引用本文： 毛婷, 張京春, 劉玥, 喬羽, 孫欣麗, 劉蓓. 阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征對冠心病患者房顫風險影響的系統評價. 中國循證醫學雜志, 2019, 19(4): 404-411. doi: 10.7507/1672-2531.201808008 復制
阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征（obstructive sleep apnea hypopnea syndrome，OSAHS）是一種慢性睡眠呼吸障礙疾病，它是各種原因導致的夜間睡眠狀態下反復出現呼吸暫停和（或）低通氣，從而產生間歇性低氧、高碳酸血癥等一系列病理生理改變的臨床綜合征。OSAHS 可引發或加重高血壓、冠心病、心律失常、慢性心力衰竭、糖尿病、肥胖、胰島素抵抗、腦卒中等疾病，增加心血管疾病的發病率和死亡率[1, 2]。有流行病學調查結果顯示，全世界總人口中 OSAHS 患病率約占 3%～7%[3]。有研究表明，OSAHS 是房顫的獨立危險因素，OSAHS 患者房顫的發生率是非 OSAHS 患者的 2 倍[4]。房顫合并 OSAHS 患者在射頻消融治療后的房顫復發率也更高[5]。冠心病、高血壓、慢性心力衰竭、心肌梗死、糖尿病、老年、肥胖等作為房顫的危險因素，也與 OSAHS有密切關系[6, 7]。臨床上約有 1/3 的房顫患者合并有冠心病[8]。此外，OSAHS 與冠心病房顫患者的預后關系密切：一方面，合并 OSAHS 的房顫不僅電轉復治療的成功率低，而且對藥物治療的反應較差，具有較高的房顫復發率[9, 10]；另一方面，聯用抗凝及抗血小板藥物治療可能增加出血風險。目前有關冠心病房顫的治療缺乏明確有效的治療方法，因此，需要明確合并 OSAHS 是否增加冠心病患者房顫的發病風險，從而盡早篩查、控制 OSAHS，可以為臨床上冠心病患者房顫的防控策略的制定提供科學指導。因此，本研究采用 Meta 分析的方法系統評價 OSAHS 是否增加冠心病患者房顫的發生風險。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
隊列研究。
1.1.2 研究對象
納入冠心病患者，年齡>18 歲，其種族、國籍、性別不限。冠心病診斷符合 2012 美國醫師協會和美國心臟病學會基金會及美國心臟協會等制定的《缺血性心臟病的診斷》。
1.1.3 暴露因素
是否合并 OSAHS。OSAHS 診斷標準為多導睡眠監測（PSG）顯示睡眠呼吸暫停低通氣指數（AHI）≥5 次/h；或柏林問卷調查（BQ）評估為高風險 OSAHS 患者。
1.1.4 結局指標
房顫發生率。
1.1.5 排除標準
① 非中、英文文獻；② 重復發表、數據不全文獻；③ 納入患者既往有房顫病史。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索 PubMed、EMbase、The Cochrane Library、SinoMed、CNKI、WanFang Data、VIP 數據庫，搜集 OSAHS 與冠心病或冠狀動脈旁路移植術后房顫發生相關性的隊列研究。檢索時限均從建庫至 2018 年 7 月 2 日。此外，追溯納入文獻的參考文獻，以補充獲取相關文獻。檢索采取主題詞和自由詞相結合的方式。中文檢索詞包括：阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征、睡眠呼吸暫停、睡眠呼吸障礙、冠心病、冠狀動脈粥樣硬化性心臟病、冠狀動脈疾病、心血管病、心絞痛、心肌梗死、急性冠脈綜合征、冠狀動脈搭橋術、冠狀動脈旁路移植術、冠狀動脈支架術、經皮冠狀動脈介入治療、心房纖顫、房顫、心房顫動；英文檢索詞包括：obstructive sleep apnea hypopnea syndrome、sleep apnea hypopnea syndrome、sleep apnea、OSA、OSAHS、sleep disordered breathing、coronary artery disease、coronary heart disease、coronary disease、cardiovascular events、cardiovascular disease、angina pectoris、myocardial infarction、acute coronary syndrome、coronary artery bypass graft、CABG、coronary artery bypass surgery、aortocoronary bypass、percutaneous coronary intervention、percutaneous coronary revascularization、atrial fibrillation。以 PubMed 為例，其具體檢索策略見框 1。
1.3 文獻篩選和資料提取
由 2 位研究者獨立篩選文獻、提取資料并進行交叉核對。如遇分歧，則征求第三人意見以協助判斷，缺乏資料盡量與作者聯系予以補充。文獻篩選時首先閱讀標題和摘要，排除明顯不相關的文獻，然后進一步閱讀全文，根據納入排除標準以確定最終是否納入。資料提取內容主要包括：① 納入研究的基本信息：包括研究題目、第一作者、發表雜志及時間等；② 研究對象的基線特征：各組的樣本數、患者年齡、性別、BMI、OSAHS 診斷方法等；③ 偏倚風險評價的關鍵要素；④ 結局指標：房顫發生率。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
采用紐卡斯爾-渥太華量表（Newcastle-Ottawa Scale，NOS）對隊列研究的偏倚風險進行評估[11]。評價內容共 8 個條目，總分 9 分。本研究將得分≥7 分的研究定義為高質量研究。意見不統一時討論解決。
1.5 統計分析
采用 RevMan 5.3 軟件進行 Meta 分析。因發病風險為二分類變量，采用危險比（RR）及其 95%CI 為效應分析統計量。納入研究結果間的異質性分析采用 χ2 檢驗進行（檢驗水準設為 α=0.1），并采用 I2 定量判斷異質性的大小。若 P>0.1，I2<50%，且納入研究間不存在臨床異質性，則采用固定效應模型進行 Meta 分析；若 P≤0.1，I2≥50%，則進一步分析異質性來源，在排除明顯臨床異質性的影響后，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。按不同診斷方法和 OSAHS 嚴重程度進行亞組分析。Meta 分析的檢驗水準設為 α=0.05。采用漏斗圖對納入文獻的發表偏倚進行評價。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初步檢索出相關文獻 2 154 篇，經逐層篩選，最終納入 11 個隊列研究[12-22]，共 709 例 OSAHS 患者和 975 例非 OSAHS 患者。文獻篩選流程及結果見圖 1。
圖1
文獻篩選流程及結果
*所檢索的數據庫及檢出文獻數量具體如下：PubMed（
2.2 納入研究的基本特征
納入研究的基本特征見表 1。
表1
納入研究的基本特征
2.3 納入研究的偏倚風險評價結果
納入研究的偏倚風險評價結果見表 2。
表2
納入研究的偏倚風險評價結果（分）
2.4 Meta 分析結果
2.4.1 房顫發生率
共納入 11 個隊列研究[12-22]，包括 709 例 OSAHS 患者和 975 例非 OSAHS 患者。固定效應模型 Meta 分析結果顯示，冠心病患者合并 OSAHS 組比非 OSAHS 組發生房顫的風險明顯增加［RR=2.01，95%CI（1.72，2.36），P<0.000 01］（圖 2）。漏斗圖結果顯示，各研究分布基本對稱，不存在明顯的發表偏倚（圖 3）。排除混雜因素后再行 Meta 分析，結果仍顯示冠心病合并 OSAHS 組發生房顫的風險更高，差異有統計學意義［RR=2.08，95%CI（1.75，2.47），P<0.000 01］。
圖2
OSAHS 對冠心病房顫風險影響的 Meta 分析結果
圖3
OSAHS 對冠心病房顫的風險影響的漏斗圖
2.4.2 亞組分析結果
2.4.2.1 多導睡眠監測診斷
通過多導睡眠監測（PSG）診斷的冠心病合并 OSAHS 組比非合并 OSAHS 組發生房顫的風險增加［RR=2.40，95%CI（1.84，3.12），P<0.000 01］（圖 4）。其中冠心病合并中重度 OSAHS 患者（AHI>15 次/h）發生房顫的風險更高［RR=3.73，95%CI（2.51，5.53），P<0.000 01］（圖 5）。
圖4
OSAHS 對冠心病房顫發生風險影響的 Meta 分析：PSG 診斷的 OSAHS
圖5
OSAHS 對冠心病房顫發生風險影響的 Meta 分析：PSG 診斷的中重度 OSAHS
2.4.2.2 柏林問卷評估的不同程度 OSAHS
通過 BQ 評估的冠心病合并高風險 OSAHS 患者發生房顫的風險高于低風險 OSAHS 者［RR=1.56，95%CI（1.27，1.92），P<0.000 1］（圖 6）。
圖6
OSAHS 對冠心病房顫發生風險影響的 Meta 分析：BQ 評估的不同程度 OSAHS
3 討論
本研究發現 OSAHS 可明顯增加冠心病患者房顫的發生風險。納入研究對 OSAHS 診斷方法分為 PSG 和 BQ，BQ 是評估高風險 OSAHS 的可靠方法，其與金標準 PSG 相比，敏感性為 86%，特異性為 77%，陽性預測值為 89%[23]。我們據此進行的亞組分析發現，雖然采用不同 OSAH 診斷方法，但 OSAHS 均明顯增加冠心病患者的房顫發生風險，其中，中重度 OSAHS 增加冠心病患者房顫的發生風險更高。
OSAHS 在普通人群的患病率約 5%～10%，而患心血管病人群 OSAHS 患病率高達 43%～87%[3, 24]。1 個前瞻性研究中發現房顫患者中近一半患有 OSAHS[25]。房顫發病率可隨著年齡增長而顯著提升，有研究顯示在 60～80 歲人群中房顫發病率是 60 歲以下人群的 2～3 倍[26, 27]。OSAHS 是房顫發生、發展的獨立危險因素。Gami 等[8]進行了 1 個回顧性隊列研究，通過對 3 542 例 OSHAS 患者長達 4.7 年的隨訪發現，OSAHS 患者房顫發生率高于非 OSAHS 患者；并且經多因素分析還發現在 65 歲以下的患者中，OSHAS 是房顫區別于肥胖、年齡、糖尿病、高血壓、慢性心力衰竭和冠心病外的獨立危險因素。OSAHS 的嚴重程度與房顫的發病率密切相關，Tanigawa 等[28]的研究發現，中重度 OSAHS 患者的房顫發病率高于輕度 OSAHS 患者。Cadby 等[29]的回顧性隊列研究發現，單因素分析的房顫危險因素為年齡、體質量指數、高血壓、糖尿病、瓣膜性心臟病、冠心病、周圍動脈血管疾病、心力衰竭；多因素分析結果發現，OSAHS 的診斷及嚴重程度是房顫的獨立危險因素。近來多個獨立研究也證實，OSAHS 的嚴重程度與冠心病 CABG 術后房顫發生率密切相關，中重度 OSAHS 是術后新發房顫的獨立危險因素，這與本次 Meta 分析結果一致。但 Unosawa 等[30]認為，對比合并與不合并 OSAHS 患者，其心臟術后房顫的發生率沒有統計學差異。Kaw 等[31]的多因素分析結果顯示 OSAHS 沒有明顯增加冠心病患者心臟術后房顫發生。Uchoa 等[19]認為，對比不合并 OSAHS 的冠心病患者，合并 OSAHS 的冠心病患者 CABG 術后房顫發生率沒有明顯增加。以上研究報道結果的不同可能是由于隨訪時間不同以及術后住院期間的護理減輕了低氧血癥對心臟結構及功能的影響，也可能因為是短暫的陣發性房顫沒有被記錄而造成結果的差異。
OSAHS 與房顫存在著緊密的關系，因二者具有許多共同危險因素如冠心病、高血壓、慢性心力衰竭、肥胖等。但目前關于二者發生、發展及相互影響等病理生理學機制仍未完全明確。雖然既往研究認為，OSAHS 通過引起高血壓、冠心病及充血性心力衰竭等而間接導致房顫[4]，但最近研究表明 OSAHS 亦可直接觸發房顫。目前已有證據表明 OSAHS 可通過間歇性缺氧、高碳酸血癥、胸腔內壓變化等因素致使心房擴大、心房纖維化等結構改變[32]。同時，動物實驗結果顯示胸腔內負壓增加引起心房有效不應期和動作電位時程縮短等心臟電生理改變增加了房顫的易感性[33, 34]。此外，OSAHS 引起的氧化應激和炎癥反應可促使血管內膜斑塊增厚，OSAHS 本身可能是一個慢性炎癥過程，能起到促進動脈粥樣硬化發生發展的作用，導致心臟負荷增加及心房心室重構[35, 36]。同時，OSAHS 可加重冠心病心肌缺血，促進房顫的發生發展。自主神經系統功能紊亂也是 OSAHS 引起房顫的可能機制之一[37]。OSAHS 可通過間歇性低氧興奮化學感受器，引起交感神經興奮，導致心動過速及血壓升高。此外，OSAHS 可通過引起血管內皮損傷、氧化應激、炎癥反應、神經體液調節異常及血液高凝、高黏狀態等血流動力學改變，促進房顫的發生發展[38]。OSAHS 增加冠心病患者 CABG 術后房顫的發生可能包含以上作用機制，加上與 CABG 相關的血管重建、血管收縮藥和心腔內導管的使用等觸發因子的作用。臨床上采取持續正壓通氣等措施可有效干預 OSAHS，從而減少 OSAHS 患者的房顫復發，這可能與持續正壓通氣減輕炎癥反應及氧化應激，改善內皮功能有關[39-42]。
本系統評價存在一定的局限性：① 本 Meta 分析納入了接受冠狀動脈旁路移植術的冠心病患者，但其隨訪時間不一，可能導致結局指標測量存在偏倚。 ② 盡管進行了廣泛檢索，但由于檢索條件限制，仍存在一定的發表偏倚。③ 納入研究均為隊列研究，OSAHS 診斷標準不一，采用 PSG、柏林問卷等，我們對此進行了亞組分析；OSAHS 診斷標準也有差異，大部分研究是以呼吸暫停低通氣指數（apnea hypoventilation index，AHI）≥5 次/h 為診斷標準，而有 1 個研究是以 AHI>10 次/h 為診斷標準，1 個研究是以 AHI≥15 次/h 為診斷標準；采用的睡眠呼吸監測設備不一，大部分研究使用多導睡眠監測系統，1 個研究使用 PAT 睡眠監測設備，1 個研究使用 VIASYS 型睡眠監測設備，但以上兩個監測設備均以 AHI≥5 次/h 為診斷標準，可能存在測量偏倚。④ 納入研究的對照組包含有健康成人及可疑的 OSAHS 者，未能很好地控制混雜因素，可能存在一定的選擇性偏倚。
綜上所述，本研究提示 OSAHS 能增加冠心病患者的房顫發生風險。但受納入研究質量和數量的限制，本研究結論仍需更多高質量、大樣本量、設計嚴謹的臨床研究來加以驗證，從而得出更加穩定、可信的研究結論。
阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征（obstructive sleep apnea hypopnea syndrome，OSAHS）是一種慢性睡眠呼吸障礙疾病，它是各種原因導致的夜間睡眠狀態下反復出現呼吸暫停和（或）低通氣，從而產生間歇性低氧、高碳酸血癥等一系列病理生理改變的臨床綜合征。OSAHS 可引發或加重高血壓、冠心病、心律失常、慢性心力衰竭、糖尿病、肥胖、胰島素抵抗、腦卒中等疾病，增加心血管疾病的發病率和死亡率[1, 2]。有流行病學調查結果顯示，全世界總人口中 OSAHS 患病率約占 3%～7%[3]。有研究表明，OSAHS 是房顫的獨立危險因素，OSAHS 患者房顫的發生率是非 OSAHS 患者的 2 倍[4]。房顫合并 OSAHS 患者在射頻消融治療后的房顫復發率也更高[5]。冠心病、高血壓、慢性心力衰竭、心肌梗死、糖尿病、老年、肥胖等作為房顫的危險因素，也與 OSAHS有密切關系[6, 7]。臨床上約有 1/3 的房顫患者合并有冠心病[8]。此外，OSAHS 與冠心病房顫患者的預后關系密切：一方面，合并 OSAHS 的房顫不僅電轉復治療的成功率低，而且對藥物治療的反應較差，具有較高的房顫復發率[9, 10]；另一方面，聯用抗凝及抗血小板藥物治療可能增加出血風險。目前有關冠心病房顫的治療缺乏明確有效的治療方法，因此，需要明確合并 OSAHS 是否增加冠心病患者房顫的發病風險，從而盡早篩查、控制 OSAHS，可以為臨床上冠心病患者房顫的防控策略的制定提供科學指導。因此，本研究采用 Meta 分析的方法系統評價 OSAHS 是否增加冠心病患者房顫的發生風險。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
隊列研究。
1.1.2 研究對象
納入冠心病患者，年齡>18 歲，其種族、國籍、性別不限。冠心病診斷符合 2012 美國醫師協會和美國心臟病學會基金會及美國心臟協會等制定的《缺血性心臟病的診斷》。
1.1.3 暴露因素
是否合并 OSAHS。OSAHS 診斷標準為多導睡眠監測（PSG）顯示睡眠呼吸暫停低通氣指數（AHI）≥5 次/h；或柏林問卷調查（BQ）評估為高風險 OSAHS 患者。
1.1.4 結局指標
房顫發生率。
1.1.5 排除標準
① 非中、英文文獻；② 重復發表、數據不全文獻；③ 納入患者既往有房顫病史。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索 PubMed、EMbase、The Cochrane Library、SinoMed、CNKI、WanFang Data、VIP 數據庫，搜集 OSAHS 與冠心病或冠狀動脈旁路移植術后房顫發生相關性的隊列研究。檢索時限均從建庫至 2018 年 7 月 2 日。此外，追溯納入文獻的參考文獻，以補充獲取相關文獻。檢索采取主題詞和自由詞相結合的方式。中文檢索詞包括：阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征、睡眠呼吸暫停、睡眠呼吸障礙、冠心病、冠狀動脈粥樣硬化性心臟病、冠狀動脈疾病、心血管病、心絞痛、心肌梗死、急性冠脈綜合征、冠狀動脈搭橋術、冠狀動脈旁路移植術、冠狀動脈支架術、經皮冠狀動脈介入治療、心房纖顫、房顫、心房顫動；英文檢索詞包括：obstructive sleep apnea hypopnea syndrome、sleep apnea hypopnea syndrome、sleep apnea、OSA、OSAHS、sleep disordered breathing、coronary artery disease、coronary heart disease、coronary disease、cardiovascular events、cardiovascular disease、angina pectoris、myocardial infarction、acute coronary syndrome、coronary artery bypass graft、CABG、coronary artery bypass surgery、aortocoronary bypass、percutaneous coronary intervention、percutaneous coronary revascularization、atrial fibrillation。以 PubMed 為例，其具體檢索策略見框 1。
1.3 文獻篩選和資料提取
由 2 位研究者獨立篩選文獻、提取資料并進行交叉核對。如遇分歧，則征求第三人意見以協助判斷，缺乏資料盡量與作者聯系予以補充。文獻篩選時首先閱讀標題和摘要，排除明顯不相關的文獻，然后進一步閱讀全文，根據納入排除標準以確定最終是否納入。資料提取內容主要包括：① 納入研究的基本信息：包括研究題目、第一作者、發表雜志及時間等；② 研究對象的基線特征：各組的樣本數、患者年齡、性別、BMI、OSAHS 診斷方法等；③ 偏倚風險評價的關鍵要素；④ 結局指標：房顫發生率。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
采用紐卡斯爾-渥太華量表（Newcastle-Ottawa Scale，NOS）對隊列研究的偏倚風險進行評估[11]。評價內容共 8 個條目，總分 9 分。本研究將得分≥7 分的研究定義為高質量研究。意見不統一時討論解決。
1.5 統計分析
采用 RevMan 5.3 軟件進行 Meta 分析。因發病風險為二分類變量，采用危險比（RR）及其 95%CI 為效應分析統計量。納入研究結果間的異質性分析采用 χ2 檢驗進行（檢驗水準設為 α=0.1），并采用 I2 定量判斷異質性的大小。若 P>0.1，I2<50%，且納入研究間不存在臨床異質性，則采用固定效應模型進行 Meta 分析；若 P≤0.1，I2≥50%，則進一步分析異質性來源，在排除明顯臨床異質性的影響后，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。按不同診斷方法和 OSAHS 嚴重程度進行亞組分析。Meta 分析的檢驗水準設為 α=0.05。采用漏斗圖對納入文獻的發表偏倚進行評價。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初步檢索出相關文獻 2 154 篇，經逐層篩選，最終納入 11 個隊列研究[12-22]，共 709 例 OSAHS 患者和 975 例非 OSAHS 患者。文獻篩選流程及結果見圖 1。
圖1
文獻篩選流程及結果
*所檢索的數據庫及檢出文獻數量具體如下：PubMed（
2.2 納入研究的基本特征
納入研究的基本特征見表 1。
表1
納入研究的基本特征
2.3 納入研究的偏倚風險評價結果
納入研究的偏倚風險評價結果見表 2。
表2
納入研究的偏倚風險評價結果（分）
2.4 Meta 分析結果
2.4.1 房顫發生率
共納入 11 個隊列研究[12-22]，包括 709 例 OSAHS 患者和 975 例非 OSAHS 患者。固定效應模型 Meta 分析結果顯示，冠心病患者合并 OSAHS 組比非 OSAHS 組發生房顫的風險明顯增加［RR=2.01，95%CI（1.72，2.36），P<0.000 01］（圖 2）。漏斗圖結果顯示，各研究分布基本對稱，不存在明顯的發表偏倚（圖 3）。排除混雜因素后再行 Meta 分析，結果仍顯示冠心病合并 OSAHS 組發生房顫的風險更高，差異有統計學意義［RR=2.08，95%CI（1.75，2.47），P<0.000 01］。
圖2
OSAHS 對冠心病房顫風險影響的 Meta 分析結果
圖3
OSAHS 對冠心病房顫的風險影響的漏斗圖
2.4.2 亞組分析結果
2.4.2.1 多導睡眠監測診斷
通過多導睡眠監測（PSG）診斷的冠心病合并 OSAHS 組比非合并 OSAHS 組發生房顫的風險增加［RR=2.40，95%CI（1.84，3.12），P<0.000 01］（圖 4）。其中冠心病合并中重度 OSAHS 患者（AHI>15 次/h）發生房顫的風險更高［RR=3.73，95%CI（2.51，5.53），P<0.000 01］（圖 5）。
圖4
OSAHS 對冠心病房顫發生風險影響的 Meta 分析：PSG 診斷的 OSAHS
圖5
OSAHS 對冠心病房顫發生風險影響的 Meta 分析：PSG 診斷的中重度 OSAHS
2.4.2.2 柏林問卷評估的不同程度 OSAHS
通過 BQ 評估的冠心病合并高風險 OSAHS 患者發生房顫的風險高于低風險 OSAHS 者［RR=1.56，95%CI（1.27，1.92），P<0.000 1］（圖 6）。
圖6
OSAHS 對冠心病房顫發生風險影響的 Meta 分析：BQ 評估的不同程度 OSAHS
3 討論
本研究發現 OSAHS 可明顯增加冠心病患者房顫的發生風險。納入研究對 OSAHS 診斷方法分為 PSG 和 BQ，BQ 是評估高風險 OSAHS 的可靠方法，其與金標準 PSG 相比，敏感性為 86%，特異性為 77%，陽性預測值為 89%[23]。我們據此進行的亞組分析發現，雖然采用不同 OSAH 診斷方法，但 OSAHS 均明顯增加冠心病患者的房顫發生風險，其中，中重度 OSAHS 增加冠心病患者房顫的發生風險更高。
OSAHS 在普通人群的患病率約 5%～10%，而患心血管病人群 OSAHS 患病率高達 43%～87%[3, 24]。1 個前瞻性研究中發現房顫患者中近一半患有 OSAHS[25]。房顫發病率可隨著年齡增長而顯著提升，有研究顯示在 60～80 歲人群中房顫發病率是 60 歲以下人群的 2～3 倍[26, 27]。OSAHS 是房顫發生、發展的獨立危險因素。Gami 等[8]進行了 1 個回顧性隊列研究，通過對 3 542 例 OSHAS 患者長達 4.7 年的隨訪發現，OSAHS 患者房顫發生率高于非 OSAHS 患者；并且經多因素分析還發現在 65 歲以下的患者中，OSHAS 是房顫區別于肥胖、年齡、糖尿病、高血壓、慢性心力衰竭和冠心病外的獨立危險因素。OSAHS 的嚴重程度與房顫的發病率密切相關，Tanigawa 等[28]的研究發現，中重度 OSAHS 患者的房顫發病率高于輕度 OSAHS 患者。Cadby 等[29]的回顧性隊列研究發現，單因素分析的房顫危險因素為年齡、體質量指數、高血壓、糖尿病、瓣膜性心臟病、冠心病、周圍動脈血管疾病、心力衰竭；多因素分析結果發現，OSAHS 的診斷及嚴重程度是房顫的獨立危險因素。近來多個獨立研究也證實，OSAHS 的嚴重程度與冠心病 CABG 術后房顫發生率密切相關，中重度 OSAHS 是術后新發房顫的獨立危險因素，這與本次 Meta 分析結果一致。但 Unosawa 等[30]認為，對比合并與不合并 OSAHS 患者，其心臟術后房顫的發生率沒有統計學差異。Kaw 等[31]的多因素分析結果顯示 OSAHS 沒有明顯增加冠心病患者心臟術后房顫發生。Uchoa 等[19]認為，對比不合并 OSAHS 的冠心病患者，合并 OSAHS 的冠心病患者 CABG 術后房顫發生率沒有明顯增加。以上研究報道結果的不同可能是由于隨訪時間不同以及術后住院期間的護理減輕了低氧血癥對心臟結構及功能的影響，也可能因為是短暫的陣發性房顫沒有被記錄而造成結果的差異。
OSAHS 與房顫存在著緊密的關系，因二者具有許多共同危險因素如冠心病、高血壓、慢性心力衰竭、肥胖等。但目前關于二者發生、發展及相互影響等病理生理學機制仍未完全明確。雖然既往研究認為，OSAHS 通過引起高血壓、冠心病及充血性心力衰竭等而間接導致房顫[4]，但最近研究表明 OSAHS 亦可直接觸發房顫。目前已有證據表明 OSAHS 可通過間歇性缺氧、高碳酸血癥、胸腔內壓變化等因素致使心房擴大、心房纖維化等結構改變[32]。同時，動物實驗結果顯示胸腔內負壓增加引起心房有效不應期和動作電位時程縮短等心臟電生理改變增加了房顫的易感性[33, 34]。此外，OSAHS 引起的氧化應激和炎癥反應可促使血管內膜斑塊增厚，OSAHS 本身可能是一個慢性炎癥過程，能起到促進動脈粥樣硬化發生發展的作用，導致心臟負荷增加及心房心室重構[35, 36]。同時，OSAHS 可加重冠心病心肌缺血，促進房顫的發生發展。自主神經系統功能紊亂也是 OSAHS 引起房顫的可能機制之一[37]。OSAHS 可通過間歇性低氧興奮化學感受器，引起交感神經興奮，導致心動過速及血壓升高。此外，OSAHS 可通過引起血管內皮損傷、氧化應激、炎癥反應、神經體液調節異常及血液高凝、高黏狀態等血流動力學改變，促進房顫的發生發展[38]。OSAHS 增加冠心病患者 CABG 術后房顫的發生可能包含以上作用機制，加上與 CABG 相關的血管重建、血管收縮藥和心腔內導管的使用等觸發因子的作用。臨床上采取持續正壓通氣等措施可有效干預 OSAHS，從而減少 OSAHS 患者的房顫復發，這可能與持續正壓通氣減輕炎癥反應及氧化應激，改善內皮功能有關[39-42]。
本系統評價存在一定的局限性：① 本 Meta 分析納入了接受冠狀動脈旁路移植術的冠心病患者，但其隨訪時間不一，可能導致結局指標測量存在偏倚。 ② 盡管進行了廣泛檢索，但由于檢索條件限制，仍存在一定的發表偏倚。③ 納入研究均為隊列研究，OSAHS 診斷標準不一，采用 PSG、柏林問卷等，我們對此進行了亞組分析；OSAHS 診斷標準也有差異，大部分研究是以呼吸暫停低通氣指數（apnea hypoventilation index，AHI）≥5 次/h 為診斷標準，而有 1 個研究是以 AHI>10 次/h 為診斷標準，1 個研究是以 AHI≥15 次/h 為診斷標準；采用的睡眠呼吸監測設備不一，大部分研究使用多導睡眠監測系統，1 個研究使用 PAT 睡眠監測設備，1 個研究使用 VIASYS 型睡眠監測設備，但以上兩個監測設備均以 AHI≥5 次/h 為診斷標準，可能存在測量偏倚。④ 納入研究的對照組包含有健康成人及可疑的 OSAHS 者，未能很好地控制混雜因素，可能存在一定的選擇性偏倚。
綜上所述，本研究提示 OSAHS 能增加冠心病患者的房顫發生風險。但受納入研究質量和數量的限制，本研究結論仍需更多高質量、大樣本量、設計嚴謹的臨床研究來加以驗證，從而得出更加穩定、可信的研究結論。
