探讨中国老年人睡眠时间与日常生活自理能力（ADL）受损的关系。
将2005年3月29日至2019年4月8日中国老年健康影响因素跟踪调查项目随访的11 247名65岁及以上老年人纳入研究。采用自制问卷通过面对面调查收集对象人口社会学特征、健康状况和患病情况等资料。采用基础性日常生活活动能力量表评估对象ADL状况。采用Cox比例风险回归模型评估睡眠时间与ADL受损的关联。采用限制性立方样条函数分析睡眠时间与ADL受损的剂量反应关系。
对象年龄为（79±10）岁，其中女性5 793名（51.5%），ADL受损发病率为33.3%（3 747/11 247），睡眠时间短（<7 h）、中等（7~8 h）和长（>8 h）的人数分别为2 974（26.4%）、4 922（43.8%）和3 351名（29.8%），睡眠时间中等组ADL受损发病密度最低（4.98/100人年）。Cox比例风险回归模型分析显示：以睡眠时间中等为参照，调整性别、年龄、婚姻状况、文化程度、居住地、与家人同住、吸烟、饮酒、锻炼身体、水果摄入频率、蔬菜摄入频率、睡眠质量、高血压、糖尿病、心脏病和脑血管疾病等因素后，睡眠时间长增加ADL受损风险［HR（95%CI）：1.148（1.062~1.241）］。亚组分析显示：睡眠时间与年龄存在微弱的正相乘交互作用［HR（95%CI）：1.004（1.000~1.009）］，与性别不存在相乘模型交互作用［HR（95%CI）：0.948（0.870~1.034）］。女性睡眠时间长增加ADL受损发生风险［HR（95%CI）：1.195（1.074~1.329）］，男性中二者无关联［HR（95%CI）：1.084（0.966~1.217）］。80岁及以上人群睡眠时间长增加ADL受损发生风险［HR（95%CI）：1.185（1.076~1.305）］，80岁以下人群二者无关联［HR（95%CI）：1.020（0.890~1.169）］。睡眠时间与ADL受损呈非线性剂量-反应关系（P=0.007），睡眠时间7.5 h时ADL受损风险最低。
睡眠时间与老年人群ADL受损发生风险存在正向关联且呈非线性剂量-反应关系。
版权归中华医学会所有。
未经授权，不得转载、摘编本刊文章，不得使用本刊的版式设计。
除非特别声明，本刊刊出的所有文章不代表中华医学会和本刊编委会的观点。
目前中国处于老龄化加速阶段，平均每年增长620万老年人口，摸清老年人群健康规律、总体健康状况和服务需求尤为重要［1］。睡眠对老年人健康和福祉的影响日益受到关注［2, 3］。美国国家睡眠基金会建议老年人睡眠时间为7~8 h［4］。睡眠时间过短或过长均可增加老年人心血管疾病、骨质疏松和脑卒中等疾病的发病和死亡风险［5, 6, 7, 8, 9, 10］，且与老年人认知功能障碍及痴呆相关［11, 12, 13, 14］。日常生活自理能力（ADL）受损同为老年人群重要健康问题［15, 16, 17］，而认知功能障碍和心血管危险因素均与老年人ADL受损相关［15，18, 19, 20, 21, 22, 23, 24］。目前，对于睡眠时间与老年人ADL受损关系的研究较少，本研究利用中国老年健康影响因素跟踪调查（CLHLS）资料，探讨65岁及以上老年人睡眠时间与ADL受损的关系。
1.对象：源自CLHLS项目，该项目于1998年采用简单随机抽样在中国23个省份（北京、天津、重庆、上海、广东、广西、湖南、湖北、河南、河北、安徽、福建、海南、黑龙江、辽宁、江西、江苏、吉林、山东、陕西、山西、四川和浙江）抽取1/2的县（区）为现场，将自愿参加调查的老年人纳为对象［15］。选取2005年3月29日至2019年4月8日CLHLS 的调查对象，于2005年开展基线调查，2008—2009、2011—2012、2014和2017—2018年分别进行了4次随访，每次随访均纳入一定数量的新增对象并对其进行基线调查。排除标准为：（1）ADL和睡眠时间基线数据缺失；（2）基线调查时已出现ADL受损；（3）未完成任1次ADL随访。最终将11 247名调查对象纳入分析。本研究通过了北京大学伦理委员会批准（批号：IRB00001052-13074），所有调查对象均由本人或家属签署了知情同意书。
2.方法：采用自制问卷通过面对面调查收集对象的人口社会学特征、健康状况和患病情况（包括高血压、糖尿病等），采用基础性日常生活活动能力量表［25］评估对象ADL状况。
3.相关分类标准：（1）睡眠时间：依据对象自报分为睡眠时间短（<7 h）、中等（7~8 h）和长（>8 h）［4］；（2）睡眠质量：依据对象自报分为很好、好、一般、不好、很不好；（3）ADL状况：可独立完成所有基本日常生活活动（包括洗澡、穿衣、进食、室内活动、如厕和控制大小便等）为“ADL正常”，否则为“ADL受损”。
4.质量控制：对调查员进行统一培训；由国家级或省级项目组进行现场督导和质量抽查，抽查问卷份数不低于当地调查总样本数的5%。
5.统计学分析：采用R 4.0.3软件进行统计学描述和分析。年龄符合正态分布，以表示，不同ADL状况对象的组间比较采用独立样本t检验。分类变量以例（%）表示，不同ADL状况对象的组间比较采用χ²检验。以睡眠时间中等为参照［7，23, 24］，采用Cox比例风险回归模型分析全部对象和不同性别（年龄）亚组对象睡眠时间与ADL的关系，采用似然比检验分析睡眠时间与年龄的交互作用，采用限制性立方样条函数分析睡眠时间与ADL受损的剂量反应关系，采用敏感性分析检验Cox比例风险回归模型分析结果的稳健性。双侧检验，检验水准α=0.05。
1.基线情况：对象年龄为（79±10）岁，其中女性5 793名（51.5%），ADL受损发病率为33.3%（3 747/11 247），睡眠时间短、中等和长的人数分别为2 974人（26.4%）、4 922人（43.8%）和3 351人（29.8%）。ADL受损组年龄、水果摄入频率、睡眠时间、女性、无配偶、文盲和脑血管疾病占比均高于ADL正常组，吸烟、饮酒比例和蔬菜摄入频率均低于ADL正常组（均P<0.05），两组对象居住地、居住情况、锻炼情况、睡眠质量、高血压、糖尿病和心脏病患病情况的差异无统计学意义（均P>0.05）（表1）。
不同日常生活自理能力（ADL）的调查对象基线特征比较［n（%）］
不同日常生活自理能力（ADL）的调查对象基线特征比较［n（%）］
| 特征 | ADL正常（7 500名） | ADL受损（3 747例） | χ2/t值 | P值 |
|---|---|---|---|---|
| 性别 | 50.78 | <0.001 | ||
男性 | 3 815（50.9） | 1 639（43.7） | ||
女性 | 3 685（49.1） | 2 108（56.3） | ||
| 年龄（，岁） | 77±9 | 83±10 | 127.71 | <0.001 |
| 婚姻状况 | 163.82 | <0.001 | ||
有配偶 | 3 940（52.5） | 1 489（39.7） | ||
无配偶 | 3 560（47.5） | 2 258（60.3） | ||
| 文化程度 | 116.03 | <0.001 | ||
文盲 | 3 743（49.9） | 2 273（60.7） | ||
非文盲 | 3 756（50.1） | 1 474（39.3） | ||
| 居住地 | 0.60 | 0.451 | ||
城镇 | 3 293（43.9） | 1 674（44.7） | ||
农村 | 4 207（56.1） | 2 073（55.3） | ||
| 居住情况 | 0.71 | 0.475 | ||
与家人同住 | 6 165（82.2） | 3 102（82.8） | ||
未与家人同住 | 1 333（17.8） | 645（17.2） | ||
| 吸烟 | 59.38 | <0.001 | ||
是 | 1 927（25.7） | 719（19.2） | ||
否 | 5 571（74.3） | 3 028（80.8） | ||
| 饮酒 | 52.49 | <0.001 | ||
是 | 1 871（25.0） | 708（18.9） | ||
否 | 5 621（75.0） | 3 037（81.1） | ||
| 锻炼情况 | 1.93 | 0.240 | ||
锻炼 | 2 963（39.6） | 1 526（40.7） | ||
不锻炼 | 4 528（60.4） | 2 221（59.3） | ||
| 水果摄入频率 | 13.96 | 0.003 | ||
几乎每天吃 | 1 040（13.9） | 596（15.9） | ||
经常吃 | 1 997（26.6） | 1 049（28.0） | ||
偶尔吃 | 2 642（35.2） | 1 235（33.0） | ||
很少或从不吃 | 1 821（24.3） | 867（23.1） | ||
| 蔬菜摄入频率 | 18.13 | <0.001 | ||
几乎每天吃 | 4 428（59.0） | 2 074（55.4） | ||
经常吃 | 2 270（30.3） | 1 208（32.2） | ||
偶尔吃 | 660（8.8） | 366（9.8） | ||
很少或从不吃 | 142（1.9） | 99（2.6） | ||
| 睡眠时间（h） | 59.12 | <0.001 | ||
短（<7） | 2 024（27.0） | 950（25.4） | ||
中等（7~8） | 3 415（45.5） | 1 507（40.2） | ||
长（>8） | 2 061（27.5） | 1 290（34.4） | ||
| 睡眠质量 | 5.40 | 0.355 | ||
很好 | 1 303（17.4） | 684（18.3） | ||
好 | 3 868（51.6） | 1 908（51.0） | ||
一般 | 1 582（21.1） | 763（20.4） | ||
不好 | 693（9.2） | 353（9.4） | ||
很不好 | 50（0.7） | 35（0.9） | ||
| 高血压 | 15.03 | 0.628 | ||
患病 | 1 793（24.7） | 885（24.2） | ||
未患 | 5 475（75.3） | 2 768（75.8） | ||
| 糖尿病 | 6.66 | 0.290 | ||
患病 | 259（3.6） | 115（3.2） | ||
未患 | 6 985（96.4） | 3 521（96.8） | ||
| 心脏病 | 9.89 | 0.109 | ||
患病 | 849（11.7） | 467（12.8） | ||
未患 | 6 407（88.3） | 3 187（87.2） | ||
| 脑血管疾病 | 12.04 | 0.018 | ||
患病 | 374（5.2） | 229（6.3） | ||
未患 | 6 862（94.8） | 3 415（93.7） |
注：ADL正常组中：文化程度缺项1名，居住情况缺项2名，吸烟缺项2名，饮酒缺项8名，锻炼情况缺项9名，睡眠质量缺项4名，高血压缺项232名，糖尿病缺项256名，心脏病缺项244名，脑血管疾病缺项263名；ADL受损组中：饮酒缺项2例，睡眠质量缺项4例，高血压缺项94例，糖尿病缺项111例，心脏病缺项93例，脑血管疾病缺项103例
2.睡眠时间与ADL受损的关系：（1）Cox比例风险回归模型分析显示：以睡眠时间中等为参照，调整性别、年龄、婚姻状况和文化程度等因素后，睡眠时间长增加ADL受损风险［HR（95%CI）：1.148（1.062~1.241）］，睡眠时间短与ADL受损风险无关联［HR（95%CI）：1.026（0.933~1.127）］（表2）；（2）亚组分析显示：女性睡眠时间长增加ADL受损风险［HR（95%CI）：1.195（1.074~1.329）］，男性二者无关联［HR（95%CI）：1.084（0.966~1.217）］，80岁及以上睡眠时间长增加ADL受损风险［HR（95%CI）：1.185（1.076~1.305）］，80岁以下二者无关联［HR（95%CI）：1.020（0.890~1.169）］（表3）；（3）似然比检验显示：睡眠时间与年龄存在微弱的正相乘交互作用［HR（95%CI）：1.004（1.000~1.009）］，即睡眠时间对ADL受损风险的作用随研究对象年龄的增加而增加，睡眠时间与性别不存在相乘模型交互作用［HR（95%CI）：0.948（0.870~1.034）］；（4）敏感性分析显示：剔除重要变量缺失（包括文化程度、居住情况、吸烟、饮酒和锻炼情况等）对象、患病情况或睡眠质量后，睡眠时间与ADL受损风险的关联未发生明显变化；（5）限制性立方样条函数显示：睡眠时间与ADL受损风险呈非线性剂量-反应关系（P=0.007），睡眠时间长与ADL受损风险升高相关，睡眠时间为7.5 h时ADL受损风险最低（图1）。
注：红色实线为HR点估计值；粉色区域为HR 95%CI；虚线为参考值；模型调整了性别、年龄、婚姻状况、文化程度、居住地、与家人同住、吸烟、饮酒、锻炼身体、水果摄入频率、蔬菜摄入频率、睡眠质量、高血压、糖尿病、心脏病、脑血管疾病等因素
睡眠时间与日常生活自理能力（ADL）受损的Cox比例风险回归模型分析结果
睡眠时间与日常生活自理能力（ADL）受损的Cox比例风险回归模型分析结果
| 睡眠时间 | 随访人年数 | ADL受损发生数 | 发病密度 （/100人年） | HR值（95%CI） | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| 模型1 | 模型2 | 模型3 | ||||
| 中等 | 30 201 | 1 507 | 4.98 | 1.00 | 1.00 | 1.00 |
| 短 | 11 781 | 950 | 5.34 | 1.091（1.006~1.183） | 1.032（0.941~1.132） | 1.026（0.933~1.127） |
| 长 | 18 687 | 1 290 | 6.90 | 1.120（1.039~1.207） | 1.135（1.053~1.225） | 1.148（1.062~1.241） |
注：睡眠时间分为短（<7 h）、中等（7~8 h）和长（>8 h）；模型1：调整性别和年龄因素；模型2：在模型1基础上调整婚姻状况、文化程度、居住地、与家人同住、吸烟、饮酒、锻炼身体、水果摄入频率、蔬菜摄入频率和睡眠质量等因素；模型3：在模型2基础上调整高血压、糖尿病、心脏病、脑血管疾病患病情况等因素
不同特征对象睡眠时间与日常生活自理能力（ADL）受损的Cox比例风险模型分析结果
不同特征对象睡眠时间与日常生活自理能力（ADL）受损的Cox比例风险模型分析结果
| 项目 | 随访人年数 | ADL受损发生数 | 发病密度 （/100人年） | HR值（95%CI） |
|---|---|---|---|---|
| 男性 | ||||
睡眠时间中等 | 15 145 | 694 | 4.58 | 1.00 |
睡眠时间短 | 7 924 | 371 | 4.68 | 0.934（0.806~1.086） |
睡眠时间长 | 9 639 | 574 | 5.96 | 1.084（0.966~1.217） |
| 女性 | ||||
睡眠时间中等 | 15 055 | 813 | 5.40 | 1.00 |
睡眠时间短 | 9 857 | 579 | 5.87 | 1.110（0.980~1.257） |
睡眠时间长 | 9 049 | 716 | 7.91 | 1.195（1.074~1.329） |
| <80岁 | ||||
睡眠时间中等 | 21 244 | 656 | 3.09 | 1.00 |
睡眠时间短 | 12 611 | 462 | 3.66 | 1.069（0.929~1.231） |
睡眠时间长 | 10 315 | 343 | 3.33 | 1.020（0.890~1.169） |
| ≥80岁 | ||||
睡眠时间中等 | 8 957 | 851 | 9.50 | 1.00 |
睡眠时间短 | 5 169 | 488 | 9.44 | 0.970（0.852~1.103） |
睡眠时间长 | 8 373 | 947 | 11.30 | 1.185（1.076~1.305） |
注：睡眠时间分为短（<7 h）、中等（7~8 h）和长（>8 h）；调整了性别、年龄、婚姻状况、文化程度、居住地、与家人同住、吸烟、饮酒、锻炼身体、水果摄入频率、蔬菜摄入频率、睡眠质量、高血压、糖尿病、心脏病和脑血管疾病等因素
既往研究多关注睡眠时间与老年人认知功能、其他慢性病发病及死亡风险的关联［26, 27, 28, 29］，鲜有研究探讨睡眠时间与ADL受损的关系。在一项基于美国夜班工人研究中，Yong等［30］发现睡眠时间与ADL受损相关；Ishimaru等［31］发现日本痴呆患者睡眠时间长与ADL受损相关。本研究显示：睡眠时间长增加老年人ADL受损发生风险，与上述研究结论一致。
本研究发现睡眠时间与ADL受损发生风险呈U型关系，与既往研究结论一致［32, 33］。睡眠时间与ADL受损的关联机制尚不明确，可能的解释包括：（1）睡眠时间与老年人事故致残风险相关［34］；（2）睡眠时间过短或过长均为老年性痴呆的危险因素［35］；（3）睡眠时间长与心血管事件风险升高相关［6］。值得注意的是，失眠症状或睡眠障碍与ADL受损相关［36, 37］，相关研究表明：睡眠与DNA甲基化、组蛋白修饰等表观基因组的变化相关［38］，还可导致学习和记忆等认知功能失调，这为探讨睡眠时间与ADL受损的关联机制提供了新思路。
与睡眠时间和死亡风险相关研究的性别、年龄亚组分析结果类似［34］，本研究发现不同亚组人群睡眠时间与ADL受损的关联并不完全一致。男性睡眠时间长与ADL受损无关联，但睡眠时间短可能降低ADL受损风险，这可能是由不同性别内分泌或代谢作用（如睾丸激素）的生理差异造成［39］。
本研究的优势在于：本研究为前瞻性队列研究，样本量较大，目前已完成7轮随访（分别为2000、2002、2005、2008、2011、2014和2018年），是国内随访时间最长的老年健康调查，检验因果能力较强。本研究的局限性包括：（1）通过调查对象自评收集睡眠时间可能存在信息偏倚；（2）对象为中国65岁及以上老年人，结果外推至其他年龄段、地区或种族受到一定限制。
综上，需对睡眠时间长的老年人予以更多关注，建议其睡眠时间不要超过8 h；老年人群睡眠时间与ADL受损关联的确切机制尚需进一步研究。
感谢CLHLS项目组和现场调查的所有工作人员的辛苦付出
所有作者均声明不存在利益冲突
