS患者，呼吸暫停時(shí)間最短，合并癥最多；亞型2為中年肥胖OSAHS患者，缺氧程度最重，微覺(jué)醒次數(shù)最多；亞型3為青年肥胖OSAHS患者，微覺(jué)醒次數(shù)最少，ESS評(píng)分最高；亞型4為老年超重OSAHS患者，呼吸暫停時(shí)間最長(zhǎng)，吸煙指數(shù)最高，癥狀最少。結(jié)論經(jīng)主成分分析法和聚類分析法將OSAHS患者分為4個(gè)亞型，各亞型存在明顯異質(zhì)性，能更好地反映個(gè)體差異。

阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征；亞型；主成分分析；聚類分析

目前，臨床主要通過(guò)呼吸暫停低通氣指數(shù)(AHI)來(lái)評(píng)估阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征(OSAHS)病情，但AHI無(wú)法體現(xiàn)患者間的個(gè)體差異。OSAHS的臨床亞型分析技術(shù)，如臨床特征綜合分型、依據(jù)多導(dǎo)睡眠圖參數(shù)分型等，多處于研究階段[1，2]。這些分型方法亦不能完全反映OSAHS各亞型間的差異。近年有學(xué)者采用統(tǒng)計(jì)學(xué)上的主成分分析和聚類分析來(lái)研究某些疾病的異質(zhì)性，如哮喘、慢性阻塞性肺疾病、帕金森病等，但目前鮮見(jiàn)其用于OSAHS亞型分析的報(bào)道。為此，2012年2月～2015年5月，我們進(jìn)行了如下研究。

1 資料與方法

1.1 臨床資料 選擇同期南昌大學(xué)第二附屬醫(yī)院收治的OSAHS患者308例。所有患者符合《阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征診治指南》(2011年修訂版)中的診斷標(biāo)準(zhǔn)。排除鼾癥、上氣道阻力綜合征、肥胖低通氣綜合征等原因所致的睡眠呼吸暫停疾病。根據(jù)AHI將患者分為輕度(AHI 5～15次/h)76例，男56例、女20例，年齡(51.51±13.35)歲，BMI 25.81±3.46，AHI(10.10±3.07)次/h；中度(AHI 15～30次/h)58例，男47例、女11例，年齡(52.90±13.26)歲，BMI 26.57±3.09，AHI(21.69±3.69)次/h；重度(AHI>30次/h)174例，男152例、女22例，年齡(47.28±13.11)歲，BMI 28.41±3.97，AHI(52.76±15.72)次/h。三組性別、年齡、BMI、AHI比較P均<0.05。

1.2 資料收集 所有入選患者在專人指導(dǎo)下完成睡眠監(jiān)測(cè)問(wèn)卷調(diào)查，問(wèn)卷包含Epworth嗜睡量表(ESS評(píng)分)、基本資料(性別、年齡、BMI、吸煙史)，與打鼾、呼吸暫停有關(guān)的病史(如打鼾、夜間睡眠時(shí)呼吸暫停、憋醒等)、合并癥(如呼吸系統(tǒng)疾病、高血壓、冠心病等)。入院后每晚21：00至次日7：00)行多導(dǎo)睡眠圖監(jiān)測(cè)，記錄AHI、最低血氧飽和度(LSaO2)、最長(zhǎng)呼吸暫停時(shí)間(LAT)、微覺(jué)醒次數(shù)。

1.3 主成分分析和聚類分析 選取以下10個(gè)變量：年齡、BMI、AHI、LSaO2、LAT、ESS評(píng)分、微覺(jué)醒次數(shù)、吸煙指數(shù)、合并癥個(gè)數(shù)以及癥狀評(píng)分(按癥狀發(fā)生頻率計(jì)分，無(wú)、偶爾、經(jīng)常、總是分別為0、1、2、3分)。分析步驟：①為消除量綱影響，分析前先將納入變量標(biāo)準(zhǔn)化處理。②為減少變量間相互影響，采用主成分分析法將變量降維，選取特征值≥1或累計(jì)貢獻(xiàn)率≥70%的為主成分。③在主成分分析基礎(chǔ)上行類平均法聚類分析得出樹(shù)狀圖，獲取OSAHS亞型，應(yīng)用方差分析檢驗(yàn)各亞型間差異。

2 結(jié)果

2.1 主成分分析結(jié)果 將10個(gè)變量進(jìn)行主成分分析，成分1～4特征值>1，累加方差貢獻(xiàn)率僅為64.122%，累計(jì)貢獻(xiàn)率不足70%時(shí)，可選取累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到70%的為主成分，故選取前5個(gè)為主成分，其累加方差貢獻(xiàn)率為73.091%。見(jiàn)表1。其中，主成分1包括AHI、BMI、ESS評(píng)分、LSaO2，主成分2包括年齡、合并癥，主成分3包括ESS評(píng)分、癥狀得分，主成分4包括LAT、吸煙指數(shù)，主成分5為微覺(jué)醒次數(shù)。5個(gè)主成分的矩陣見(jiàn)表2。

表1 各成分方差貢獻(xiàn)率

表2 5個(gè)主成分的矩陣

2.2 聚類分析結(jié)果 聚類分析所得樹(shù)狀圖見(jiàn)圖1。經(jīng)聚類分析將OSAHS患者分為4種亞型：亞型1：中年超重OSAHS患者，呼吸暫停時(shí)間最短，合并癥最多；亞型2：中年肥胖OSAHS患者，缺氧程度最重，微覺(jué)醒次數(shù)最多；亞型3：青年肥胖OSAHS患者，微覺(jué)醒次數(shù)最少，ESS評(píng)分最高；亞型4：老年超重OSAHS患者，呼吸暫停時(shí)間最長(zhǎng)，吸煙指數(shù)最高，癥狀最少。各亞型間相關(guān)變量比較見(jiàn)表3。

注：每小格代表1例患者,水平軸代表患者間差異。

圖1308例OSAHS患者聚類分析樹(shù)狀圖

3 討論

表3 OSAHS患者4種亞型相關(guān)變量比較

注：與亞型1比較，*P<0.05；與亞型2比較，#P<0.05；與亞型3比較，△P<0.05。

OSAHS可造成全身多個(gè)靶器官損害，引起呼吸系統(tǒng)、心血管系統(tǒng)、內(nèi)分泌系統(tǒng)等嚴(yán)重并發(fā)癥，使患者死亡風(fēng)險(xiǎn)明顯增加[3]。目前，臨床主要以AHI來(lái)評(píng)估OSAHS病情程度，但僅依靠AHI來(lái)評(píng)估OSAHS病情并不可靠。其主要原因：①AHI能反映呼吸暫停、低通氣次數(shù)，不能反映持續(xù)時(shí)間，也不能反映高碳酸血癥、低氧血癥等病理改變；②AHI不能描述患者病程，相同AHI患者病程不同長(zhǎng)期累加效應(yīng)存在差別；③AHI與患者主觀癥狀的相關(guān)性較低；④病理生理改變相似的OSAHS患者，因基因易感性差異，其靶器官損害程度也存在差異[4]。Dundar等[5]研究認(rèn)為， OSAHS病情程度不僅與AHI有關(guān)，與BMI、呼吸暫停時(shí)間、夜間缺氧等亦存在相關(guān)性。因此，OSAHS患者的病情程度須結(jié)合臨床特征、合并癥等多種因素綜合評(píng)估[6]。

目前，主成分分析法和聚類分析法已用于哮喘、慢性阻塞性肺疾病、帕金森病等疾病的亞型研究，但用于OSAHS亞型研究的報(bào)道尚少。本研究采用主成分分析法將10個(gè)變量降維，得到5個(gè)主成分。這5個(gè)主成分保留了10個(gè)原始變量信息，然后進(jìn)行聚類分析，得到4種亞型。其中，亞型1為中年超重OSAHS患者，呼吸暫停時(shí)間最短，合并癥最多；亞型2為中年肥胖OSAHS患者，缺氧程度最重，微覺(jué)醒次數(shù)最多；亞型3為青年肥胖OSAHS患者，微覺(jué)醒次數(shù)最少，ESS評(píng)分最高；亞型4為老年超重OSAHS患者，呼吸暫停時(shí)間最長(zhǎng)，吸煙指數(shù)最高，癥狀最少。本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，AHI分度不同的OSAHS患者可有相似的臨床表現(xiàn)，而AHI分度相同的OSAHS患者臨床表現(xiàn)可能差別很大。如亞型1與亞型4的以中度OSAHS為主，亞型2與亞型3以重度OSAHS為主，用AHI不易區(qū)分，但亞型1與亞型4在年齡、夜間睡眠呼吸暫停時(shí)間、合并癥、癥狀表現(xiàn)以及吸煙指數(shù)等指標(biāo)比較均有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異；亞型2與亞型3除BMI、癥狀得分外，其余指標(biāo)比較均有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。說(shuō)明OSAHS患者存在個(gè)體差異。就AHI與癥狀表現(xiàn)的關(guān)系而言，亞型2的AHI最高，但其癥狀得分與亞型1、亞型3比較并無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異；亞型1與亞型4 AHI分度相同，但亞型1的癥狀得分更高，合并癥也更多。說(shuō)明AHI與OSAHS患者的癥狀表現(xiàn)關(guān)聯(lián)性不強(qiáng)。

本研究還發(fā)現(xiàn)，AHI分度低的OSAHS患者可有更多的合并癥，如亞型1為少癥狀、多合并癥的OSAHS患者，臨床表現(xiàn)不典型，臨床上易漏診。對(duì)此類患者應(yīng)注意對(duì)合并癥的全面評(píng)估，及時(shí)采取干預(yù)措施。流行病學(xué)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，OSAHS是心血管疾病的獨(dú)立危險(xiǎn)因素，與冠心病、高血壓、心律失常等多種疾病密切相關(guān)[7]，是中風(fēng)、缺血性心肌病等嚴(yán)重不良事件的一個(gè)重要預(yù)測(cè)因素[8]。OSAHS與全因病死率獨(dú)立相關(guān)，特別是心血管并發(fā)癥，在40～70歲的男性重度OSAHS患者中，這一關(guān)系更加明顯[9]。有研究顯示，少癥狀的OSAHS患者心血管疾病的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)明顯增加，但其AHI與靶器官損害程度并不平行[10～12]。因此，單純依據(jù)AHI并不能準(zhǔn)確評(píng)估OSAHS患者靶器官損害情況。肥胖是OSAHS的危險(xiǎn)因素之一，在一定程度上與OSAHS病情程度有關(guān)[13]。亞型2與亞型3為肥胖OSAHS患者，對(duì)于輕中度OSAHS合并肥胖者可通過(guò)改變生活方式達(dá)到治療目的；而對(duì)于重度OSAHS合并肥胖者，持續(xù)氣道正壓通氣治療是最主要的治療方式[14]。亞型4為老年OSAHS患者，其吸煙指數(shù)明顯高于其他三型，且夜間睡眠呼吸暫停時(shí)間最長(zhǎng)，推測(cè)年齡、吸煙因素與OSAHS的發(fā)生機(jī)制有關(guān)[15]。因此，對(duì)部分亞型4患者，戒煙可作為常規(guī)治療的輔助治療手段。

綜上所述，經(jīng)主成分分析法和聚類分析法將OSAHS患者分為4個(gè)亞型，各亞型存在明顯異質(zhì)性，能更好地反映個(gè)體差異，將有利于個(gè)體化治療。

[1] Ye L, Pien GW, Ratcliffe SJ, et al. The different clinical faces of obstructive sleep apnoea: a cluster analysis[J]. Eur Respir J, 2014,44(6):1600- 1607.

[2] Joosten SA, Hamza K, Sands S, et al. Phenotypes of patients with mild to moderate obstructive sleep apnoea as confirmed by cluster analysis[J]. Respirology, 2012,17(1):99- 107.

[3] Jordan AS, McSharry DG, Malhotra A. Adult obstructive sleep apnoea[J]. Lancet, 2014,383(9918):736- 747.

[4] 劉瑩，王廣發(fā).AHI是否是評(píng)價(jià)OSAHS病情的金標(biāo)準(zhǔn)？——談AHI與OSAHS主要靶器官損害的相關(guān)性[J].中國(guó)呼吸與危重監(jiān)護(hù)雜志，2009，8(5)：417- 420.

[5] Dundar Y, Saylam G, Tatar EC, et al. Does AHI value enough for evaluating the obstructive sleep apnea severity[J]. Indian J Otolaryngol Head Neck Surg, 2015,67(Suppl 1):16- 20.

[6] Riha RL. Diagnostic approaches to respiratory sleep disorders[J]. J Thorac Dis, 2015,7(8):1373- 1384.

[7] Garvey JF, Pengo MF, Drakatos P, et al. Epidemiological aspects of obstructive sleep apnea[J]. J Thorac Dis, 2015,7(5):920- 929.

[8] Xie W, Zheng F, Song X. Obstructive sleep apnea and serious adverse outcomes in patients with cardiovascular or cerebrovascular disease: a PRISMA- compliant systematic review and meta- analysis[J]. Medicine (Baltimore), 2014,93(29):e336.

[9] Punjabi NM, Caffo BS, Gottlie DJ, et al. Sleep- disordered breathing and mortality: a prospective cohort study[J]. PLoS Med, 2009,6(8):e1000132.

[10] Kohler M, Craig S, Pepperell JCT, et al. CPAP improves endothelial function in patients with minimally symptomatic OSA: results from a subset study of the MOSAIC trial[J]. Chest, 2013,144(3):896- 902.

[11] Ayers L, Ferry B, Craig S. Circulating cell- derived microparticles in patients with minimally symptomatic obstructive sleep apnoea[J]. Eur Respir J, 2009,33(3):574- 580.

[12] Kohler M, Craig S, Nicoll D, et al. Endothelial function and arterial stiffness in minimally symptomatic obstructive sleep apnea[J]. Am J Respir Crit Care Med, 2008,178(9):984- 988.

[13] Hooper RG. The relation between sleep and weight in a suburban sleep center: observations and speculations on apnea and weight[J]. Nat Sci Sleep, 2016(8):315- 320.

[14] Calik MW. Treatments for obstructive sleep apnea[J]. J Clin Outcomes Manag, 2016,23(4):181- 192.

[15] 全志豪，劉建紅，謝宇萍，等.吸煙與阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征的相關(guān)性[J].中華醫(yī)學(xué)雜志，2014，94(10)：733- 736.

況九龍(E- mail： kuangjl1957@126.com)

10.3969/j.issn.1002- 266X.2017.36.018

R714.253

B

1002- 266X(2017)36- 0056- 03

2017- 03- 02)