睡眠时间之间的联系和认知能力下降

要点

问题什么是睡眠时间之间的关系和认知下降一般老龄化?

发现在100年000人年后续在这个池队列研究28 756人,全球认知功能与极端个人睡眠时间(≤4或≥10小时)下降显著高于参照组(7小时)为协变量调整后。一个倒u形的睡眠时间之间的联系和全球认知能力下降也观察到。

意义倒u型协会表明认知功能应监测患者不足或过度的睡眠时间。

重要性睡眠时间与认知衰退的轨迹还没有被证明。

客观的调查睡眠时间之间的关系和认知下降2全国代表性的集中分析老龄化人群。

设计,设定和参与者使用数据池队列研究波4到8(2008 - 2009 - 2016 - 2017)英国老龄化纵向研究和波1 - 3(2011年至2015年)在中国健康和退休在以人群为基础的纵向研究。参与者2随机加入军团组成28 756人住在英格兰人年龄超过50岁,生活在中国45岁以上的人。

曝光自述每晚睡眠时间根据面对面的采访。

主要结果和措施全球认知z分数计算根据直接和延迟回忆测试,一个动物流畅性测试,连续七测试,一个相交的五角大楼复制测试,定位测试日期。

结果数据从20 065名参与者进行了分析,包括9254年从英国老龄化纵向研究(平均(SD)的年龄,64.6(9.8)年;55.9% 9254年[5174]女性;平均随访时间8四分位范围,6 - 8年)和811中国健康和退休的纵向研究(平均(SD)的年龄,57.8(9.0)年;50.2%(5425 811)男性;平均随访时间4四分位范围,4 - 4年)。在100年000人年的随访中,全球的认知z得分在4个小时或更少的患者(汇集β=−0.022;95%可信区间,0.035−−0.009 SD每年;P=措施)和10小时以上(合用β=−0.033;95%可信区间,0.054−−0.011 SD每年;P每晚睡眠= .003)下降速度比参照组(7小时)调整后的协变量的数量。一个倒u形的睡眠时间之间的联系和全球认知能力下降也观察到。

结论和意义在这个池队列研究,一个倒u形的睡眠时间之间的联系和全球发现认知能力下降,表明认知功能应监测患者(≤4小时)不足或过度≥10小时每晚睡眠时间。未来的研究需要检查睡眠时间之间的关系的机制和认知能力下降。

老年人的比例迅速增加了近几十年来,全球人口的12%在2015年60岁以上。¹预计到2050年,这一比例要大于五分之一的人口。¹因此,老年人认知障碍和痴呆的数量正在迅速增加。²老年痴呆症是最常见和严重的疾病之一。它负责大部分老年人和残疾和死亡的强加了一个巨大的长期照顾家庭和社会的负担。³没有有效的治疗方法可用于治疗痴呆;因此,老年痴呆预防战略的发展已成为当务之急。^4,5在漫长的痴呆的临床前阶段,加速认知能力下降被认为是红衣主教标志。因此,认知能力下降的风险因素的识别是痴呆的预防具有重要意义。

先前的研究已经报道一个强大的睡眠和老年人认知功能之间的联系。⁶尽管队列研究^{7- - - - - -24}检查基线睡眠时间是否与认知能力下降和事件有关痴呆,结果是不一致的。一些队列研究^{7- - - - - -11}观察到睡眠时间是统计上明显痴呆与认知能力下降和事件有关,而其他的研究^{12- - - - - -24}没有得出这个结论。然而,大多数以前的研究的样本大小^{11,12,14- - - - - -16,18- - - - - -22,24}是小的。此外,睡眠时间之间的关系的大小,特别是极端睡眠时间(≤4或≥10小时),和各种认知领域尚不清楚。因此,需要大型队列研究来探索睡眠时间之间的关系和认知能力衰退的轨迹。

英国老龄化纵向研究(ELSA)²⁵和中国健康和退休纵向研究(CHARLS)²⁶都是全国代表性研究衰老的人群多波数据集,包括认知评估和大样本大小。这些研究使调查之间的纵向联系基线睡眠时间和由此产生的认知能力下降。因此,在目前的研究中,我们试图评估睡眠时间之间的关系和随后的认知能力下降的轨迹从这两个军团池和分析数据。

我们确认所有程序导致这池队列研究符合伦理标准相关的国家和机构委员会在人体实验和赫尔辛基宣言,²⁷就像2013年的修订。数据来源于2以社区为基础的全国代表性纵向队列研究在英国和中国(波4 - 8[2008 - 2009 - 2016 - 2017]埃尔莎和波1到3 [2011 - 2015]CHARLS)在以人群为基础的环境中,这是通过伦敦多中心研究伦理委员会和北京大学机构审查委员会,分别。2组中的所有参与者提供书面知情同意。鉴定2组数据被用于集中分析。本研究遵循加强流行病学的观察性研究报告(选通脉冲)报告指南。

eFigure 1补充显示流程图描述本研究的参与者选择过程。埃尔莎样本由11 050名50岁以上在英格兰的健康调查,参与者随机了生活在英国的人基于邮政编码。^25,28,29日2002 - 2003年的埃尔莎开始(波1),和后续评估进行每2年,直到2016 - 2017年(波8)。因为睡眠时间第一次被包括在评估期间埃尔莎的第四波,波4(2008 - 2009)被认为是本研究的基线,我们评估的数据后续评估期间进行5到8。CHARLS队列包括17个随机选取的706名中国45岁及以上居民为调查对象通过多级概率抽样。²⁶数据收集的第一波CHARLS发生在2011年,和后续调查进行每隔两年,直到2015年。由于参与者在第一波睡眠时间收集数据,数据从波1(2011(基线))波3(2015)的CHARLS被用于本研究。这个研究包括了从20 065名参与者,9254年的数据从CHARLS艾尔莎和10 811,为谁基线数据集的完整和至少1 remeasurement认知功能(eFigure 1进行补充)。

基线睡眠时间是自我报告没有任何给定的类别在面对面的采访。参与者被要求报告”数量的小时的睡眠平均周之夜”(ELSA)和应对问题”在过去的一个月,你得到了多少小时的睡眠在晚上(平均小时一晚)?”(CHARLS)。参与者被分成7组根据睡眠时间(≤4、5、6、7、8、9,或每晚≥10小时)的分析(eMethods补充)。

认知能力评估是在海浪和包括3方面进行的内存,执行功能和定位。内存和定位功能测试2组是相同的,而不同执行功能评估。

评估任务由即时和延时记忆单词记得10不相关的单词。内存分词的总和是成功地想起和延迟回忆单词任务,立即分开,范围从0到20。取向测试由4问题一周的日子,月,月的日期,。每个正确答案了。埃尔莎,个人被要求名称尽可能许多动物在1分钟,和动物的数量名称是算作行政分数。CHARLS,执行功能评估使用串行七测试中,参与者的数量落后从100年增加7(5连续计数,1点给每个正确答案),并通过复制相交的五角大楼,参与者被要求观察和画一幅画2重叠五角大楼(3点有一个成功的绘画和0分的不成功的画)。行政分数之和2测试,范围从0到8。这些测试的可靠性和有效性都是有据可查的^{30.- - - - - -33}(eMethods补充)。

的z分数的认知功能在测试生成测试数据比较。具体来说,每个测试得分是根据基线标准分数减去均值和除以SD。例如,给定一个基线意味着记忆得分10.6889994和3.4863824的SD埃尔莎,一个内存12分在任何波埃尔莎会被转换成标准化的记忆z成绩如下:(12−10.6889994)/ 3.4863824。因此,个体的原始记忆成绩12日,11日,8、9日,在波4到8和9埃尔莎对应z得分为0.38,0.09,0.77−−0.48,分别和−0.48。的z全球认知功能是计算平均分数z3测试分数和restandardizing基线根据基线的平均和SD全球认知z分数。这种方法已被广泛采用来计算z全球认知功能的分数。^{30.- - - - - -34}

反是可能混淆的睡眠时间与认知功能之间的关系分析包括性别、年龄(年),身体质量指数(计算用体重(公斤)除以身高(米)的平方),收缩压(毫米汞柱),教育水平,流行病学研究中心抑郁量表评分(鉴定),同居状态,目前的吸烟、饮酒、糖尿病、和自我报告的历史冠心病、中风、癌症、慢性肺部疾病或哮喘。CHARLS,高水平的教育被定义为完成至少中学高级水平;在埃尔莎,它被定义为至少3级国家职业资格或普通教育证书高级水平,相当于高中。同居状态显示是否参与者目前独自住。埃尔莎用8版本的鉴定量表来测量抑郁症状。^35,36每一项得分是0或1,最高得分为8。在先前的研究,^36,37参与者得分4或更多被定义为有抑郁症状。CHARLS基线的问题的版本的鉴定是用来评估抑郁症状。³⁸每一项得分从0(很少或没有时间)到3(大多数或所有的时间),总结分数从0到30。根据之前验证研究,^38,3912分或更高版本是用于定义抑郁症状。参与者被分成2组的不吸烟者(包括人)和当前吸烟者。饮酒定义为每周至少喝一次在去年。高血压被定义为至少140毫米汞柱的收缩压,舒张压的至少90毫米汞柱,和/或自我治疗高血压的降压药物。糖尿病被定义为自我报告被诊断出糖尿病或目前使用的抗糖尿病的治疗。慢性疾病的措施包括自我报告被诊断出癌症,慢性肺部疾病,哮喘(eMethods补充)。

结果表现为数量(百分比)为离散变量和的意思(SD)或中位数(四分位范围(差))连续变量。首先,数据分析在群体层面按照下列统一的协议。在横断面分析,协方差分析是用于检查小时每晚的睡眠之间的关系和认知功能基线协变量调整后,前面提到的。与最小二乘方法给出的结果是95%的CIs的认知z分数与参照组(每晚7小时)。

认知功能的多个度量个体参与者构成了重复测量数据。线性混合模型被用来评估基线睡眠时间之间的纵向联系和顺向认知能力下降(SD /年)随访期间,将所有可用的认知功能,后续数据的重复措施进行个体参与者之间的相关性,并处理缺失数据。在这些模型中,个人识别号码是用来识别重复认知功能的措施,和斜率和截距安装随机效应占不同的认知能力的衰退速度在基线,后续评估和个人间的差异。模型包括基线每晚睡眠时间、时间(年基线),基线睡眠时间时间交互和上面提到的协变量。的交互项的回归系数表示微分认知的变化z每年的分数(SD)与参照组(每晚7小时)。

然后使用随机进行荟萃分析,汇总分析考虑研究异质性,生成顺式混合效应的估计和95%。程度的变化可归因于异质性的研究超越了抽样误差估计使用我²统计。

横向和纵向分析分层性的敏感性分析。统计分析是双向的,α=. 05作为统计显著性阈值,并进行使用SAS 9.4版本(SAS研究所Inc .)和占据版本11 (StataCorp LLC)。

埃尔莎的数据集和CHARLS,免费提供给所有的诚意。英国数据服务和CHARLS研究团队可以联系获得埃尔莎⁴⁰和CHARLS⁴¹数据,分别。数据也可以索取相应的作者。

28 756个人参加了基线调查,065有一个完整的基线数据集和至少1重新评估认知功能(eFigure 1的补充),包括9254年的埃尔莎(平均年龄(SD), 64.6(9.8)年;55.9% 9254年[5174]女性;平均随访时间8位差,6 - 8年)和811 CHARLS(平均(SD)的年龄,57.8(9.0)年;50.2%(5425 811)男性;平均随访时间4位差,4 - 4年)。基线睡眠时间和参与者列出反是表1。

总结如表2,结果来自两组具有可比性。全球认知的调整最小二乘方法z个体之间的分数报告8,9,10个或更多,或者4个小时或更少的睡眠每晚在统计学上显著低于参照群体(每晚7小时)。同样,长显著关联(8 9或≥10小时)或更短(≤4小时)睡眠时间和较低的基准分数之间的3观察认知领域除了9或10小时以上的睡眠时间和记忆功能(eTables 1、2和3的补充)。图1显示的结果汇总分析,倒u形关系基线睡眠时间和4的认知z分数协变量调整后观察。每晚睡10小时以上的个体认知得分最低图1)。

表3列出了纵向的结果2组和联合估计的全球认知能力下降。在100年000人年的随访中,全球的认知z得分在4个小时或更少的患者(汇集β=−0.022;95%可信区间,0.035−−0.009 SD每年;P=措施)和10小时以上(合用β=−0.033;95%可信区间,0.054−−0.011 SD每年;P每晚睡眠= .003)下降速度比参照组(7小时)调整后的协变量的数量。的我²统计表明,观察组之间没有显著的异质性(表3)。一个倒u形的睡眠时间之间的联系和全球认知能力下降,以及内存,观察(图2协变量调整后)。4个小时或更少的睡眠时间与速度方向下降显著相关(合用β=−0.019;95%可信区间,0.034−−0.004 SD每年;P= . 01)而不是减少内存(汇集β=−0.021;95%可信区间,0.045−0.003 SD每年;P= .09点)或执行功能(合用β= 0.000;95%可信区间,0.042−0.043 SD每年;P> 0)(图2和eTables 4、5、6的补充)。10小时以上的睡眠时间之间的关联和单个域内存没有达到统计学意义(合用β=−0.022;95%可信区间,0.052−0.007 SD每年;P= .14点),执行功能(合用β=−0.001;95%可信区间,0.023−0.022 SD每年;P= .96点),或取向(汇集β=−0.019;95%可信区间,0.044−0.005 SD每年;P=点)(图2和eTables 4、5、6的补充)。

从基线人口1215埃尔莎的10 469人(11.6%)和1264年CHARLS 12 075人(10.5%)的被排除在分析,因为追踪损失。在这两个军团,与包括参与者相比,排除参与者,收缩压高,更有可能独自生活,不太可能参与酒精消费,有较高的自我报告的冠状动脉心脏病和中风,并在内存和取向得分较低基线(eTables 7和8补充)。

评估参与者的潜在影响性的主要结果,独立的分析性。结果还显示一个倒u形的睡眠时间之间的联系和全球认知功能下降和随后的男性和女性,类似于主要的分析。然而,一些协会,尤其是纵向分析,不再是单一域统计学意义(eTables 9、10、11、12、13、14、15、16、17、18、19日,20日,21日,22日,23日和24 eFigures 2、3、4和5补充)。

在这池队列研究埃尔莎和CHARLS,大群的一个统计上显著的倒u形的协会之间观察到睡眠时间和认知功能。我们还发现,极端的睡眠时间基线,包括4个小时或更少或每晚10小时以上,在统计学上显著相关的认知能力下降快100年000人年的随访。这些研究结果是一致的在埃尔莎和CHARLS尽管大量的文化和种族/民族差异。我们所知,目前的研究是一个最大的队列研究来分析睡眠时间和随后的认知能力下降之间的关系通过结合2全国代表性老龄化人群。

先前的研究^{7- - - - - -24}调查之间的纵向关联的睡眠时间和认知能力下降或痴呆。罹患等¹²分析了来自美国护士健康研究的数据。然而,他们没有发现睡眠时间与认知功能之间的关系,可能因为短期随访期内(2年)和有限的样本大小(n = 1884)。Virta等⁷分析数据从2013年芬兰双胞胎队列和指出,患者长(>每天8小时)或短(< 7小时每天)睡眠时间在基线随后的认知测试的得分越低。尽管其他研究人员报告了类似的结果,^8,9,11一些研究^{12- - - - - -24}不支持这个结论。大多数以前的研究进行了使用样本大小的不到1000人,^{14,15,19,20.,22,24}样品只有一个性别,^{8,9,12,14,17,18}或少于3年的随访。^12,16,21只有两个研究^8,10包括10多000人,显示倒u形的睡眠时间之间的关联和随后的认知能力下降,以及事件痴呆,这是符合当前的研究。然而,这两个研究的代表性很弱,因为他们使用一个女子队列⁸和一个双队列。¹⁰

在目前的纵向研究,发现微分协会之间的睡眠时间和不同的认知方面,和内存之间的主要认知领域改变3域测量。记忆障碍的核心症状是痴呆,可以考虑的一个因素转换从轻度认知障碍到痴呆。⁴²先前的研究已经表明,严重的睡眠不足会损害记忆编码和整合^43,44,短睡眠时间与增加患记忆缺陷的风险。⁴⁵此外,流行病学研究^46,47发现,长期睡眠时间与记忆缺陷统计上显著相关中年人和老年人参与者,甚至在控制了并发症,焦虑和抑郁。这些数据表明,记忆可以改变睡眠习惯的变化。

睡眠时间之间的关系的机制和认知减退仍不清楚,尽管一些似是而非的生物通路已经被识别。虽然随着年龄的正常大脑皮层变薄,纵向研究⁴⁸报道之间的关联或多或少的睡眠时间超过7小时和增加在额颞叶皮质萎缩区域在认知正常的老年人。帕特尔等⁴⁹建议活动白介素6和c反应蛋白炎症通路可能升高过度睡眠时间,他们报道白介素6之间的线性关系,c反应蛋白和睡眠时间。此外,炎症性疾病已被证明调解与年龄相关的认知障碍。⁵⁰

关于睡眠时间短、长期疲劳可能是一个中间变量影响认知能力下降。⁵¹短暂的睡眠剥夺与海马突触可塑性的增加,导致随后的认知功能受损。⁵²淀粉样蛋白级联假说,认为淀粉样斑块沉积的一个关键事件对阿尔茨海默病的病因可能解释deprivation-induced睡眠障碍的潜在机制。随机临床试验⁵³在健康中年男性表示,即使1晚上睡眠不足可能提升脑脊液Aβ42蛋白质的水平。τ,microtubule-associated蛋白,另一个加速器的阿尔茨海默疾病神经退化,也被发现在人类脑脊髓液和100%增加50%在鼠标组织液慢性睡眠剥夺。⁵⁴

本研究最重要的是睡眠时间与认知功能中检测出2大的来自不同文化背景的人群。2,我们的研究结果是一致的全国代表性社区人群提高数据的概括性,和大样本大小使更多的确定性在我们的统计分析。幸运的是,这两个群体共享相同的测量方法对于睡眠时间,内存,和取向,这促进了联合分析。第二,两组的参与者被问及睡眠时间没有被给予时间可供选择,这在一些之前的研究并非如此。^8,9,12这种方法,结合庞大的人口规模,导致了识别可靠的关系极端睡眠时间和认知能力下降。此外,观察组之间没有显著的异质性在全球认知功能的纵向分析,结果表明埃尔莎和CHARLS可比。

本研究也有一些局限性。首先,这次调查是一个观察性研究,所以没有可以证明因果关系。有一个反向因果关系的可能性。过度或短睡眠时间可能是脑损伤的早期表现。此外,患者记忆障碍可能不会准确地记住他们的睡眠时间。第二,类似于大多数以前的研究,^{7- - - - - -13,15,16,19- - - - - -23}睡眠时间得到根据自我报告的信息而不是客观的测量,这可能导致随机错误分类,向零可能有偏见的结果。万博manbetx平台首页第三,选择偏见可能发生因为从埃尔莎1215人(11.6%),1264人(10.5%)从CHARLS被排除在研究,因为追踪损失。nonresponse的结果分析表明,我们的研究样本比初始样本艾尔莎和健康CHARLS。然而,追踪损失不到20%的总体样本不会被认为是暗示的存在相当大的偏见,即使丢失的参与者并非随机缺失。⁵⁵第四,尽管我们调整的混杂因素在我们的分析,无边无际的协变量仍然可能导致混淆的偏见,包括APOE状态、其他睡眠障碍和药物使用。第五,认知功能测定两组使用孤立的任务。这些可能不是足够敏感检测微妙的认知功能下降,在随访期内,因此偏压对零的结果。

统计上显著的倒u形的协会之间观察到睡眠时间和认知功能,以及随后的下降。极端的睡眠时间(≤4或≥10小时)有关不仅在基线较低的认知功能也在后续评估与更快的认知能力下降。倒u型协会表明认知功能在中年人和老年人中应被监视或过度睡眠时间不足。未来的机制研究和干预研究研究睡眠时间和认知下降之间的关系是必要的。

发表:2020年6月2日。

发表:2020年9月21日。doi:10.1001 / jamanetworkopen.2020.13573

开放:这是一个开放的分布式根据文章CC-BY许可证。©2020毫安Y et al。狗万体育下载地址《美国医学会杂志》网络开放。

通讯作者:Wuxiang谢博士,北京大学临床研究所、北京大学第一医院,8 Xishiku圣,西城区,北京100034,中国xiewuxiang@hsc.pku.edu.cn)。

作者的贡献:马先生和梁博士的贡献同样这项工作。谢博士已经完全访问所有数据的研究,负责数据的完整性和数据分析的准确性。

概念和设计:妈妈,梁,Shi,钟,谢。

数据的采集、分析或解释:妈妈,梁,郑,钟,谢。

起草的手稿:妈妈,梁,郑,谢。

关键的修订手稿的重要知识内容:所有作者。

统计分析:妈妈,梁,钟,谢。

获得资助:梁,谢。

行政、技术或材料支持:郑,谢。

监督:施,谢。

利益冲突的披露:没有报道。

资金/支持:这项工作得到了国家自然科学基金项目(81974490),医学科学院的牛顿国际联谊(项目nif001 - 1005 p56804),中央大学的基础研究基金(项目71006 y2205),和2019年厄玛和保罗Milstein项目高级卫生研究项目奖。

资助者的角色/赞助商:的资金来源没有参与这项研究的设计和实施;的收集、管理、分析和解释数据;准备、审查或批准的手稿;并决定提交出版的手稿。

额外的贡献:我们感谢悉尼Koke, MFA Edanz集团(www.edanzediting.com/ac)编辑的草案的手稿。她弥补她的贡献。我们感谢原始数据的创造者,储户,版权所有者,资助者的数据收集使用数据从英国老龄化纵向研究(波4 - 8)和中国健康和退休纵向研究(波1 - 3)。