מחקר תצפיתי חתך זה בחן האם עובי שומן תת-עורי בבטן, שנמדד בתמונות CT קיימות, קשור לסיכון לדום נשימה בשינה חסימתי על בסיס STOP-BANG. לא נצפתה שום הקשר מובהק בין עובי השומן שנמדד ב-CT לבין ציוני STOP-BANG.
מאמר מחקר
עובי שומן תת-עורי בבטן כפי שנמדד בטומוגרפיה ממוחשבת והסיכון לדום נשימה חסום בשינה: מחקר תצפיתי חתכי
במאמר זה
סיכום
תקציר
מחקר זה בחן האם עובי השומן התת-עורי באזור הטבור (USFT), שנמדד באופן מזדמן בתמונות סיቲ (CT) של הבטן שהתקבלו מסיבות קליניות, היה קשור לסיכון לדום נשימה חסום בשינה (OSA) לפני ובמהלך הניתוח, כפי שהוערך באמצעות שאלון STOP-BANG. במחקר תצפיתי חתכי זה, 64 משתתפים בוגרים מילאו את שאלון STOP-BANG, ו-USFT נמדד בתמונות CT קיימות של הבטן באמצעות פרוטוקול סטנדרטי. קשרים בין USFT למשתנים רציפים הוערכו באמצעות מתאם Spearman, בעוד שהשוואות בין קטגוריות הסיכון של STOP-BANG בוצעו באמצעות מבחן Kruskal–Wallis. רגרסיה לוגיסטית גששית שימשה להערכת הקשר בין USFT לסיכון גבוה לפי STOP-BANG לאחר התאמה לגיל. לא נצפה מתאם מובהק בין USFT לציון STOP-BANG (ρ = 0.142, p = 0.264), ו-USFT לא היה שונה באופן מובהק בין קטגוריות הסיכון של STOP-BANG (p = 0.677). USFT היה גבוה באופן מובהק בקרב משתתפים שדיווחו על נחירות (p = 0.026) והראה מתאמים חיוביים עם מדד מסת הגוף (BMI; ρ = 0.663, p < 0.001) והיקף הצוואר (ρ = 0.544, p < 0.001). USFT לא היה קשור באופן מובהק לסיכון גבוה לפי STOP-BANG לאחר התאמה לגיל. באופן כללי, USFT שנמדד ב-CT לא היה קשור לסיכון ל-OSA המבוסס על STOP-BANG במחקר זה. נדרשים מחקרים רחבים יותר הכוללים אישור ל-OSA באמצעות פוליסומנוגרפיה (PSG) ואנליזות רב-משתניות בעלות עוצמה סטטיסטית מספקת כדי לקבוע את התפקיד הפוטנציאלי של מדדי השמנה הנגזרים מ-CT בהערכת סיכון ל-OSA לפני ובמהלך הניתוח.
מבוא
OSA (דום נשימה חסימתי בשינה) היא הפרעת נשימה הקשורה לשינה, המאופיינת בחסימה חוזרת ונשנית של דרכי הנשימה העליונות במהלך השינה, המובילה להיפוקסיה לסירוגין, להיפרקפניה ולפרגמנטציה של השינה1. OSA קשורה לתחלואה נלווית קרדיווסקולרית ומטבולית כאחד, והיא מהווה דאגה פרי-אופרטיבית מרכזית מכיוון שהיא מגבירה את הסיכון לאוורור קשה באמצעות מסכה, לאינטובציה טרכאלית קשה ולסיבוכים נשימתיים לאחר ניתוח2,3. למרות הרלוונטיות הקלינית שלה, OSA נותרת לעיתים קרובות לא מאובחנת בקרב מטופלים כירורגיים, מה שהופך את סיווג הסיכונים הפרי-אופרטיבי הפרגמטי לחיוני.
השמנה היא תורמת מרכזית לסיכון ל-OSA דרך מנגנונים הכוללים שינוי במכניקה של דרכי הנשימה העליונות, תגובתיות מופחתת של שרירי הלעיית, והשפעות דלקתיות-מטבוליות הקשורות לתפקוד לקוי של רקמת שומן3,4. בעוד ש-PSG הואe gold standard האבחנתי, גישה מוגבלת, זמני המתנה ומגבלות היתכנות במהלך אשפוזים כירורגיים דחופים מחייבים לעיתים קרובות שימוש בכלי סינון במקום בדיקות שינה אובייקטיביות בזרימות העבודה הפרי-אופרטיביות השגרתיות1,5. בין כלים אלו, שאלון STOP-BANG נמצא בשימוש נרחב בשל פשטותו ורגישותו הגבוהה. הניקוד משלב שמונה פרמטרים — נחירות, נמנומי יום, דום נשימה שנצפה, יתר לחץ דם, BMI, גיל, היקף צוואר ומין — כדי לסווג מטופלים לקטגוריות סיכון ל-OSA6,7.
עובי השומן התת-עורי הטבילי (USFT), כאינדיקטור להשמנת בטן, עשוי להשפיע על החומרה והסיבוכים של OSA באמצעות הצטברות מוגברת של שומן בבטן3,8. CT היא שיטה נפוצה להערכת רקמת שומן בבטן, המספקת דיוק ושחזוריות גבוהים במדידת השומן. מחקרים קודמים דיווחו על מתאמים חזקים בין מדידות שומן תת-עורי ושומן ויסרלי המבוססות על CT לבין פרמטרים אנתרופומטריים9. עם זאת, לא ברור האם מדידת USFT שבוצעה באופן אקראי ב-CT בטן מספקת מידע נוסף ביחס לסיווג סיכוני OSA פרי-אופרטיביים המבוסס על STOP-BANG.
לפיכך, מחקר זה נועד לבחון האם USFT, שנמדד באופן אופורטוניסטי על גבי תמונות CT בטניות קיימות שהתקבלו מסיבות קליניות, קשור לסיכון ל-OSA כפי שהוערך באמצעות שאלון STOP-BANG בחולים כירורגיים מבוגרים. החדשנות במחקר זה טמונה בשימוש בתמונות CT בטניות שהושגו באופן שגרתי כדי לכמת את ה-USFT ללא חשיפה נוספת לדימות. השערתנו הייתה כי USFT גבוה יותר כפי שנמדד ב-CT יהיה קשור לציוני STOP-BANG גבוהים יותר ולסיכון מוגבר ל-OSA.
פרוטוקול
מחקר תצפיתי זה, שהיה במבנה של חיתוך רוחבי, אושר על ידי ועדת האתיקה של בית החולים העירוני אנקרה בילקנט (תאריך אישור: 9 באפריל 2025; מספר אישור: TABED-1-25-1200). כל ההליכים בוצעו בהתאם לסטנדרטים האתיים של ועדת המחקר המוסדית ו/או הלאומית, ולהצהרת הלסינקי משנת 1964 ותיקוניה המאוחרים או לסטנדרטים אתיים דומים. הסכמה מושכלת התקבלה מכל המשתתפים האישיים שנכללו במחקר. גיוס משתתפים, הליכי הסכמה מושכלת, הערכות STOP-BANG או כל איסוף נתונים אחר הספציפי למחקר לא בוצעו לפני קבלת האישור הרשמי מוועדת האתיקה.
מבנה המחקר ומשתתפים
מחקר זה נערך בין ה-10 באפריל 2025 ל-30 ביוני 2025. מטופלים בוגרים (≥18 שנים) שעברו בדיקת CT בטן מהסיבות הקליניות במחלקה לכירורגיה כללית היו זכאים להשתתפות. ההתוויות הקליניות ל-CT כללו כאבים בבטן, חשד לממאירות וטראומה. ציוני STOP-BANG נלקחו באותו היום של בדיקת ה-CT, כדי להבטיח ששתי ההערכות שיקפו את אותה תקופה קלינית. לא בוצעו בדיקות CT נוספות במיוחד עבור מחקר זה. קריטריוני ההדרה היו גיל <18 שנים, הריון, סירוב להשתתף, היעדר תמונות CT בטן מתאימות, ניתוח בטן קודם שעלול להפריע למדידות שומן מדויקות, או נתונים קליניים חסרים. לא בוצעו בדיקות דימות או הליכים אבחנתיים נוספים למטרות המחקר; כל בדיקות ה-CT הושגו כחלק מהטיפול הקליני השגרתי. תהליך סינון ובחירת המשתתפים מסוכם ב-איור 1.
איור 1תרשים זרימת מטופלים. תרשים הזרימה ממחיש את תהליך בחירת המחקרים, כולל מספר המטופלים שנסרקו, סיבות להדרה, המספר הסופי של המשתתפים שנכללו בניתוח והתפלגותם בין קטגוריות הסיכון של STOP-BANG. קבוצות הסיכון הסופיות כללו משתתפים בסיכון נמוך (n = 20), סיכון בינוני (n = 24) וסיכון גבוה (n = 20). מכיוון שזהו תרשים זרימה תיאורי של מטופלים ולא דמות נתונים סטטיסטית, פסי שגיאה ובדיקות מובהקות סטטיסטית אינן רלוונטיות. קיצורים: USFT, עובי שומן תת-עורי בטבור; n, מספר משתתפים. אנא לחצו כאן כדי להציג גרסה גדולה יותר של איור זה.
נתונים קליניים ואנתרופומטריים
נאספו נתונים דמוגרפיים ואנתרופומטריים, כולל גיל, מין, גובה, משקל, BMI והיקף צוואר. היקף הצוואר נמדד באמצעות סרט מדידה גמיש ולא אלסטי כאשר המשתתף במצב זקוף והראש במנח ניטרלי. המדידה בוצעה בגובה הבליטה הגרונית (סחוס התריס). המדידות נרשמו ברמת דיוק של 0.1 cm. בוצעו שלוש מדידות והערך הממוצע שימש לניתוח. היקף צוואר של >40 cm נחשב כחיובי עבור קריטריון ה-STOP-BANG. סטטוס של יתר לחץ דם ותשובות לשאלון STOP-BANG נאספו במועד הגיוס. ציון ה-STOP-BANG חושב על בסיס שמונה מרכיבים: נחירות, עייפות במהלך היום, הפסקות נשימה שנצפו על ידי אחרים, יתר לחץ דם, BMI > 35 kg/m2, גיל > 50 שנים, היקף צוואר >40 cm ומין זכר6,7.
מדידה של USFT מבוססת CT
כל בדיקות ה-CT בוצעו באמצעות סורק CT רב-גלאים בעל 128 פרוסות. פרמטרי הדמיя היו כדלקמן: מתח השפוע, 120 kV; מודולציית זרם שפוע אוטומטית, 200–420 mA; זמן סיבוב, 0.6 s; pitch, 1.375; כיסוי גלאים, 40.0 mm; עובי פרוסות רכישה, 3.75 mm; עובי פרוסות שחזור, 1.25 mm באמצעות גרעין שחזור סטנדרטי לרקמות רכות; ואורך שולחן, 2000 mm. המדידות בוצעו על גבי תמונות ללא חומר ניגוד או תמונות עם חומר ניגוד, מכיוון שגבולות רקמת השומן התת-עורית ניתנים להבחנה בבירור ללא קשר למתן חומר ניגוד. הערכות התמונות בוצעו באמצעות תוכנת ProHIMS PACS Viewer (גרסה 2024.5.0) עם הגדרות חלון סטנדרטיות לרקמות רכות בבטן (רוחב חלון, 400 HU; רמת חלון, 40 HU). כדי למזער שונות בין בוחנים, כל הערכות התמונות בוצעו על ידי רדיולוג יחיד עם ניסיון של יותר מ-10 שנים בפירוש CT של הבטן. המדידות הופקו מתמונות CT קיימות ללא חשיפה נוספת לקרינה.
את ה-USFT מדדו בחתכים אקסיאליים של CT בגובה הטבור. את גובה הטבור המדויק קבעו על ידי זיהוי נקודת הסימן האנטומית של צלקת הטבור בדופן הבטן הקדמית. המדידות בוצעו על פי פרוטוקול סטנדרטי על ידי חישוב המרחק בין פני העור לבין נטרפ ה-rectus הקדמי (פסציית השריר). כפי שתואר בפרוטוקול מוקדם יותר, המדידות בוצעו בשלושה חתכים אקסיאליים עוקבים בגובה זה, והערכים הומרחקו לממוצע לצורך הניתוח הסופי.
הרדיולוג המבצע את ההערכה היה מסווג (blinded) לתוצאות מדד ה-STOP-BANG של המשתתפים ולתוצאותיהם הקליניות במהלך ניתוח הדמויות. כדי להעריך את המהימנות התוך-צופה (intra-observer reliability), תת-קבוצה אקראית של 20 סריקות CT נותחה מחדש על ידי אותו רדיולוג מסווג. המהימנות הוערכה באמצעות מקדם מתאם תוך-מעמדי (ICC). מהימנות המדידה התוך-צופה הייתה טובה, עם ICC של 0.79. דוגמה מייצגת של טכניקת המדידה מוצגת ב-איור 2.
איור 2. מדידה מייצגת של עובי השומן התת-עורי הטבילאי בתמונת טומוגרפיה ממוחשבת של הבטן. תמונת טומוגרפיה ממוחשבת (CT) אקסית מייצגת בגובה הטבילה מדגימה את מדידת עובי השומן התת-עורי הטבילאי (USFT). קליבר המדידה האנכי מציין את המרחק הניצב בין פני העור הקדמיים לבין נרתיק השריר הרקטי הקדמי (פציה של השריר). התמונה מייצגת פרוסה אקסית אחת של משתתף אחד וממחישה את טכניקת המדידה בלבד. לצורך ניתוח המחקר, USFT נמדד בשלוש פרוסות אקסיות רצופות בגובה הטבילה, והממוצע של שלוש המדידות שימש כערך ה-USFT הסופי. R, ימין; L, שמאל; CT, טומוגרפיה ממוחשבת; USFT, עובי השומן התת-עורי הטבילאי. אנא לחצו כאן להצגת גרסה גדולה יותר של איור זה.
תוצאות וסיווג סיכונים לפי STOP-BANG
התוצאה העיקרית הייתה הקשר בין USFT לבין מדד STOP-BANG. מדדי STOP-BANG נותחו הן כמשתנה רציף והן כקבוצות סיכון קטגוריות: סיכון נמוך (0–2), סיכון בינוני (3–4) וסיכון גבוה (≥5)7. נקודת החיתוך ≥5 נבחרה לסיווג כסיכון גבוה מכיוון שהיא מספקת סגוליות גבוהה יותר וקשורה באופן חזק יותר ל-OSA בדרגה בינונית עד חמורה, דבר שרלוונטי במיוחד בהקשר הפרי-אופרטיבי.
שיקולים לגבי גודל המדגם
גודל מדגם המחקר (n = 64) נקבע על בסיס ההיתכנות בתוך תקופת המחקר. בהינתן המידע המוקדם המוגבל על הקשר בין USFT הנגזר מ-CT לבין מדד STOP-BANG, המחקר תוכנן כניתוח גשש ומייצר היפותזות, ולא כמחקר מאשש בעל עוצמה סטטיסטית לגילוי גודלי אפקט קטנים. בהתאם לכך, הממצאים פורשו תוך דגש על הערכות האפקט והרלוונטיות הקלינית ולא רק על מובהקות סטטיסטית.
ניתוח סטטיסטי
ניתוחים סטטיסטיים בוצעו באמצעות Python (גרסה 3.10.12), עם pandas (גרסה 1.5.3), SciPy (גרסה 1.10.1), ו-statsmodels (גרסה 0.14.0). Matplotlib (גרסה 3.7.1) ו-seaborn (גרסה 0.12.2) שימשו לוויזואליזציה של הנתונים. נורמליות של משתנים רציפים הוערכה באמצעות מבחן Shapiro–Wilk. משתנים בעלי התפלגות נורמלית הוצגו כממוצע ± סטיית תקן, בעוד שמשתנים בעלי התפלגות לא נורמלית הוצגו כחציון (מינימום–מקסימום, טווח בין-רבעוני [IQR]).
השוואות בין הקבוצות בשלוש קטגוריות הסיכון של STOP-BANG הוערכו באמצעות מבחן Kruskal–Wallis. בנוסף, הוערך הקשר בין USFT לבין מרכיבים בודדים של שאלון STOP-BANG: מבחן Mann–Whitney U הוחל על משתנים קטגוריאליים דיכוטומיים, וב mối correlation של Spearman שימש עבור משתנים רציפים.
מודלים של רגרסיה לוגיסטית שימשו להערכת הקשר בין USFT לבין סיכון גבוה ל-OSA המבוסס על STOP-BANG. המשתנה התלוי בכל המודלים היה סיכון גבוה בבינארי לפי STOP-BANG, שהוגדר באופן קשיח כציון ≥5. לאור מספרם המוגבל של מקרי הסיכון הגבוה המאוששים (n = 20), נמנעה רגרסיה לוגיסטית רב-משתנית קונבנציונלית עם מספר משתנים נלווים כדי לצמצם התאמת יתר (overfitting). במקום זאת, מודל רגרסיה לוגיסטית סטנדרטי מינימלי כלל במפורש רק שני משתנים בלתי תלויים: USFT וגיל. יתרה מכך, בוצעה רגרסיה לוגיסטית עם ענישה מסוג L2 (Ridge) תוך שימוש באותם משתנים תלויים ובלתי תלויים. עבור המודל המוענש, פרמטר הרגולריזציה (alpha) נקבע ל-1.0 כדי להחיל ענישה סטנדרטית, המצמצמת את המקדמים כדי למנוע שונות קיצונית. חושבו יחסי סיכויים (ORs) עם רווחי סמך (CIs) של 95%. ערך p-value <0.05 נחשב למשמעותי סטטיסטית עבור כל הניתוחים.
תוצאות
מבנה המחקר והמשתתפים
במהלך תקופת המחקר, נבדקו 115 מטופלים שהגיעו עם אינדיקציות קליניות רלוונטיות, כולל כאבי בטן, חשד לממאירות או טראומה, כדי לבחון את התאמתם למחקר. שלושה מטופלים הוצאו מהמחקר עקב הריון ולא עברו סריקת CT. מבין שאר המטופלים, 24 הוצאו משום שלא הייתה זמינה תמונת CT בטן מתאימה מבחינה קלינית. 24 מטופלים נוספים הוצאו בשל סירוב להשתתף או להשלים את שאלון STOP-BANG (n = 10), ניתוח בטן קודם (n = 8), או נתונים קליניים חסרים (n = 6). כתוצאה מכך, 64 מטופלים גויסו ונכללו בניתוח הסופי (איור 1).
סך של 64 משתתפים נכללו בניתוח, הכוללים 32 נשים (50.0%) ו-32 גברים (50.0%). הגיל החציוני היה 60 שנים (טווח, 22–85 שנים). היקף הצוואר הממוצע היה 38.44 ± 2.68 cm, וה-BMI החציוני היה 25.4 kg/m2 (טווח, 14.9–51.4 kg/m2). מדד ה-STOP-BANG החציוני היה 4 (טווח, 0–7), וה-USFT החציוני היה 25.07 mm (טווח, 11.85–53.28 mm). המאפיינים הדמוגרפיים, האנתרופומטריים והקליניים בבסיס מסוכמים בטבלה 1.
| משתנה | N = 64 |
| גיל (years), חציון (min–max; IQR) | 60.0 (22–85; 18.0) |
| גובה (cm), ממוצע ± SD | 166.11 ± 8.3 |
| משקל (kg), חציון (min–max; IQR) | 70.0 (38–145; 21.25) |
| BMI (kg/m²), חציון (min–max; IQR) | 25.4 (14.9–51.4; 6.95) |
| היקף צוואר (cm), ממוצע ± SD | 38.44 ± 2.68 |
| מדד STOP-BANG (0–8), חציון (min–max; IQR) | 4.0 (0–7; 3) |
| USFT (mm), חציון (min–max; IQR) | 25.07 (11.85–53.28; 12.22) |
| מין, n (%) | |
| זכר | 32 (50.0) |
| נקבה | 32 (50.0) |
| יתר לחץ דם, n (%) | |
| כן | 28 (43.8) |
| לא | 36 (56.3) |
| נחירות, n (%) | |
| כן | 51 (79.7) |
| לא | 13 (20.3) |
| עייפות, n (%) | |
| כן | 41 (64.1) |
| לא | 23 (35.9) |
| דום נשימה נצפה, n (%) | |
| כן | 1 (1.6) |
| לא | 63 (98.4) |
טבלה 1: מאפיינים דמוגרפיים וקליניים של המשתתפים במחקר. מוצגים מאפיינים דמוגרפיים, אנתרופומטריים וקליניים של 64 המשתתפים שנכללו בניתוח הסופי. משתנים רציפים מדווחים כממוצע ± סטיית תקן (SD) או חציון (מינימום–מקסימום; טווח בין-רבעוני [IQR]), לפי העניין, ומשתנים קטגוריאליים מדווחים כמספר (אחוז). BMI, מדד מסת הגוף; USFT, עובי השומן התת-עורי בטבור; SD, סטיית תקן; IQR, טווח בין-רבעוני; min, מינימום; max, מקסימום; n, מספר המשתתפים.
טבלה 1 מציגה את המאפיינים הדמוגרפיים, האנתרופומטריים והקליניים הבסיסיים של קבוצת המחקר (n = 64). משתנים קטגוריאליים כוללים את המין ותגובות קליניות בינאריות (כן/לא) עבור יתר לחץ דם, נחירות, עייפות במהלך היום ואפניאה שנצפתה. משתנים רציפים בעלי התפלגות נורמלית (גובה והיקף צוואר) מוצגים כממוצע ± SD. משתנים רציפים שאינם בעלי התפלגות נורמלית (גיל, משקל, BMI, ציון STOP-BANG ו-USFT) מוצגים כחציון (מינימום–מקסימום; IQR). משתנים קטגוריאליים מוצגים כ-n (%). כיוון שטבלה 1 מציגה סטטיסטיקה תיאורית בסיסית, לא בוצעו מבחנים סטטיסטיים השוואתיים, וערכי p אינם רלוונטיים.
נתונים קליניים ואנתרופומטריים
לא נצפתה מתאם מובהק סטטיסטית בין מדד STOP-BANG לבין USFT (Spearman’s ρ = 0.142, p = 0.264). באופן דומה, ה-USFT לא נבדל באופן מובהק בין קטגוריות הסיכון הנמוך, הבינוני והגבוה של מדד STOP-BANG (Kruskal–Wallis H = 0.781, p = 0.677). קטגוריות הסיכון המאושרות הסופיות כללו 20 משתתפים (31.3%) בסיכון נמוך, 24 (37.5%) בסיכון בינוני, ו-20 (31.3%) בסיכון גבוה (איור 1 ו-טבלה 2).
| משתנה | n (%) | ניתוח | חציונ (IQR) | סטטיסטיקת מבחן | ערך p | גודל אפקט |
| ציון STOP-BANG | 64 (100) | מתאם ספירמן | 4.0 (2.0–5.0) | ρ = 0.142 | 0.264 | — |
| קטגוריית סיכון STOP-BANG | 64 (100) | מבחן קרוסקל-וואליס | — | H = 0.781 | 0.677 | — |
| סיכון נמוך (0–2) | 20 (31.3) | — | 23.7 (19.6–32.4) | — | — | — |
| סיכון בינוני (3–4) | 24 (37.5) | — | 26.6 (20.4–34.8) | — | — | — |
| סיכון גבוה (≥5) | 20 (31.3) | — | 25.3 (22.4–30.2) | — | — | — |
| נחירה | 64 (100) | מבחן Mann–Whitney U | — | U = 198.0 | 0.026 | 0.278 |
| לא | 13 (20.3) | — | 20.0 (16.3–27.5) | — | — | — |
| כן | 51 (79.7) | — | 25.3 (21.2–36.1) | — | — | — |
| עייפות | 64 (100) | מבחן Mann–Whitney U | — | U = 471.0 | 1 | 0.001 |
| לא | 23 (35.9) | — | 24.1 (20.0–32.6) | — | — | — |
| כן | 41 (64.1) | — | 25.3 (20.9–31.3) | — | — | — |
| יתר לחץ דם | 64 (100) | מבחן Mann–Whitney U | — | U = 497.0 | 0.93 | 0.012 |
| לא | 36 (56.3) | — | 24.9 (19.9–32.6) | — | — | — |
| כן | 28 (43.8) | — | 25.1 (21.1–30.4) | — | — | — |
| מין | 64 (100) | מבחן Mann–Whitney U | — | U = 546.0 | 0.653 | 0.057 |
| נקבה | 32 (50.0) | — | 25.1 (20.2–33.1) | — | — | — |
| זכר | 32 (50.0) | — | 24.9 (20.6–29.9) | — | — | — |
| גיל (שנים) | 64 (100) | מתאם ספירמן | 60.0 (52.0–70.0) | ρ = −0.067 | 0.6 | — |
| BMI (kg/m²) | 64 (100) | מתאם ספירמן | 25.4 (22.5–29.5) | ρ = 0.663 | <0.001 | — |
| היקף צוואר (cm) | 64 (100) | מתאם ספירמן | 39.0 (36.8–40.0) | ρ = 0.544 | <0.001 | — |
טבלה 2: ניתוח סטטיסטי של הקשרים בין עובי השומן התת-עורי הטביליאלי לבין מדד STOP-BANG ומרכיביו. קשרים בין USFT למשתנים רציפים הוערכו באמצעות מתאם דרגות של Spearman. הבדלים ב-USFT בין קבוצות דיכוטומיות הוערכו באמצעות מבחן Mann–Whitney U, והבדלים בין שלוש קטגוריות הסיכון של STOP-BANG הוערכו באמצעות מבחן Kruskal–Wallis. עבור השוואות קטגוריות, הערכים בעמודת Median (IQR) מייצגים USFT במילימטרים; עבור ניתוחים של משתנים רציפים, הערכים מייצגים את המשתנה המתאים. מובהקות סטטיסטית הוגדרה כ-p < 0.05. BMI, מדד מסת הגוף; IQR, טווח בין-רבעוני; USFT, עובי השומן התת-עורי הטביליאלי; U, סטטיסטיקה של מבחן Mann–Whitney U; H, סטטיסטיקה של מבחן Kruskal–Wallis; ρ, מקדם מתאם דרגות של Spearman; n, מספר המשתתפים.
ערכי ה-USFT היו גבוהים באופן משמעותי בקרב משתתפים שדיווחו על נחירות בהשוואה לאלו שלא (U = 198.0, p = 0.026). לעומת זאת, לא נצפו קשרים מובהקים בין USFT לבין עייפות במהלך היום (U = 471.0, p = 1.000), יתר לחץ דם (U = 497.0, p = 0.930), מין (U = 546.0, p = 0.653) או גיל (ρ = −0.067, p = 0.600). נמצאו מתאמים חיוביים בין USFT לבין BMI (ρ = 0.663, p < 0.001) ובין USFT לבין היקף הצוואר (ρ = 0.544, p < 0.001). הקשרים בין USFT לבין מדד STOP-BANG ומרכיביו מסוכמים ב- טבלה 2.
טבלה 2 מציגה את ההערכה הסטטיסטית של הקשרים בין USFT לבין משתנים דמוגרפיים, אנתרופומטריים וקליניים, כולל ציון STOP-BANG הכולל. גודל המדגם הכולל היה n = 64. הניתוחים הקטגוריאליים כללו קטגוריות סיכון של STOP-BANG (סיכון נמוך, 0–2; סיכון בינוני, 3–4; סיכון גבוה, ≥5), משתנים קליניים בינאריים (כן/לא עבור נחירות, עייפות במהלך היום ויתר לחץ דם), ומגדר (נקבה/זכר). דום נשימה שנצפה הושמט מהניתוח ההשוואתי בשל חוסר האיזון הקיצוני בין הקבוצות (n = 1 עבור "כן"). פיזור הנתונים עבור משתנים רציפים שאינם בעלי התפלגות נורמלית מוצג כחציונה (IQR). עבור משתנים רציפים (גיל, BMI, היקף צוואר וציון STOP-BANG) נעשה שימוש במתאם דרגות של Spearman, להשוואה בין שלוש קטגוריות הסיכון של STOP-BANG נעשה שימוש במבחן Kruskal–Wallis, ועבור משתנים קטגוריאליים דיכוטומיים נעשה שימוש במבחן Mann–Whitney U. גדלי אפקט מדווחים היכן שרלוונטי. מובהקות סטטיסטית הוגדרה כ-p < 0.05.
תוצאות וסיווג סיכון לפי STOP-BANG
עשרים משתתפים (31.3%) סווגו כבעלי סיכון גבוה ל-OSA על בסיס ציון STOP-BANG ≥5. סיווג סיכון גבוה זה עולה בקנה אחד עם התפלגות קבוצות הסיכון הסופית המוצגת ב-איור 1 וב-טבלה 2.
ניתוח סטטיסטי
בשל מספרם המוגבל של המקרים בסיכון גבוה, ניתוחים רב-משתנים גששים הוגבלו למודלים מינימליים של רגרסיה לוגיסטית עם תיקון לגיל ועם ענישת L2. במודל הרגרסיה הלוגיסטית המינימלי עם תיקון לגיל, USFT לא נמצאה קשורה לסיכון גבוה ל-OSA המבוסס על STOP-BANG (OR = 1.00, 95% CI, 0.95–1.06; p = 0.936). מודל הרגרסיה הלוגיסטית עם ענישת L2 הניב תוצאה עקבית (OR = 0.98, 95% CI, 0.93–1.04; p = 0.472). מבין 64 המשתתפים, 20 (31.3%) עברו ניתוח לבקעה בבטן.
באופן כללי, USFT לא נמצא קשור באופן מובהק למדד STOP-BANG או לקטגוריות הסיכון של STOP-BANG. ערכי USFT היו גבוהים באופן מובהק בקרב משתתפים שדיווחו על נחירות והיו במתאם חיובי עם BMI והיקף הצוואר; עם זאת, הוא לא נמצא קשור לסיכון גבוה ל-OSA על בסיס STOP-BANG לאחר התאמה לגיל בניתוח רגרסיה גשש. ממצאים אלו אינם תומכים בהשערת המחקר לפיה USFT גבוה יותר כפי שנמדד ב-CT יהיה קשור למדדי STOP-BANG גבוהים יותר ולסיכון מוגבר ל-OSA על בסיס STOP-BANG.
זמינות נתונים:
ערכת הנתונים ברמת המשתתף, לאחר הסרת פרטים מזהים, ששימשה לאנליזות הסופיות, מסופקת עם מאמר זה כקובץ נתונים משלים 1 (Supplementary Data File 1). ערכת הנתונים של המחקר וקוד האנליזה הופקדו גם ב-Zenodo (DOI: 10.5281/zenodo.21969483); הגישה לקבצים שהופקדו מוגבלת כעת. ערכת הנתונים המשלימה המלווה מאמר זה מייצגת את ערכת הנתונים הסופית והמאומתת ברמת המשתתף ששימשה לאנליזות המדווחות.
קובץ נתונים משלים 1. מערך נתונים ברמת המשתתף ללא פרטים מזהים ששימש בניתוחי המחקר. הקובץ מכיל נתונים עבור 64 המשתתפים שנכללו בניתוח הסופי. המשתנים כוללים גיל, מין, גובה, משקל, מדד מסת הגוף (BMI), מצב של יתר לחץ דם, נחירות, עייפות, דהפניאה נצפית, היקף צוואר, קריטריון היקף הצוואר של STOP-BANG כמשתנה דיכוטומי (>40 cm), ציון STOP-BANG ועובי שומן תת-עורי בטביליות (USFT). משתנים בינאריים מקודדים כפי שמצוין בכותרות העמודות. מערך הנתונים אינו כולל ערכים חסרים עבור המשתנים המופיעים בקובץ זה. אנא לחצו כאן להורדת קובץ זה.
דיון
במחקר תצפיתי חתך זה, לא נצפתה השארה מובהקת סטטיסטית בין USFT שנמדד ב-CT לבין מדד STOP-BANG או קטגוריות הסיכון ל-OSA המבוססות על STOP-BANG. היעדר קשר זה נשמר גם לאחר התאמה לגיל, מה שמרמז כי USFT לבדו עשוי שלא לשקף באופן מספק את הסיכון ל-OSA באוכלוסיית מחקר זו. עם זאת, USFT נמצא קשור באופן מובהק ל-BMI ולהיקף הצוואר, מה שתומך בקשרו להשמנה כללית ולהשמנה של פלג הגוף העליון. הקשר לנחירות עשוי להצביע גם על קשר בין השמנה תת-עורית למרכיבים בודדים של הסיכון ל-OSA, אם כי יש לפרש ממצא זה בזהירות. תוצאות אלו עולות בקנה אחד עם טבעה הרב-גורמי של OSA, שבה גורמים אנטומיים, מטבוליים ודמוגרפיים תורמים לסיכון למחלה, ולא מדד בודד של השמנה. מחקר זה העריך את הקשר בין שני מדדים עקיפים: עובי שומן תת-עורי המבוסס על CT ומדד סיכון ל-OSA המבוסס על שאלון, STOP-BANG. לפיכך, יש לפרש את הממצאים כמשקפים חפיפה בין מבני המדידה ולא כניבוי אמיתי של המחלה.
במחקר זה לא בוצעה PSG, ו-OSA הוערכה באמצעות שאלון STOP-BANG. למרות ש-STOP-BANG הוא כלי סריקה נפוץ שעשוי לשמש כהערכת מיון כאשר הגישה ל-PSG מוגבלת, הוא אינו אמור להחליף בדיקות שינה אובייקטיביות. הסגוליות המוגבלת שלו עלולה להוביל לסיווג שגוי ולהחליש את הקשר הנצפה בין USFT לבין OSA המאובחנת באופן אובייקטיבי1,5,10. לפיכך, יש לפרש את הממצאים הנוכחיים כהערכה של הקשר החתך (cross-sectional) בין USFT לבין מדד STOP-BANG, ולא כראיה לקשר עם OSA המאובחנת באופן אובייקטיבי. במחקר הנוכחי, USFT הראה מתאמים חיוביים חזקים עם BMI והיקף הצוואר, מה שמרמז כי הוא עשוי לשקף בעיקר מאפיינים כלליים הקשורים להשמנה ולאו דווקא להפגין קשר עצמאי עם הסיכון ל-OSA. מחקרים קודמים דיווחו באופן דומה על מתאמים בין עובי שומן תת-עורי שנמדד באולטרסאונד באזורי הצוואר, החזה והבטן לבין משתנים אנתרופומטריים, בעוד שעובי רקמה שומנית תת-עורית בבטן שנמדדה 2 cm מעל הטבור ועובי רקמה שומנית תת-עורית שנמדדה מעל המרווח הבין-צלעי השני נמצאו קשורים לסיכון ל-OSA באוכלוסיות נבחרות8.
עם זאת, הקשר בין רקמה שומנית ויסקרלית (פנימית) לרקמה שומנית תת-עורית לבין הסיכון ל-OSA אינו בהכרח שווה. מחקרים קודמים הראו כי השמנה ויסקרלית עשויה להיות קשורה יותר לסיכון ולחומרת ה-OSA, בעוד שלהשמנה תת-עורית עשוי להיות תפקיד מוגבל יותר11,12. ראיות קודמות מצביעות על כך שאנשים עם סיכון גבוה יותר ל-OSA עשויים להפגין השמנה ויסקרלית רבה יותר. במחקרנו, ייתכן שהיעדר קשר מובהק בין USFT לבין מדד STOP-BANG משקף את העובדה שרק עובי השומן תת-עורי נבדק, בעוד שהשמנה ויסקרלית והפצת שומן באזורים אנטומיים אחרים לא הוערכו. BMI והיקף הצוואר הם פרמטרים אנטרופומטריים מבוססים הקשורים לסיכון ל-OSA, כאשר היקף הצוואר דווח גם כקשור לחומרת ה-OSA13,14. במחקרנו, המתאמים החזקים בין USFT, BMI והיקף הצוואר מרמזים על שונות משותפת ועל קוליניאריות אפשרית בין המדדים הקשורים להשמנה, מה שעשוי היה להגביל את יכולתו של USFT לספק מידע נוסף מעבר לרכיבי STOP-BANG המבוססים. במחקרנו, USFT היה קשור באופן מובהק לנחירות. עם זאת, יש לפרש ממצא זה בזהירות, שכן נחירות מושפעת מגורמים מרובים, כולל אנטומיה של דרכי הנשימה העליונות, טונוס השרירים הלועתיים, התנגדות נחירית ונטייה גנטית. יתרה מכך, הנחירות דווחה על ידי המשתתפים, דבר שעלול היה להביא להטיית דיווח, וגודל המדגם הקטן יחסית עשוי היה להגביל את העוצמה הסטטיסטית להגדרה של חוזק קשר זה.
מין זכר הוא גורם סיכון מובהק ל-OSA1,3. הדבר מיוחס במידה רבה להבדלים הורמונליים בין גברים לנשים, המשפיעים גם על דפוסי פיזור השומן. אצל גברים, רקמה אדיפוציטית נוטה להצטבר בעיקר באזורים ויסרליים, בעוד שנשים מראות פרופורציה גבוהה יותר של שקיעת שומן תת-עורי3,4. בהתאמה להבדלים פיזיולוגיים אלו, מחקרים קודמים דיווחו כי חומרת ה-OSA גבוהה יותר אצל גברים מאשר אצל נשים עם BMI והיקף מותים דומים1,3. עם זאת, במחקר שלנו, USFT לא נבדל באופן מובהק לפי מין. אנו משערים כי תוצאה זו עשויה להיות מוסברת על ידי מספר גורמים, כולל גודל המדגם המוגבל, העובדה שרק עובי השומן התת-עורי נמדד, והיעדר הערכה של שומן ויסרלי, שעשוי למלא תפקיד קריטי יותר בהבדלים בין המינים בחומרת ה-OSA. OSA מוכרת גם כהפרעת שינה הקשורה לגיל1,3. יתרה מכך, באנשים עם BMI גבוה יותר, דווחה עלייה חיובית מובהקת בנפח השומן הפרפרינגיאלי עם הגיל15. למרות ממצאים אלו, היעדר קשר מובהק סטטיסטית בין USFT לגיל במחקר שלנו עשוי להיות קשור לכך שהמדידה התמקדה אך ורק בשומן תת-עורי בגובה הטבור ולגודל המדגם המוגבל.
היעדר קשר מובהק סטטיסטית בין USFT לבין יתר לחץ דם במדגם שלנו עשוי לשקף את טבעו המורכב של הקשר בין השמנה ליתר לחץ דם כפי שמתואר בספרות. ראיות אפידמיולוגיות תומכות נחרצות בכך שהשמנה היא גורם סיכון מרכזי ליתר לחץ דם; עם זאת, קשר זה מושפע ממספר גורמים המשפיעים זה על זה, כולל מין, מאפיינים דמוגרפיים, רקע גנטי, מנגנונים נוירוהורמונליים וגורמים סביבתיים16. מחקרים קודמים הראו כי מדד השומן הוויסראלי (visceral adiposity index) ומכפלת הצטברות השומנים (lipid accumulation product) קשורים לסיכון מוגבר ל-OSA ועשויים לשמש כסממנים ניבויים פוטנציאליים17. בפרט, השמנה מסוג אנדרואידי, המאופיינת בהצטברות רבה יותר של שומן ויסראלי, נקשרה באופן חזק יותר ליתר לחץ דם מאשר השמנה מסוג גינואידי16. לפיכך, היעדר קשר מובהק במחקרנו עשוי לשקף חלקית את העובדה שמדדנו רק את עובי השומן התת-עורי בגובה הטבור ולא הערכנו את השומן הוויסראלי. באנשים עם השמנה, עלייה ב-USFT היא ממצא צפוי3. נמנום במהלך היום ואפניאות שנצפו על ידי עדים הם תסמינים נפוצים בחולים עם OSA18,19. לכן, השערנו בתחילה ש-USFT יהיה קשור למגמאות קליניות אלו. עם זאת, הניתוח שלנו לא גילה קשר מובהק בין USFT לבין נמנום במהלך היום. תוצאה זו עשויה להיות מוסברת על ידי טבעם הרב-גורמי של תסמיני OSA, אשר מושפעים לא רק משומן תת-עורי בבטן אלא גם מהצטברות שומן ויסראלי, אנטומיה של דרכי הנשימה העליונות, גורמים נוירו-שריריים ונטייה גנטית. בנוסף, פרמטרים סובייקטיביים כגון נמנום במהלך היום מבוססים על דיווח עצמי של המטופל, דבר שעלול להכניס הטרוגניות למדידות. גודל המדגם הקטן יחסית במחקרנו וההתמקדות הבלעדית במדידות שומן תת-עורי בטבור עשויים להיות גורמים נוספים להיעדר קשר מובהק. מחקרים קודמים דיווחו כי רקמת שומן ויסראלית קשורה באופן חזק יותר ל-OSA, בעוד ששומן תת-עורי ממלא תפקיד מוגבל יותר בביטוי תסמינים קליניים אלו.
המגבלות של מחקר זה כוללות את גודל המדגם הקטן יחסית ואת העובדה שהוא נערך במרכז רפואי בודד. בנוסף, PSG, המשמש כיום כסטנדרט הזהב לאבחון OSA, לא בוצע במחקר הנוכחי, והסגוליות המוגבלת של STOP-BANG ככלי סריקה עשויה הייתה לתרום לקשר החלש לכאורה בין USFT ל-OSA. יתרה מכך, מדידות CT הוגבלו לרקמת שומן תת-עורית בגובה הטבור, ולא הוערכו רקמת שומן ויסרלית או התפלגות שומן באזורי גוף אחרים. למרות היעדר הקשר בין USFT ל-STOP-BANG, להערכת השומניות מבוססת CT באופן אופורטוניסטי עשוי להיות עדיין פוטנציאל במחקרי סריקה פרי-אופרטיביים. ניתן לבחון מדדים נגזרים מ-CT, ובמיוחד שומניות ויסרלית, כסממנים משלימים לצד גורמי סיכון קליניים מבוססים. נדרשים מחקרים נוספים כדי לקבוע אם מדדים אלו קשורים באופן בלתי תלוי לסיכון ל-OSA לצד הערכות קליניות קונבנציונליות. לסיכום, USFT שנמדד ב-CT לא נמצא קשור באופן מובהק למדד STOP-BANG או לקטגוריות סיכון ל-OSA המבוססות על STOP-BANG, והיעדר קשר זה נשמר לאחר התאמה לגיל. למרות ש-USFT היה קשור באופן מובהק למדדים הקשורים להשמנה, כולל BMI והיקף הצוואר, וכן לנחירות, ממצאים אלו אינם מבססים קשר ישיר בין שומן תת-עורי בבטן ל-OSA המאובחן באופן אובייקטיבי. לפיכך, נראה כי USFT לבדו אינו משקף באופן מספק את הסיכון ל-OSA המבוסס על STOP-BANG. מחקרים עתידיים עם גדלי מדגם גדולים יותר, הערכה אובייקטיבית של OSA באמצעות PSG והערכה מקיפה של התפלגות רקמת שומן ויסרלית ותת-עורית, נחוצים כדי להבהיר את התפקיד הפוטנציאלי של מדדי שומניות נגזרים מ-CT בסיווג סיכונים ל-OSA.
גילויים
ניגוד עניינים:
המחברים מצהירים כי אין ניגודי עניינים.
תודות
המחברים מודים על השימוש ב-ChatGPT (GPT-5) של OpenAI לסיוע בעריכה של השפה האנגלית ובתיקון דקדוקי במהלך הכנת כתב היד. כל תוכן כתב היד והפרשנויות המדעיות נסקרו ואושרו על ידי המחברים. לא התקבל מימון עבור מחקר זה.
חומרים
| שם | חברה | מספר קטלוג | הערות |
|---|---|---|---|
| סורק CT רב-גלאים בעל 128 פרוסות | GE Healthcare | Revolution EVO EX/EL | RRID אינו זמין |
| סרט מדידה גמיש | Lufkin | '50 x 3/8 | RRID אינו זמין |
| matplotlib | Python Software Foundation | גרסה 3.7.1 | SCR_008624 |
| pandas | Python Software Foundation | גרסה 1.5.3 | SCR_018214 |
| צופה ProHIMS PACS | ProHIMS | גרסה 2024.5.0 | RRID אינו זמין |
| Python | Python Software Foundation | גרסה 3.10.12 | SCR_008394 |
| scipy | Python Software Foundation | גרסה 1.10.1 | SCR_008058 |
| seaborn | Python Software Foundation | גרסה 0.12.2 | SCR_018132 |
| statsmodels | Python Software Foundation | גרסה 0.14.0 | SCR_016074 |
| שאלון STOP-BANG | אוניברסיטת טורונטו (Chung F. et al.) | לא רלוונטי | RRID אינו זמין |
| סט נתוני המחקר וקוד הניתוח | Zenodo | DOI: 10.5281/zenodo.21969483 | RRID אינו זמין |
מקורות
- Slowik JM, Sankari A, Collen JF. Obstructive sleep apnea. In: StatPearls [Internet]. StatPearls Publishing; Treasure Island (FL); 2025. Available from: https://www.ncbi.nlm.nih.gov/books/NBK459252/.
- Ojeda D, et al. STOP-BANG questionnaire as predictor of a difficult airway management during anesthesia. Rev Med Chil. 2022;150:450-457. doi:10.4067/S0034-98872022000400450.
- Bonsignore MR. Obesity and obstructive sleep apnea. Handb Exp Pharmacol. 2022;274:181-201. doi:10.1007/164_2021_558.
- Ryan S, et al. Adipose tissue as a key player in obstructive sleep apnoea. Eur Respir Rev. 2019;28:190006. doi:10.1183/16000617.0006-2019.
- Chen L, et al. Validation of the STOP-Bang questionnaire for screening of obstructive sleep apnea in the general population and commercial drivers: a systematic review and meta-analysis. Sleep Breath. 2021;25:1741-1751. doi:10.1007/s11325-021-02299-y.
- Chung F, et al. STOP questionnaire: a tool to screen patients for obstructive sleep apnea. Anesthesiology. 2008;108:812-821. doi:10.1097/ALN.0b013e31816d83e4.
- Neves Junior JAS, et al. Cutoff points in STOP-Bang questionnaire for obstructive sleep apnea. Arq Neuropsiquiatr. 2020;78:561-569. doi:10.1590/0004-282X20200086.
- Molnár V, et al. The predictive role of subcutaneous adipose tissue in the pathogenesis of obstructive sleep apnoea. Life (Basel). 2022;12:1504. doi:10.3390/life12101504.
- Pickhardt PJ, Summers RM, Garrett JW. Automated CT-based body composition analysis: a golden opportunity. Korean J Radiol. 2021;22:1934-1937. doi:10.3348/kjr.2021.0775.
- Nagappa M, et al. Validation of the STOP-Bang questionnaire as a screening tool for obstructive sleep apnea among different populations: a systematic review and meta-analysis. PLoS One. 2015;10:e0143697.
- Franco I, Reis R, Ferreira D, et al. The impact of neck and abdominal fat accumulation on the pathogenesis of obstructive sleep apnea. Rev Port Pneumol (2006). 2016;22:240-242.
- Ugur KS, et al. Subcutaneous fat tissue thickness of the anterior neck and umbilicus in patients with obstructive sleep apnea. Otolaryngol Head Neck Surg. 2011;145:505-510.
- Kollár B, et al. Anthropometric parameters and sleep apnea: correlations, and treatment implications in a sleep laboratory-based study. Bratisl Med J. 2025;126:1066-1077. doi:10.1007/s44411-025-00148-y.
- Ibrahim MIS, Mohamad H, Mohamad A, Mohamad I. Association between neck circumference and the severity of obstructive sleep apnea. Pol Ann Med. 2020;27(1):1-6. doi:10.29089/2020.20.00097.
- Gao F, et al. Upper airway morphological changes in obstructive sleep apnoea: effect of age on pharyngeal anatomy. J Laryngol Otol. 2020;134:354-361.
- Wolk R, Shamsuzzaman AS, Somers VK. Obesity, sleep apnea, and hypertension. Hypertension. 2003;42:1067-1074.
- Zhou T, et al. Association between obstructive sleep apnea and visceral adiposity index and lipid accumulation product: NHANES 2015-2018. Lipids Health Dis. 2024;23:100. doi:10.1186/s12944-024-02081-5.
- Howarth T, et al. Excessive daytime sleepiness is associated with relative delta frequency power among patients with mild OSA. Front Neurol. 2024;15:1367860. doi:10.3389/fneur.2024.1367860.
- Tang Y, et al. Prevalence of excessive daytime sleepiness (EDS) and its association with quality of life in patients with obstructive sleep apnea (OSA): data from a sleep-center in Shenzhen, a single-center cross-sectional study. J Thorac Dis. 2024;16:8216.