阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征與骨代謝關系的系統(tǒng)綜述和Meta分析

牟云平，魏曉雪，薩吉旦木·卡地爾，朱大喬，石長貴，朱冰倩*

阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征（obstructive sleep apnea hypopnea syndrome，OSAHS）是一種以慢性、間歇性缺氧為主要特征的睡眠呼吸疾病，臨床表現(xiàn)為打鼾且鼾聲不規(guī)律、反復憋醒、日間嗜睡、全身疲勞等［1］，臨床上多以睡眠呼吸暫停低通氣指數(shù)（apnea hypopnea index，AHI）作為OSAHS嚴重程度的判定標準。國外報道的OSAHS患病率為9%～38%［2］，我國成人OSAHS患病率約為3.9%，男性患病率明顯高于女性（5.7% 比2.2%），中老年人和肥胖者患病率更高［3-4］。既往研究顯示，OSAHS是多種心血管疾?。ㄈ绺哐獕?、卒中）和代謝性疾病（如肥胖、糖尿病）的危險因素［5-6］。

骨代謝紊亂作為公認的健康問題，其原因和發(fā)病機制是近年來的研究熱點［7］。正常骨代謝表現(xiàn)為成骨細胞和破骨細胞之間的動態(tài)平衡，任何破壞這一平衡狀態(tài)的因素均可造成骨代謝紊亂［8-10］。既往研究提示，OSAHS可通過間歇性缺氧、氧化應激、維生素D水平改變等參與骨代謝［11］，西方學者也發(fā)現(xiàn)OSAHS與骨代謝紊亂相關［8，12］。近期一篇綜述對OSAHS與骨密度（bone mineral density，BMD）的關系進行了回顧，但其納入了伴有基礎疾病的人群（如糖尿?。┗蚪^經(jīng)后女性，以上人群因為疾病或體內激素改變本身就存在骨代謝紊亂，可能是影響OSAHS與骨代謝關系的混雜因素［13］。此外，亞洲人群（包括中國人群）在OSAHS的發(fā)生、發(fā)展及骨代謝方面具有自身的生理特點，例如亞洲人群頜面部解剖與歐、美洲人群不同，OSAHS患病率亦不同［14-15］；亞洲人群BMD與西方人群BMD也有顯著差異［16-18］。因此，有必要聚焦于未合并其他疾病的中國人群，對相關文獻證據(jù)進行系統(tǒng)回顧，為預防骨代謝疾病提供新思路。與既往綜述類似［13］，本綜述采用了Meta分析量化OSAHS與骨代謝的關系強度，進而為今后的干預性研究提供借鑒。

1 資料與方法

1.1 檢索策略 本研究按照PRISMA指南進行［19］。檢索PubMed、Embase、CINAHL、Web of Science、Google Scholar、中國知網(wǎng)、中國生物醫(yī)學文獻服務系統(tǒng)（SinoMed）、維普網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)知識服務平臺，檢索時限為建庫至2020年12月。

中文檢索詞：阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征及其近義詞或同義詞，如阻塞性睡眠呼吸暫停綜合征、睡眠呼吸暫停綜合征或呼吸暫停綜合征；骨代謝有關的術語，如骨密度、骨質疏松、骨量、骨健康、骨折或骨流失。

英文檢索詞：（1）sleep apnea，sleep apnea syndrome，sleep hypopnea，mixed central and obstructive sleep apnea，mixed sleep apnea，hypersomnia with periodic respiration，obstructive sleep apnea hypopnea syndrome，OSAHS，OSA，or OSAS；（2）bone density，bone mineral density，bone mineral content，BMD，osteoporosis，fracture，bone fracture，broken bone，bone mass，bone loss，or bone health。

采用主題詞和自由詞相結合、匹配截詞符的方式進行檢索，以PubMed為例，檢索式為：（（"Sleep Apnea Syndromes"［Mesh］） OR （"Sleep Apnea Syndrome*"［Title/Abstract］ OR "Sleep Hypopnea*"［Title/Abstract］ OR "Sleep Apnea*"［Title/Abstract］ OR "Mixed Central and Obstructive Sleep Apnea"［Title/Abstract］ OR "Mixed Sleep Apnea*"［Title/Abstract］ OR "Hypersomnia with Periodic Respiration"［Title/Abstract］ OR "Sleep Disordered Breathing"［Title/Abstract］ OR OSAHS［Title/Abstract］ OR OSA［Title/Abstract］））AND（（"Bone Density"［Mesh］） OR （"Bone Densit*"［Title/Abstract］OR "Bone Mineral Densit*"［Title/Abstract］ OR "Bone Mineral Content*"［Title/Abstract］ OR osteoporosis*［Title/Abstract］OR "bone loss"［Title/Abstract］ OR "bone health"［Title/Abstract］ OR fracture*［Title/Abstract］ OR "bone fracture*"［Title/Abstract］ OR "broken bone*"［Title/Abstract］OR "bone mass"［Title/Abstract］））。

1.2 文獻納入和排除標準 納入標準：（1）研究對象：根據(jù)《阻塞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征診治指南（基層版）》［1］診斷為OSAHS的成人（年齡≥18歲）（OSAHS組），未診斷為OSAHS的成人（對照組）；（2）結局指標為骨代謝指標中的1項或多項。

排除標準：（1）動物實驗；（2）研究對象為圍絕經(jīng)期女性或合并基礎疾病者（包括惡性腫瘤、糖尿病、高血壓、心血管疾病、慢性肝病或腎?。唬?）研究對象有病理性骨折史、正在接受骨質疏松治療或服用可能影響骨代謝的藥物；（4）研究對象患有中樞性睡眠呼吸暫停低通氣綜合征、發(fā)作性睡病等其他睡眠疾?。唬?）重復文獻；（6）無法提供或獲得完整數(shù)據(jù)的文獻。

1.3 文獻篩選 由3位研究者獨立篩選文獻并交叉核對。首先根據(jù)檢索策略，在選定的數(shù)據(jù)庫篩出文獻并去重，然后根據(jù)納入和排除標準分兩輪完成篩選：第1輪通過閱讀標題與摘要進行篩選，第2輪通過閱讀全文進行篩選。在篩選過程中，如存在意見不一致，則咨詢第4位研究者，直至達成一致意見。

1.4 文獻質量評價 采用澳大利亞Joanna Briggs Institute（JBI）循證衛(wèi)生保健中心的工具對橫斷面研究進行質量評價［20］，該工具包含8個條目：（1）是否清晰界定了研究對象的納入標準？（2）是否詳細描述了研究對象及研究場所？（3）是否采用有效、可信的方法測評暴露因素？（4）是否采用客觀、標準的方法測評健康問題？（5）是否明確了混雜因素？（6）是否采取措施控制了混雜因素？（7）是否采用有效、可信的方法測評結局指標？（8）資料分析是否恰當？采用JBI循證衛(wèi)生保健中心的工具對類試驗性研究進行質量評價［21］，該工具包含9個條目：（1）是否清晰闡述了研究中的因果關系？（2）各組之間的基線是否具有可比性？（3）除了要驗證的干預措施，各組接受的其他措施是否相同？（4）是否設立了對照組？（5）是否在干預前后對結局指標進行了多維度測量？（6）隨訪是否完整，如不完整，是否報告失訪并采取措施處理？（7）是否采取相同的方式對各組研究對象的結局指標進行測量？（8）結局指標的測量方法是否可信？（9）資料分析方法是否恰當？

評價者對每個評價項目做出“是”“否”“不清楚”及“不適用”的判斷。由2位研究者獨自對所納入文獻進行評價，若評價意見不一致，則咨詢第3位研究者，最終達成一致意見。

1.5 數(shù)據(jù)提取 由3位研究者獨立開展數(shù)據(jù)提取工作。提取內容包括：作者、發(fā)表年份、研究人群特征（包括年齡、樣本量、OSAHS患病率、OSAHS診斷方法及標準）、骨代謝相關結局指標。對結果進行交叉核對，如有分歧，通過討論或咨詢第4位研究者解決。AHI是評價OSAHS嚴重程度的客觀指標，根據(jù)AHI可將OSAHS分為輕度（5次/h＜AHI≤15次/h）、中度（15次/h＜AHI≤30次/h）和重度（AHI＞30次/h）。

1.6 統(tǒng)計學方法 采用Stata 15.1軟件進行數(shù)據(jù)分析。計量資料采用標準化均數(shù)差值（standardized mean difference，SMD）做合并效應量。對于相關系數(shù)（r值）進行Meta分析時，不能直接使用原r值，需先進行Fisher's Z轉換［22］。采用下述公式（1～3）計算 Fisher's Z值和SE，進行Meta分析。再將Fisher's Z值轉化為r值（公式4）以綜合評價AHI與BMD、Ⅰ型膠原羥基端肽β降解產(chǎn)物（β-CTX）及Ⅰ型膠原N端前肽（P1NP）的相關性。以|r|判斷兩變量間的相關強度：|r|≥0.8提示極強相關，0.6≤|r|＜0.8提示強相關，0.4≤|r|＜0.6提示中度相關，0.2≤|r|＜0.4提示弱相關，0≤|r|＜0.2提示極弱相關或不相關。采用Q檢驗結合I2值判斷各研究間的異質性：若存在顯著異質性（I2≥50%或P＜0.05），則采用隨機效用模型；若無顯著異質性（I2＜50%且P＞0.05），則采用固定效應模型。采用敏感性分析檢驗結果的穩(wěn)定性；采用Egger's 檢驗檢測發(fā)表偏倚。檢驗水準α=0.05。對于無法進行Meta的文獻，采用文字匯總。

2 結果

2.1 文獻篩選結果 共檢索到3 784篇文獻，將其導入EndNote X9去重后得到2 702篇；閱讀標題和摘要后，將23篇文獻納入初篩；根據(jù)既定的納入和排除標準，對其進行進一步篩查，最終納入10篇［23-32］文獻。文獻篩選具體流程見圖1。

圖1 文獻檢索和篩選流程圖Figure 1 PRISMA flowchart for study selection

2.2 質量評價結果 根據(jù)JBI質量評價工具，9項橫斷面研究［23-31］在條目1～5上質量均較高，有4項未控制混雜因素，見表1。 1項類試驗性研究在條目1～9上質量均較高［32］。

表1 各研究質量評價結果Table 1 Quality appraisal of included studies

2.3 文獻基本特征 納入本研究的文獻發(fā)表于2015—2019年；樣本量60～126例，總樣本量為898例；研究對象均為男性，年齡29～73歲；OSAHS組653例，對照組245例；納入的10項研究中，9項為橫斷面研究［23-31］，1項為類試驗性研究［32］。除1項研究［31］對照組患有鼾癥，其余均未合并其他疾病，文獻基本特征見表2。

表2 文獻基本特征Table 2 Characteristics of included studies

2.4 BMD的組間差異及AHI與BMD的相關性

2.4.1 OSAHS組與對照組BMD的差異 納入的10項研究［23-32］均報告了OSAHS與BMD的組間差異。其中，1項研究［26］僅聚焦于股骨頸BMD；1項研究［28］僅聚焦于腰椎BMD；1項研究［31］報告了OSAHS組與對照組腰椎BMD的差值，發(fā)現(xiàn)OSAHS組BMD低于對照組。

2.4.1.1 腰椎 BMD 組間差異 共 8項研究［23-25，27-30，32］報告了OSAHS組和對照組腰椎BMD的組間差異，異質性檢驗提示，I2=87.2%，P＜0.001，故采用隨機效應模型進行Meta分析，結果顯示，OSAHS組腰椎BMD低于對照組，差異有統(tǒng)計學意義〔SMD（95%CI）=-1.758（-2.300，-1.217），P＜0.001〕，見圖2。敏感性分析提示結果較穩(wěn)?。簣D中豎線（z=-1.76）代表初始總效應量，每項研究對應的點代表刪除該研究后剩余研究的合并效應量，Egger's檢驗提示可能存在發(fā)表偏倚（P=0.027），見圖3。

圖2 腰椎BMD組間差異的Meta分析Figure 2 Meta-analysis of lumbar BMD difference between OSAHS and control groups

圖3 腰椎BMD組間差異的敏感性分析Figure 3 Sensitivity analysis for lumbar BMD difference between OSAHS and control groups

2.4.1.2 股骨頸 BMD 組間差異 共 8項研究［23-27，29-30，32］報告了OSAHS組和對照組股骨頸BMD的組間差異，異質性檢驗提示，I2=92.5%，P＜0.001，故采用隨機效應模型進行Meta分析，結果顯示，OSAHS組股骨頸BMD低于對照組，差異有統(tǒng)計學意義〔SMD（95%CI）=-1.260 （-1.949，-0.571），P＜0.001〕，見圖4。敏感性分析提示結果較穩(wěn)健，Egger's檢驗未發(fā)現(xiàn)發(fā)表偏倚（P=0.460），見圖5。

圖4 股骨頸BMD組間差異的Meta分析Figure 4 Meta-analysis of femoral neck BMD difference between OSAHS and control groups

圖5 股骨頸BMD組間差異的敏感性分析Figure 5 Sensitivity analysis for femoral neck BMD difference between OSAHS and control groups

2.4.2 AHI與BMD的相關性 共8項研究［24-27，29-32］報告了AHI與BMD的相關性，其中3項研究［25，29-30］發(fā)現(xiàn)AHI與BMD無相關性，1項研究［30］未報告相關系數(shù)，4項研究［24，27，31-32］發(fā)現(xiàn) AHI與BMD呈負相關，1項研究［26］發(fā)現(xiàn)AHI與BMD呈正相關。

2.4.2.1 AHI與腰椎BMD相關性分析 共6項研究［24-25，27，29，31-32］報告了AHI與腰椎BMD的r值，異質性檢驗提示，I2=89.5%，P＜0.001，采用隨機效應模型進行Meta分析，結果顯示，Summary Fisher's Z（95%CI）=-0.38（-0.64，-0.12），見圖6，將其換算為r值后的結果為〔r（95%CI）=-0.36（-0.57，-0.12），P=0.004〕，表明AHI與腰椎BMD呈負相關。敏感性分析提示結果較穩(wěn)健，Egger's檢驗未發(fā)現(xiàn)發(fā)表偏倚（P=0.394），見圖7。

圖6 AHI與腰椎BMD相關性的Meta分析Figure 6 Meta-analysis of correlation between AHI and lumbar BMD

圖7 AHI與腰椎BMD相關性的敏感性分析Figure 7 Sensitivity analysis for correlation between AHI and lumbar BMD

2.4.2.2 AHI與股骨頸BMD相關性分析 共6項研究［24-27，29，32］報告了AHI與股骨頸BMD之間的相關性，異質性檢驗提示，I2=96.1%，P＜0.001，故采用隨機效應模型進行Meta分析，結果顯示，Summary Fisher's Z（95%CI）=-0.30（-0.75，0.14），見圖8，將其換算為r值后的結果為〔r（95%CI）=-0.29（-0.63，0.14），P=0.180〕，表明AHI與股骨頸BMD無相關關系。敏感性分析提示結果較穩(wěn)健，Egger's檢驗未發(fā)現(xiàn)發(fā)表偏倚（P=0.316），見圖9。

圖8 AHI與股骨頸BMD相關性的Meta分析Figure 8 Meta-analysis of correlation between AHI and femoral neck BMD

圖9 AHI與股骨頸BMD相關性的敏感性分析Figure 9 Sensitivity analysis for correlation between AHI and femoral neck BMD

2.5 β-CTX、P1NP的組間差異及與AHI的相關性

2.5.1 β-CTX組間差異 共7項研究［24-30］對β-CTX進行了組間比較，異質性檢驗提示，I2=92.3%，P＜0.001，故采用隨機效應模型進行Meta分析，結果顯示，OSAHS組β-CTX高于對照組，差異有統(tǒng)計學意義〔SMD（95%CI）=0.803 （0.122，1.484），P=0.021〕，見圖10。敏感性分析提示結果較穩(wěn)健，Egger's檢驗未發(fā)現(xiàn)發(fā)表偏倚（P=0.282），見圖11。

圖10 β-CTX組間差異的Meta分析Figure 10 Meta-analysis of β-CTX difference between OSAHS and control groups

圖11 β-CTX組間差異的敏感性分析Figure 11 Sensitivity analysis for β-CTX difference between OSAHS and control groups

2.5.2 AHI與骨吸收標志物β-CTX相關性分析 共4項研究［25，27，29-30］報告了AHI與β-CTX的相關性，異質性檢驗提示，I2=0，P=0.529，采用固定效應模型進行Meta分析，結果顯示，Summary Fisher's Z（95%CI）=0.41（0.30，0.52），見圖12，將其換算為r值后的結果為〔r（95%CI）= 0.39（0.29，0.47），P＜0.001〕，表明AHI與β-CTX呈正相關。敏感性分析提示結果較穩(wěn)健。Egger's檢驗未發(fā)現(xiàn)發(fā)表偏倚（P=0.666），見圖13。

圖12 AHI與β-CTX相關性的Meta分析Figure 12 Meta-analysis of correlation between AHI and β-CTX

圖13 AHI與β-CTX相關性的敏感性分析Figure 13 Sensitivity analysis for correlation between AHI and β-CTX

2.5.3 P1NP組間差異 共6項研究［24-28，30］報道 OSAHS與P1NP的關系，異質性檢驗提示，I2=84.7%，P＜0.001，采用隨機效應模型進行Meta分析，結果顯示，OSAHS組P1NP高于對照組，差異有統(tǒng)計學意義〔SMD（95%CI）=0.820（0.318，1.321），P=0.001〕，見圖14。敏感性分析提示結果較穩(wěn)健，見圖15。Egger's檢驗未發(fā)現(xiàn)發(fā)表偏倚（P=0.296）。

圖14 P1NP組間差異的Meta分析Figure 14 Meta-analysis of P1NP difference between OSAHS and control groups

圖15 P1NP組間差異的敏感性分析Figure 15 Sensitivity analysis for P1NP difference between OSAHS and control groups

2.5.4 AHI與 P1NP 的相關性分析 共 3項研究［25，27，30］報告了AHI與P1NP的相關性，異質性檢驗提示，I2=68.8%，P=0.041，采用隨機效應模型進行Meta分析，結果顯示，Summary Fisher's Z（95%CI）=0.38（0.17，0.59），見圖 16，將其換算為r值后的結果為〔r（95%CI）=0.36（0.16，0.53），P＜0.001〕，表明AHI與P1NP呈正相關。敏感性分析提示結果較穩(wěn)健，見圖17。Egger's檢驗未發(fā)現(xiàn)發(fā)表偏倚（P=0.083）。

圖16 AHI與P1NP相關性的Meta分析Figure 16 Meta-analysis of correlations between AHI and P1NP

圖17 AHI與P1NP相關性的敏感性分析Figure 17 Sensitivity analysis for correlation between AHI and P1NP

2.6 OSAHS（或AHI）與成骨細胞分泌物及其他標志物的關系 共2項研究［27，32］發(fā)現(xiàn)AHI與核因子κB受體活化因子配體（RANKL）呈正相關（r=0.305，P＜0.05；r=0.327，P=0.012）、與骨保護素（OPG）呈負相關（r=-0.253，P＜0.05；r=-0.296，P=0.048）、與 OPG/RANKL比值呈負相關（r=-0.505，P＜0.05；r=-0.531，P＜0.01）。 由 于 可 納 入Meta分析的研究數(shù)量有限，故僅進行文字總結。另有2項研究［26，28］報道了AHI與25-羥維生素D的關系，均未發(fā)現(xiàn)相關性。

3 討論

本研究聚焦于未合并慢性疾病的中國人群，對OSAHS與骨代謝相關指標進行系統(tǒng)綜述發(fā)現(xiàn)：與對照組相比，OSAHS組的BMD顯著較低（包括腰椎和股骨頸BMD）、β-CTX和P1NP較高。此外，AHI與腰椎BMD呈負相關、與股骨頸BMD無相關性、與β-CTX和P1NP呈正相關。

3.1 OSAHS與BMD的關系 本研究發(fā)現(xiàn)，與對照組相比OSAHS組腰椎和股骨頸BMD均較低，這一結果與國內、外學者所開展的系統(tǒng)文獻綜述結果基本一致［13，33］。然而，AHI與BMD的相關性結果尚有爭議，本研究發(fā)現(xiàn)腰椎BMD與AHI相關，未發(fā)現(xiàn)股骨頸BMD與AHI的相關性，與國外一項系統(tǒng)綜述結果［33］一致。分析原因可能為：作為一個連續(xù)性指標，AHI可存在于正常人和OSAHS患者中，本研究中健康人群較低的AHI對BMD的影響可能更大，對陰性結果的產(chǎn)生有一定的影響。本綜述中，有一項研究發(fā)現(xiàn)AHI與股骨頸BMD呈正相關［26］，這與其他聚焦于AHI與股骨頸BMD相關性的研究結果相反［24-25，27，32］，將此研究結果納入?yún)R總分析可能抵消了剩余研究所發(fā)現(xiàn)的負相關關系，進而造成AHI與股骨頸BMD無相關性。此外，AHI與BMD的關系強度可能與所測部位（股骨頸比腰椎）不同有關，有待開展更多研究進行驗證。以上結果提示，患有OSAHS可能會影響患者的BMD。

3.2 OSAHS與β-CTX和P1NP的關系 本研究發(fā)現(xiàn)，AHI與β-CTX和P1NP呈正相關。國外一項綜述發(fā)現(xiàn)AHI與β-CTX間的相關性并不一致［33］。造成以上結果的主要原因可能是研究所采用的研究設計、病例和對照組的選擇有所不同。本研究通過Meta分析，量化了AHI與β-CTX的關系；此外，進行組間比較時也發(fā)現(xiàn)OSAHS組β-CTX和P1NP顯著高于對照組。以上結果與國外學者的報道基本一致，OSAHS患者β-CTX高于非OSAHS患者［34］。目前，關于OSAHS與P1NP關系的研究有限，國外的一項研究發(fā)現(xiàn)，P1PN在不同嚴重程度的OSAHS患者中有所不同，提示OSAHS可能與P1NP存在相關性［35］。β-CTX是一個骨吸收生物標志物，其水平越高表明破骨細胞活性越強；P1NP是一個骨形成標志物，其水平越高表明成骨細胞活性越強。以上結果提示，OSAHS可能會同時增強成骨細胞和破骨細胞的活性，但也許對于破骨細胞的作用更強，進而促進骨質疏松的發(fā)展。

3.3 OSAHS與成骨細胞分泌物的關系 本綜述對OSAHS與成骨細胞分泌物的關系進行總結發(fā)現(xiàn)，OSAHS組OPG/RANKL比值顯著低于對照組。OPG和RANKL均屬于成骨細胞分泌物，OPG具有抑制破骨細胞的作用，而RANKL具有促進破骨細胞的作用，二者的比值反映了破骨細胞活躍程度，OPG/RANKL比值越低，表明破骨細胞越活躍，越容易發(fā)生骨質疏松。OSAHS影響骨代謝的機制尚不明確。OSAHS導致的間歇性缺氧會使機體處于缺氧-復氧的波動中，從而引發(fā)氧化應激改變。氧化應激會使機體處于長期慢性炎癥狀態(tài)［35-36］；還可通過增加RANKL的表達激活RANKL信號，造成OPG/RANKL比值降低，進而使破骨細胞分化被激活，而成骨細胞的激活和礦化過程受到抑制，造成骨質流失增加［37］?；谝陨?，OSAHS可能通過影響成骨細胞分泌物的水平，促進骨質疏松的發(fā)展。目前，關于此方面的研究還十分有限。根據(jù)既往的一項綜述，OSAHS與各骨代謝標志物間的關系在歐美人群中尚不一致［33］。以上骨代謝標志物的收集（例如采樣和存儲）可能造成各研究的結果不具可比性［38］。

3.4 研究局限性 本綜述中，OSAHS的診斷和骨代謝相關指標均由客觀方法測定，排除了主觀偏倚。但是，本綜述存在以下局限性：首先，所納入文獻除1篇為類試驗性研究外，其余為橫斷面研究，無法進行因果推斷，所納入研究僅進行了一次采樣，無法捕捉到某些骨代謝指標的動態(tài)變化，為進一步闡明OSAHS與骨代謝指標之間的關系及潛在機制，今后的研究應考慮在不同時間點進行多次測量，包括在診斷為OSAHS之前、接受治療前及接受治療后。其次，為了排除混雜因素的影響，本綜述僅納入了單純患有OSAHS者，而不包含合并其他基礎疾病者（例如糖尿病、高血壓），研究結果不適用于已存在基礎疾病的患者，這限制了結果的外推性。再者，雖然本綜述未對性別進行限定，但最終納入的研究僅包含了男性；研究結果不適用于女性OSAHS患者。最后，本綜述可能存在一定的發(fā)表偏倚。

綜上，在未合并有其他疾病的中國人群中，OSAHS患者BMD較正常人群低，OSAHS也可能增加β-CTX和P1NP水平、而降低OPG/RANKL比值。以上結果提示，OSAHS可能通過促進骨吸收而降低BMD，進而導致骨質疏松或骨折的發(fā)生。這一發(fā)現(xiàn)為闡明OSAHS與骨代謝之間的關系提供了進一步證據(jù)。今后，有必要開展更多高質量研究，調查OSAHS與骨代謝的因果關系及潛在的病理生理機制。相關研究可采用縱向研究設計或干預性研究設計（例如可采用持續(xù)正壓通氣對OSAHS進行治療，同時觀察其對骨代謝指標的影響）。此外，為了排除性別對研究結果的混雜，今后可聚焦于女性，驗證OSAHS與骨代謝的關系。在臨床實踐中，應考慮采用相關篩查工具以早期識別可能存在OSAHS的患者，并鼓勵其積極尋求治療，這可能對預防骨代謝異常具有一定意義。

作者貢獻：牟云平進行研究設計和實施、文獻/資料收集整理、數(shù)據(jù)提取、文章撰寫與修訂；魏曉雪進行研究設計和實施、文獻/資料收集整理、數(shù)據(jù)提取、統(tǒng)計學分析及結果撰寫、文章修訂；薩吉旦木·卡地爾參與研究實施，進行文獻/資料收集整理、數(shù)據(jù)提??；朱大喬對文章內容進行評閱、指導；石長貴對文章的知識性內容提供指導；朱冰倩進行研究設計及評閱、研究經(jīng)費獲取、質量控制和審校修訂、對文章整體負責。

本文無利益沖突。