中国高齢者集団における調理および暖房のための室内空気汚染と筋肉およびサルコペニアとの関連性

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中国高齢者集団における調理および暖房のための室内空気汚染と筋肉およびサルコペニアとの関連性

https://onlinelibrary.wiley.com/doi/full/10.1002/jcsm.13281

胡志剛、田玉峰、宋新宇、曽範軍、楊愛蘭
初出：2023年7月13日
https://doi.org/10.1002/jcsm.13281
について
セクション

要旨
背景
大気汚染への曝露は様々な疾病に影響を及ぼすが、大気汚染と加齢の関係に関する研究は少ない。我々は、中国の高齢者集団における調理や暖房のための家庭大気汚染と筋肉およびサルコペニアとの関連を、全国を代表する調査によって明らかにすることを目的とした。
研究方法
この横断研究は、2011年から2015年のChina Health and Retirement Longitudinal Studyの60歳以上の個人を対象とした。サルコペニアの診断は、筋力の低下および／または身体能力の低下を伴う筋肉量の低下によって定義された。一般化加法分析および3つのモデルを用いた用量依存分析を用いて、異なるパターンの調理・加熱が筋肉およびサルコペニアに及ぼす影響を評価した。
結果
男性（53.7％）、平均年齢67.3±6.0歳の中国人高齢者8126人を対象とした。調理における固形燃料の使用は、調理における清潔な燃料の使用と比較して、筋力（β＝-0.424、95％CI：-0.767、-0.082、モデル3のP＝0.01）および筋肉量（β＝-0.034、95％CI：-0.051、-0.017、モデル3のP＜0.01）にそれぞれ有意な低下を示した。暖房用の固形燃料は、暖房用のクリーン燃料よりも筋力の低下と相関していた（β＝-0.637、95％CI：-1.033、-0.241、モデル3のP＜0.01）。調理用と暖房用の固形燃料の共同使用は、調理用と暖房用の清潔な燃料よりも、筋力（β＝-0.835、95％CI：-1.306、-0.365、P＜0.01、モデル3において）および質量（β＝-0.038、95％CI：-0.061、-0.015、P＜0.01、モデル3において）の減少と関連していた。調理用固形燃料は、低筋力（調整後OR＝1.29、95％CI：1.11、1.50、モデル3でP＜0.01）および低筋肉量（調整後OR＝1.35、95％CI：1.11、1.61、モデル3でP＜0. 01）、サルコペニアの可能性（調整済みOR＝1.33、95％CI：1.19、1.48、モデル3でP＜0.01）、サルコペニア（調整済みOR＝1.44、95％CI：1.21、1.72、モデル3でP＜0.01）は、調理用の清潔な燃料と比較した。暖房用の固形燃料は、低筋力（調整後OR = 1.30, 95% CI: 1.09, 1.56, P < 0.01 in model 3）およびサルコペニアの可能性（調整後OR = 1.49, 95% CI: 1.31, 1.70, P < 0.01 in model 3）と有意な相関があった。固形燃料の使用回数と筋力低下およびサルコペニアの可能性との関連については、用量依存的な様式が示された。調理用の清潔な燃料と暖房用の固形燃料は、調理用の清潔な燃料と暖房用の固形燃料よりもサルコペニアの可能性の有病率と正の関連があった（調整後OR = 1.34、95％CI: 1.14、1.57、モデル3のP < 0.01）。
結論
調理用固形燃料と固形燃料の使用回数は、筋力低下とサルコペニアの発症と進行を促進する可能性が示唆された。
はじめに
この問題は中国で顕著であり、2050年までに65歳以上の人口の割合が30％を超えると予想されている1。正常な加齢は多くの疾患への感受性を高めるだけでなく2、サルコペニアと名付けられた筋肉量と機能の加速的な低下とも関連している3。サルコペニアの診断には、筋肉量、筋力、身体能力を複合的に測定する必要がある。Asian Working Group for Sarcopenia 2019のコンセンサスによると、サルコペニアは、加齢に伴う骨格筋量の減少に加え、身体的パフォーマンスの低下の有無にかかわらず筋力が低下することで定義される4。早期発見と介入の意識を高めるため、Asian Working Group for Sarcopenia 2019は、筋力の低下および/または身体的パフォーマンスの低下によって定義されるサルコペニアの可能性の概念も導入している4。最近の研究では、サルコペニアの可能性が身体機能の能力を低下させ5、6、認知障害、脳卒中8、1年死亡のリスクを高めることが示されている。リスク因子を早期に予防・管理することは、サルコペニアの発症を遅らせ、回復させ、患者のQOLを向上させる。
ここ数十年、高齢化の進展に対する空気人口の影響が注目されるようになってきた。多くの疫学研究で、大気汚染は高血圧9、認知機能障害10、身体機能11、うつ病12、関節炎13と強い関連があることが示唆されている、 15 高齢者530人を対象とした横断研究では、空気力学的直径が2.5μm未満の粒子状物質（PM2.5）への曝露は骨格筋量の減少と関連するが、筋力には有意な影響を及ぼさないことが明らかになった。15 中低所得国6カ国を対象とした別の研究では、屋外（PM2.5）と屋内（調理用固形燃料使用）の大気汚染は、いずれも握力で測定した筋力と負の関係を持つことが示唆された。中国では、約4億5,000万人がいまだに調理や暖房に固形燃料を多用している16。調理や暖房のための固形燃料使用は、毎年400万人以上の早死ににつながっていると推定されている17。しかし、暖房のための固形燃料使用が筋肉量や筋力に及ぼす影響に関する研究は見つからなかった。一方、暖房や調理のための固形燃料の使用がサルコペニアのリスクに影響を及ぼすかどうかについては、さらなる調査が必要である。
サルコペニアの発症は人口の高齢化とともに徐々に増加することを考慮すると、調理や暖房のための固形燃料使用がサルコペニアの有病率、低筋力、筋肉量に影響するかどうかを明らかにする必要がある。このような知識のギャップを埋めるために、中国健康・退職縦断研究（CHARLS）を用いて、二項回帰またはガウス回帰を用いた一般化加法モデルと用量依存分析を用いて、室内空気汚染とサルコペニアおよび筋肉との関連を明らかにした。
研究方法
研究対象者
CHARLSは、北京大学生物医学倫理審査委員会によって承認され、北京大学国家発展学院と北京大学中国社会科学研究センターが主催する大規模な学際的調査である。北京大学国家発展学院は、書面によるインフォームド・コンセントを収集した。CHARLSは、45歳以上の中国人の家族と個人を代表する一連の質の高いミクロデータを収集し、高齢化問題に関する学際的研究を分析・促進するものである。CHARLSは全国を代表する調査として、28省内の150の県レベルの単位から450の村レベルの単位を対象とした。CHARLSの全国ベースライン調査は2011年6月に開始され、17708人が参加した。CHARLSでは、2年ごとに対面式コンピュータ支援による個人面接と身体測定が行われた。CHARLSには、追跡調査のたびに新たな個人が追加された。現在、CHARLSの全国調査は4波（2011年第1波、2013年第2波、2015年第3波、2018年第4波）を経験している。CHARLSの第4波では身体測定のデータが得られなかったため、本研究では対象から除外した。CHARLSのより詳細な説明は他で報告されており18、以下のリンクからhttps://charls.charlsdata.com/pages/Data/2018-charls-wave4/zh-cn.html（2022年5月30日アクセス）。
60歳以上の参加者は、室内空気汚染、筋肉、サルコペニアのデータを評価するための詳細な情報を持っていなければならない。共変量に関するデータがない人は、この横断研究からは除外した。
筋肉とサルコペニアの評価
この横断研究では、筋肉の評価には筋力と筋量を含めた。先行研究19-22によると、筋力および筋量の低下は、それぞれ手指握力および身長調整筋量の人体計測式（ASM/Ht2）によって測定された。握力は男性で28.0kg未満、女性で18.0kg未満を低筋力とした。ASM/Ht2の式は以下のように示された： ASM/Ht2=(0.193体重+0.107身長-4.157性別-0.037年齢-2.631)/身長2。この式は、ゴールドスタンダードである二重エネルギーX線吸収測定法（DXA）と同様に、中国人集団の筋肉量をよく予測することが確認された。これらを総合して、本研究では、男性ではASM/Ht2＜6.84kg/m2、女性では＜5.03kg/m2を低筋肉量と分類した。
以上のように、サルコペニアの診断は、身体能力、筋力、筋量を総合的に評価する必要がある。身体能力の評価は主に歩行速度と5回椅子立ちテストに依存した。歩行速度＜1.0m/s、5回椅子立ち試験≧12秒は身体能力の低下とみなされた。先行研究20-22を参照し、筋力低下や身体能力低下はサルコペニアの可能性があると考えられた。サルコペニアは、低筋力および/または身体能力の低下を伴う低筋肉量を満たす必要があり、一方、低筋力および身体能力の低下を伴う低筋肉量は重度のサルコペニアと定義された。
室内空気汚染の評価
CHARLSは、「主な暖房エネルギー源は何か」「主な調理用燃料源は何か」という2つの構造化質問票を通じて、調理と暖房に関する室内空気汚染のデータを収集した。先行研究10に従い、調理と暖房のための固形燃料の使用には、石炭、作物残渣、薪、固形炭、その他が含まれる。一方、天然ガス、太陽エネルギー、液化石油ガス、電気、または自治体の暖房は、調理と暖房のためのクリーン燃料として分類された。
共変量の評価
交絡因子の可能性があるものとして、以下の共変量を含めた： 性別、年齢、都会か田舎か、教育レベル、配偶者の有無、肥満度、アルコール、喫煙、夜間睡眠時間、仮眠、ピーク呼気流量（PEF）、移動困難活動、事故、転倒、股関節骨折、および医師診断の14の慢性疾患（高血圧、脂質異常症、高血糖、がん、慢性肺疾患、肝臓疾患、心臓疾患、脳卒中、腎臓疾患、消化器疾患、感情または精神疾患、記憶関連疾患、関節炎またはリウマチ、喘息）。困難な移動活動は、100m歩く、階段を数段上る、椅子から立ち上がる、しゃがむ、膝をつく、腕を上に伸ばす、5kg持ち上げる、小さな硬貨を拾うなど、何らかの困難があるという7項目のスコアで構成された。私たちの研究では、身体活動の能力を評価するために、困難な移動活動とPEFが利用可能であった。CHALRSでは、10項目のCES-D10（Center for Epidemiological Studies-Depression Scale）により抑うつ症状を評価した。抑うつ症状の詳細な評価と分類については、以前の研究で述べられている24。
表1. China Health and Retirement Longitudinal Studyにおける調査集団の特徴
調理・暖房用クリーン燃料調理用固形燃料および暖房用クリーン燃料調理用クリーン燃料および暖房用固形燃料調理用固形燃料および暖房用固形燃料PN134935720624358性別0.55男性724人 (53.7%)202人 (56.6%)1087人 (52.7%)2351人 (53.9%)女性625人 (46.3%)155人 (43.4%)975人 (47.3%)2007人 (46.1%)年齢0. 2760-69歳894(66.3%)246(68.9%)1425(69.1%)3030(69.5%)70-79歳382(28.3%)96(26.9%)554(26.9%)1147(26.3%)80歳以上73(5.4%)15(4.2%)83(4. 0%)181人(4.2%)都市・農村＜0.01農村445人(33.0%)226人(63.3%)1103人(53.5%)3551人(81.5%)都市904人(67.0%)131人(36.7%)959人(46.5%)807人(18.5%)学歴＜0. 01中学高校未満938 (69.5%)301(84.3%)1509(73.2%)3838(88.1%)中学高校301 (22.3%)47(13.2%)423 (20.5%)462(10.6%)中学高校以上110 (8. 2％）9人（2.5％）130人（6.3％）58人（1.3％）既婚＜0.01現未婚258人（19.1％）39人（10.9％）409人（19.8％）774人（17.8％）現既婚1091人（80.9％）318人（89. 1％）1653人（80.2％）3584人（82.2％）肥満度分類（kg/m2）＜0.01低体重（18.5未満）81人（6.0％）16人（4.5％）159人（7.7％）446人（10.2％）普通（18.5～23.9）638人（47. 3％）210人（58.8％）1023人（49.6％）2574人（59.1％）肥満（24～27.9％）463人（34.3％）89人（24.9％）671人（32.5％）1041人（23.9％）肥満（28歳以上）167人（12.4％）42人（11.8％）209人（10.1％）297人（6. 8％）夜間睡眠時間＜0.01＜6時間445人（33.0％）115人（32.2％）701人（34.0％）1621人（37.2％）6-6.99時間345人（25.6％）68人（19.0％）471人（22.8％）818人（18.8％）7-8時間469人（34.8％）140人（39. 2％）749人（36.3％）1540人（35.3％）9時間以上90人（6.7％）34人（9.5％）141人（6.8％）379人（8.7％）仮眠＜0.010分539人（40.0％）137人（38.4％）791人（38.4％）1963人（45.0％）1～29分111人（8. 2％）18人（5.0％）182人（8.8％）339人（7.8％）30～59分149人（11.0％）31人（8.7％）193人（9.4％）343人（7.9％）60～119分316人（23.4％）103人（28.9％）528人（25.6％）948人（21.8％）120分以上234人（17. 3％）68人（19.0％）368人（17.8％）765人（17.6％）喫煙＜0.01有535人（39.7％）158人（44.3％）864人（41.9％）2037人（46.7％）無814人（60.3％）199人（55.7％）1198人（58.1％）2321人（53. 3%)アルコール0.01月1回以上347人(25.7%)101人(28.3%)514人(24.9%)1205人(27.7%)月1回未満123人(9.1%)27人(7.6%)154人(7.5%)277人(6.4%)飲まない879人(65. 2%)229人(64.1%)1394人(67.6%)2876人(66.0%)移動困難＜0.01有757人(56.1%)206人(57.7%)1154人(56%)2756人(63.2%)無592人(43.9%)151人(42.3%)908人(44. 0%)1602(36.8%)PEF(L/min)280.6±127.9271.8±114.6275.2±119.5262.8±116.1<0.01高血圧<0.01Yes432(32.0%)105(29.4%)649(31.5%)1150(26. 4％）無917人（68.0％）252人（70.6％）1413人（68.5％）3208人（73.6％）脂質異常症<0.01有174人（12.9％）30人（8.4％）242人（11.7％）342人（7.8％）無1175人（87.1％）327人（91.6％）1820人（88.3％）4016人（92. 2％）高血糖＜0.01有104名（7.7％）24名（6.7％）152名（7.4％）238名（5.5％）無1245名（92.3％）333名（93.3％）1910名（92.6％）4120名（94.5％）がん＜0.01有15名（1.1％）8名（2.2％）16名（0. 8％）27人（0.6％）いいえ1334人（98.9％）349人（97.8％）2046人（99.2％）4331人（99.4％）慢性肺疾患＜0.01有149人（11.0％）36人（10.1％）230人（11.2％）594人（13.6％）いいえ1200人（89. 0％）321人（89.9％）1832人（88.8％）3764人（86.4％）肝疾患0.28有54人（4.0％）21人（5.9％）77人（3.7％）187人（4.3％）無1295人（96.0％）336人（94.1％）1985人（96.3％）4171人（95. 7％）心臓病0.01有199人（14.8％）35人（9.8％）319人（15.5％）583人（13.4％）無1150人（85.2％）322人（90.2％）1743人（84.5％）3775人（86.6％）脳卒中0.01有49人（3.6％）5人（1.4％）42人（2.0％）106人（2. 4％）無1300人（96.4％）352人（98.6％）2020人（98.0％）4252人（97.6％）腎臓病0.20有81人（6.0％）18人（5.0％）130人（6.3％）312人（7.2％）無1268人（94.0％）339人（95.0％）1932人（93.7％）4046人（92. 8％）消化器系疾患0.10有283人（21.0％）86人（24.1％）456人（22.1％）1041人（23.9％）無1066人（79.0％）271人（75.9％）1606人（77.9％）3317人（76.1％）感情・神経・精神疾患0. 5はい10人 (0.7%)5人 (1.4%)24人 (1.2%)53人 (1.2%)いいえ1339人 (99.3%)352人 (98.6%)2038人 (98.8%)4305人 (98.8%)記憶に関する病気0.27はい20人 (1.5%)4人 (1.1%)44人 (2. 1%)68人(1.6%)いいえ1329人(98.5%)353人(98.9%)2018人(97.9%)4290人(98.4%)関節炎またはリウマチ＜0.01はい421人(31.2%)130人(36.4%)678人(32.9%)1654人(38.0%)いいえ928人(68. 8%)227人(63.6%)1384人(67.1%)2704人(62.0%)ぜんそく0.08有43人(3.2%)19人(5.3%)97人(4.7%)207人(4.7%)無1306人(96.8%)338人(94.7%)1965人(95.3%)4151人(95.3%)事故0. 6はい79人 (5.9%)20人 (5.6%)129人 (6.3%)293人 (6.7%)いいえ1270人 (94.1%)337人 (94.4%)1933人 (93.7%)4065人 (93.3%)転倒0.05はい215人 (15.9%)68人 (19.0%)335人 (16.2%)802人 (18. 4％）いいえ1134人（84.1％）289人（81.0％）1727人（83.8％）3556人（81.6％）股関節骨折0.726人はい13人（1.0％）6人（1.7％）23人（1.1％）49人（1.1％）いいえ1336人（99.0％）351人（98.3％）2039人（98.9％）4309人（98. 9％）うつ病＜0.01うつ病なし902人（66.9％）238人（66.7％）1346人（65.3％）2382人（54.7％）うつ病418人（31.0％）109人（30.5％）662人（32.1％）1763人（40.5％）重度うつ病29人（2. 1％）10人（2.8％）54人（2.6％）213人（4.9％）筋力低下＜0.01有148人（11.0％）52人（14.6％）259人（12.6％）732人（16.8％）無1201人（89.0％）305人（85.4％）1803人（87.4％）3626人（83. 2％）低筋肉量＜0.01有198名（14.7％）61名（17.1％）338名（16.4％）1035名（23.7％）無1151名（85.3％）296名（82.9％）1724名（83.6％）3323名（76.3％）サルコペニアの可能性＜0.01有422名（31. 3％）121人（33.9％）756人（36.7％）1946人（44.7％）いいえ927人（68.7％）236人（66.1％）1306人（63.3％）2412人（55.3％）サルコペニア＜0.01はい187人（13.9％）61人（17.1％）316人（15.3％）1008人（23.1％）いいえ1162人（86. 1%)296(82.9%)1746(84.7%)3350(76.9%)重度のサルコペニア<0.01Yes50(3.7%)19(5.3%)88(4.3%)285(6.5%)No1299(96.3%)338(94.7%)1974(95.7%)4073(93.5%)
PEF、ピーク呼気流量。うつ病なし、CESD-10＜10点；うつ病あり、CESD-10＝11-19点；重症うつ病あり、CESD≧20点。
統計解析
最初の要素では、研究対象者を以下の4群に分けた：調理・暖房用クリーン燃料（第1群）；調理用固形燃料と暖房用クリーン燃料（第2群）；調理用クリーン燃料と暖房用固形燃料（第3群）；調理・暖房用固形燃料（第4群）。カテゴリー変数はカウント（パーセンテージ）で、連続変数は平均値と標準偏差でそれぞれ記述した。カテゴリー変数の各群間の差はχ2検定で推定し、歪んだ連続変数の場合はMann-Whitney U検定、正規分布の連続変数の場合はStudentのt検定または一元配置分散分析（one-way ANOVA）で群間の差を比較した。χ2適合度法は、データの分布の正規性を決定した。本研究の第二の要素では、二項回帰を用いた3つの一般化加法モデルを用いて、調理と加熱のパターンの違いと筋肉（筋力と筋量）およびサルコペニア（サルコペニアの可能性、サルコペニア、重度のサルコペニア）との関連を推定した。また、ガウス回帰を用いた一般化加法モデルを用いて、筋力および筋量を連続変数とした場合の室内空気集団と筋力および筋量との関係を求めた。上記の関連について、それぞれ、調理用の清潔な燃料と固形燃料、暖房用の清潔な燃料と固形燃料、調理と暖房の4パターンを含む3つの比較を行った。モデル1には個人の人口統計学的特性（性、年齢、都市／農村、教育レベル、配偶者の有無、肥満度）を、モデル2には身体的／行動的因子（喫煙、飲酒、夜間睡眠時間、仮眠、PEF、移動活動の困難スコア）を、モデル3には行動的因子と上記の18の併存疾患を加えた。第3の要素では、3つの調整モデルによる用量依存分析を用いて、調理や暖房のための固形燃料の使用回数と筋肉およびサルコペニアとの関係を評価した。すべての統計解析は、Empower(R) (www. empowerstats.com; X&Y solutions, Inc., Boston MA)を用いて行った。オッズ比（OR）と95％信頼区間（CI）がすべての関連性の強さを示し、二尾のP＜0.05を統計的に有意とみなした。
結果
研究集団の基本的特徴
CHARLSの3つのウェーブにおいて、60歳以上の合計8126人が本研究の対象となった。調査集団のフロー図を図1に示す。本研究の対象者全体の平均年齢は67.3±6.0歳で、男性（53.7％）、農村（65.5％）、現既婚（81.8％）が優勢であった。喫煙と飲酒をしたことがない人の割合は、それぞれ55.8％と66.2％であった。高齢者の半数以上が昼寝の習慣があった。対象者のうち、40％は移動に支障はなかった。肥満度の平均値は23.0±3.8kg/m2、PEFの平均値は269.3±119.1L/分であった。調理に固形燃料を使用する人は4715人（58％）、暖房に固形燃料を使用する人は6420人（79％）であった。調理と暖房の両方にクリーン燃料を使用している高齢者は1349人（16.6％）だけであり、調理と暖房の両方に2種類の固形燃料を使用している高齢者は4358人（53.6％）であった。合計1191人（14.7％）が筋力低下と関連していた。サルコペニアの可能性、サルコペニア、重度のサルコペニアの有病率は、それぞれ39.9％、19.3％、5.4％であった。調理用固形燃料は、抑うつ症状の高得点（19.4±5.3点 vs 18.3±5.3点、P＜0.01）および握力の低値（30.2±9.6kg vs 31.3±9.6kg）と関連していた。31.3±9.6kg、P＜0.01）、肥満度（22.6±3.7kg/m2対23.6±3.8kg/m2、P＜0.01）、PEF（263.5±116.0L/分対277.3±122.9L/分、P＜0.01）は、調理用燃料が清潔な場合と比較して低かった。農村部（80.1％対45.5％、P＜0.01）、慢性肺疾患（13.4％対11.4％、P＜0.01）、重度のうつ病（4.7％対2.4％、P＜0.01）、移動困難（62.8％対56％、P＜0.01）の割合は、調理用固形燃料の方が清潔な調理用固形燃料よりも高かった。同様の結果は、暖房用固形燃料でもクリーン燃料よりも示された。表1は、調理と暖房のための4つの異なるパターンの基本的な特徴をまとめたものである。全体として、3つのタイプのサルコペニアと低筋肉の有病率は、調理と暖房に使用する固形燃料の数が増えるにつれて徐々に増加した。
図1
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室内空気汚染と筋肉との関連
3つの調整分析により、調理用固形燃料（調整OR = 1.29、95％CI: 1.11、1.50、モデル3のP < 0.01）または暖房用固形燃料（調整OR = 1.30、95％CI: 1.09、1.56、モデル3のP < 0.01）のいずれもが、清浄燃料と比較して低筋力リスクの増加と関連していることが示された（表2および図S1参照）。調理・暖房用の4つのパターンの中で最も筋力低下の有病率が高かったのは調理・暖房用の固形燃料で、次いで調理・暖房用の固形燃料とクリーン燃料、調理・暖房用のクリーン燃料と固形燃料、調理・暖房用のクリーン燃料であった。調理・暖房用固形燃料は、調理・暖房用クリーン燃料よりも筋力低下の有病率が高かった（調整OR = 1.51、95％CI: 1.21、1.87、モデル3のP < 0.01）。用量依存分析により、調理・暖房用固形燃料の使用回数は低筋力有病率と正の相関があることが示唆された（表2および図2A参照）。
表2. 暖房・調理のための家庭大気汚染と筋力および筋肉量との関連
モデル1モデル2モデル3OR (95% CI)POR(95%CI)POR(95%CI)PT低筋力有病率調理クリーン燃料RefRef固形燃料1.35 (1.17, 1.56)<0.011.33 (1.15, 1.54)<0.011.29 (1.11, 1.50)<0. 01暖房クリーン燃料参照参照固形燃料1.30 (1.09, 1.55)<0.011.30 (1.09, 1.56)<0.011.30 (1.09, 1.56)<0.01調理と暖房固形燃料なし参照参照固形燃料1つ1.24 (0.99, 1.54)0.061.24 (1.01, 1.58)<0.051.28 (1.02, 1.60)<0. 05固形燃料2種1.53 (1.24, 1.89)<0.011.56 (1.24, 1.90)<0.011.51 (1.21, 1.87)<0.01調理・暖房用クリーン燃料RefRef調理用固形燃料および暖房用クリーン燃料1.39 (0.97, 1.98)0.071. 41 (0.98, 2.03)0.061.40 (0.97, 2.02)0.07調理用清浄燃料および暖房用固形燃料1.21 (0.97, 1.51)0.11.21 (0.98, 1.56)0.071.25 (0.99, 1.58)0.06調理用および暖房用固形燃料1.54 (1.24, 1.89)<0.011.54 (1. 24, 1.91）<0.011.51（1.21, 1.87）<0.01低筋肉量の有病率調理用固形燃料RefRef固形燃料1.37（1.15, 1.62）<0.011.37（1.15, 1.62）<0.011.35（1.14, 1.61）<0.01暖房用固形燃料RefRef固形燃料1.11（0. 90, 1.36)0.311.11(0.91,1.37)0.31.11(0.90,1.36)0.35調理・暖房固形燃料なしRefRefRef固形燃料1本0.97 (0.75, 1.26)0.840.99(0.76,1.29)0.951.00(0.76,1.30)0.97固形燃料2本1.31 (1.02, 1.68)<0.051. 32（1.03、1.69）<0.051.32（1.03、1.69）<0.05調理・暖房用クリーン燃料参照参照調理用固形燃料と暖房用クリーン燃料1.21（0.81、1.82）0.371.24（0.82、1.88）0.31.25（0.83、1.90）0. 28調理用清潔燃料と暖房用固形燃料0.93 (0.71, 1.22)0.60.95 (0.72, 1.24)0.690.95 (0.72, 1.25)0.7 調理用固形燃料と暖房用固形燃料1.31 (1.03, 1.68)<0.051.32 (1.03, 1.70)<0.051.31 (1.02, 1.68)<0.05
モデル1は、以下の変数を調整した：性、年齢、地域、都市／農村、既婚の有無、教育レベル、肥満度。モデル2は、以下の変数を調整した：性、年齢、地域、都市／地方、教育レベル、既婚の有無、教育レベル、肥満度、喫煙、アルコール、夜間睡眠時間、昼寝、困難な移動活動、ピーク呼気流量。モデル3は、以下の変数を調整した：性、年齢、地域、都市／農村、教育レベル、既婚の有無、教育レベル、肥満度、喫煙、アルコール、夜間睡眠時間、仮眠、困難な移動活動、ピーク呼気流量、事故、転倒、股関節骨折、うつ病、高血圧、脂質異常症、高血糖、がん、慢性肺疾患、肝臓疾患、心臓疾患、脳卒中、腎臓疾患、消化器疾患、感情的または精神的問題、記憶関連疾患、関節炎またはリウマチ、喘息。
図2
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清潔な燃料と比較して、調理用固形燃料（調整後OR = 1.35、95％CI：1.14、1.61、モデル3のP < 0.01）は、暖房用固形燃料（調整後OR = 1.11、95％CI：0.9、1.36、モデル3のP = 0.35）ではなく、含まれるすべての交絡変数で調整後、低筋肉量に罹患する可能性が高かった。中国の高齢者集団が調理と暖房に2つの固形燃料を同時に使用した場合、低筋肉量の有病率は有意に増加した（なし vs. 2、調整後OR = 1.32、95％CI: 1.03、1.69、モデル3のP < 0.01）。
筋力と筋量を連続変数とした場合、3つのモデルすべてにおいて、調理用固形燃料は、調理用清浄燃料と比較して、握力（β = -0.424, 95% CI: -0.767, -0.082, P = 0.01、モデル3）とASM/Ht2（β = -0.034, 95% CI: -0.051, -0.017, P < 0.01、モデル3）の値が有意に低いことと関連していた。手の握力とASM/Ht2の用量依存的な減少は、調理用固形燃料と暖房用固形燃料の使用回数の増加に伴ってみられた（図2B,C参照）。調理用固形燃料と暖房用固形燃料の握力は、調理用固形燃料と暖房用固形燃料に比べて有意な増加はみられなかった（β = -0.406, 95% CI: -1.241, 0.430, P = 0.34、モデル3）。一方、調理用固形燃料と暖房用固形燃料の筋肉量も、基準群に比べて有意な差はみられなかった（β = -0.010, 95% CI: -0.034, 0.015, P = 0.44、モデル3）。調理と暖房のパターンを4群に分けると、調理用固形燃料と暖房用固形燃料は、それぞれ筋肉量と筋力に比較的大きな影響を与えたようである（表3参照）。
表3. 暖房・調理のための家庭内空気汚染と筋力および筋量との関連
モデル1モデル2モデル3β (95% CI)Pβ (95% CI)Pβ (95% CI)PM筋力調理クリーン燃料RefRef固形燃料-0.592 (-0.943, -0.242)<0.01-0.465 (-0.805, -0.124)<0.01-0.424 (-0.767, -0.082)0.01 暖房クリーン燃料RefRef固形燃料-0.742 (-1.15, -0. 334)<0.01-0.646(-1.042, -0.250)<0.01-0.637(-1.033, -0.241)<0.01調理・暖房用クリーン燃料RefRef調理用固形燃料および暖房用クリーン燃料-0.51 (-1.372, 0.352)0.25-0.433(-1.269, 0.403)0.31-0.406(-1. 241, 0.430)0.34調理・暖房用固形燃料-0.609 (-1.116, -0.102)0.02-0.567(-1.059, -0.075)0.02-0.579(-1.070, -0.088)0.02調理・暖房用固形燃料-1.03 (-1.514, -0.546)<0.01-0.869(-1.339, -0.398)<0. 01-0.835（-1.306、-0.365）<0.01調理・暖房用固形燃料なしRefRef固形燃料1つ-0.595（-1.088、-0.102）0.02-0.548（-1.026、-0.069）0.02-0.554（-1.032、-0.076）0.02固形燃料2つ-1.031（-1.515、-0.547）<0.01-0.87（-1.34、-0.40）<0. 01-0.838（-1.308、-0.367）<0.01筋肉量調理クリーン燃料参照参照固体燃料-0.038（-0.055、-0.021）<0.01-0.035（-0.052、-0.018）<0.01-0.034（-0.051、-0.017）<0.01加熱クリーン燃料参照参照参照固体燃料-0.014（-0.034、0.006）0.16-0. 012 (-0.032, 0.008)0.23-0.013(-0.033,0.007)0.21調理・暖房用クリーン燃料RefRef調理用固形燃料および暖房用クリーン燃料-0.061 (-0.103, -0.019)<0.01-0.060(-0.102, -0.019)<0.01-0.060(-0.101,-0.018)<0. 01調理用及び暖房用固形燃料-0.008 (-0.033, 0.017)0.52-0.008(-0.033, 0.016)0.52-0.010(-0.034, 0.015)0.44調理用及び暖房用固形燃料-0.042 (-0.065, -0.018)<0.01-0.038(-0.062, -0.015)<0.01-0.038(-0.061, -0. 015)<0.01調理と暖房固形燃料なし参照参照固形燃料1つ-0.016 (-0.040, 0.008)0.20-0.016(-0.039, 0.008)0.20-0.017(-0. 041, 0.007）0.17固形燃料2つ-0.041（-0.064, -0.017）<0.01-0.038（-0.061, -0.014）<0.01-0.037（-0.061, -0.014）<0.01
モデル1は、以下の変数を調整した：性、年齢、地域、都市／農村、既婚の有無、教育レベル、肥満度。モデル2は、以下の変数を調整した：性、年齢、地域、都市／農村、教育レベル、既婚の有無、教育レベル、肥満度、喫煙、アルコール、夜間睡眠時間、昼寝、困難な移動活動、ピーク呼気流量。モデル3では、以下の変数を調整した：性、年齢、地域、都市／農村、教育レベル、既婚の有無、教育レベル、肥満度、喫煙、アルコール、夜間睡眠時間、仮眠、困難な移動活動、ピーク呼気流量、事故、転倒、股関節骨折、うつ病、高血圧、脂質異常症、高血糖、がん、慢性肺疾患、肝臓疾患、心臓疾患、脳卒中、腎臓疾患、消化器疾患、感情的または精神的問題、記憶関連疾患、関節炎またはリウマチ、喘息。
室内空気汚染とサルコペニアの関連性
表4および図2に示すように、サルコペニアの可能性のある有病率は、調理用固形燃料（調整済みOR = 1.33、95％CI: 1.19、1.48、モデル3のP < 0.01）および暖房用固形燃料（調整済みOR = 1.49、95％CI: 1.31、1.70、モデル3のP < 0.01）において、参照群（清浄燃料）よりも有意に上昇した。調理・暖房用固形燃料（調整後OR＝1.66、95％CI：1.43、1.94、モデル3でP＜0.01）および調理・暖房用清浄燃料（調整後OR＝1.34、95％CI：1.14、1.57）は、調理・暖房用清浄燃料よりもサルコペニアの可能性のある有病率が有意に高かった（図S2参照）。サルコペニアの可能性のある有病率は、調理・暖房用固形燃料の数によって有意に用量依存的であることがわかった（図2D参照）。
表4. 家庭の暖房・調理用大気汚染とサルコペニアとの関連
モデル1モデル2モデル3OR (95% CI)POR(95%CI)POR(95%CI)PTサルコペニアの可能性のある有病率調理清潔燃料参照固形燃料参照1.41 (1.27, 1.56)<0. 011.35（1.22、1.50）<0.011.33（1.19、1.48）<0.01暖房クリーン燃料参照参照固形燃料1.53（1.35、1.73）<0.011.50（1.32、1.70）<0.011.49（1.31、1.70）<0. 01調理と暖房固形燃料なし参照参照固形燃料1つ1.29 (1.11, 1.50)<0.011.29 (1.11, 1.51)<0.011.30 (1.11, 1.52)<0.01 固形燃料2つ1.78 (1.52, 2.03)<0.011. 69（1.45、1.96）<0.011.67（1.43、1.94）<0.01調理・暖房用クリーン燃料参照参照調理用固形燃料および暖房用クリーン燃料1.12（0.86、1. 45)0.391.10(0.84, 1.44)0.481.10(0.83, 1.43)0.52調理用固形燃料および暖房用固形燃料1.32 (1.13, 1.54)<0.011.33 (1.13, 1.55)<0.011.34 (1.14, 1.57)<0. 01調理・暖房用固形燃料1.75 (1.52, 2.03)<0.011.69 (1.45, 1.96)<0.011.66 (1.43, 1.94)<0.01サルコペニアの有病率調理用固形燃料参照固形燃料1. 46 (1.23, 1.74)<0.011.46 (1.22, 1.74)<0.011.44 (1.21, 1.72)<0.01暖房クリーン燃料RefRef固形燃料1.11 (0.90, 1.36)0.331.11(0.90, 1.36)0.351.10(0. 89, 1.35)0.39調理および暖房固形燃料なしRefRef固形燃料1つ0.97 (0.75, 1.27)0.830.99(0.76, 1.30)0.971.00(0.76, 1.31)0.98固形燃料2つ1. 37 (1.07, 1.76)<0.051.38 (1.07, 1.77)<0.051.36 (1.06, 1.76)<0.05調理・暖房用クリーン燃料参照参照調理用固形燃料と暖房用クリーン燃料1. 34（0.89、2.01）0.161.39（0.92、2.11）0.111.40（0.92、2.12）0.11調理用クリーン燃料および暖房用固形燃料0.91（0.69、1.19）0.480. 92 (0.70, 1.22)0.580.92 (0.70, 1.22)0.58Solid fuel for cooking and heating1.38（1.07、1.76）<0.051.38（1.07、1.76）<0.051.37（1.06、1.76）<0. 05重度のサルコペニアの有病率調理クリーン燃料参照参照固形燃料1.21 (0.96, 1.54)0.111.25(0.98, 1.59)0.071.22(0.96, 1.56)0.1暖房クリーン燃料参照参照固形燃料1.09 (0. 81, 1.47）0.571.12（0.83,1.53）0.441.16（0.85,1.57）0.35調理・暖房固形燃料なしRefRefRef固形燃料1本1.16（0.80,1.70）0.431.23（0.84,1.81）0.291.28（0.87,1.89）0.21固形燃料2本1. 28 (0.90, 1.82)0.181.35(0.94,1.94)0.11.37(0.95,1.97)0.09調理・暖房用クリーン燃料参照参照調理用固形燃料と暖房用クリーン燃料1. 52（0.85、2.74）0.161.67（0.92、3.03）0.091.65（0.91、3.02）0.1調理用クリーン燃料および暖房用固形燃料1.10（0.75、1.63）0.621. 16 (0.78, 1.73)0.471.21 (0.81, 1.82)0.34 調理・暖房用固形燃料1.28 (0.90, 1.82)0.181.35 (0.94, 1.94)0.11.37 (0.95, 1.97)0.09
モデル1は、以下の変数を調整した：性、年齢、地域、都市／農村、既婚の有無、教育レベル、肥満度。モデル2は、以下の変数を調整した：性、年齢、地域、都市／地方、教育レベル、既婚の有無、教育レベル、肥満度、喫煙、アルコール、夜間睡眠時間、昼寝、困難な移動活動、ピーク呼気流量。モデル3では、以下の変数を調整した：性、年齢、地域、都市／農村、教育レベル、既婚の有無、教育レベル、肥満度、喫煙、アルコール、夜間睡眠時間、仮眠、困難な移動活動、ピーク呼気流量、事故、転倒、股関節骨折、うつ病、高血圧、脂質異常症、高血糖、がん、慢性肺疾患、肝臓疾患、心臓疾患、脳卒中、腎臓疾患、消化器疾患、感情的または精神的問題、記憶関連疾患、関節炎またはリウマチ、喘息。
調理に固形燃料を使用している中国の高齢者は、清潔な燃料を使用している高齢者よりもサルコペニアを経験する可能性が高かった（調整後OR = 1.44、95％CI: 1.21、1.72、モデル3のP < 0.01）。暖房用固形燃料は、完全調整モデルにおいて、暖房用清浄燃料よりもサルコペニアの有病率において上昇傾向（調整後OR = 1.10, 95％CI: 0.89, 1.36, P = 0.39）と関連していたが、統計的有意差はなかった。用量依存解析では、調理と暖房に固形燃料を2つ使用することは、調理と暖房に固形燃料を使用しない場合よりもサルコペニアのリスクが高いことと相関していることが示された（調整後OR = 1.36、95％CI: 1.06、1.76、モデル3のP < 0.01）。
重度サルコペニアの有病率は、調理・暖房用固形燃料の使用と使用数とともにいくらか増加している。しかし、各群間の有病率の差は、すべての分析において統計的有意性を示さなかった（表2および表4参照）。
考察
本研究では、中国の高齢者集団における筋肉とサルコペニアに対する調理用固形燃料と暖房用固形燃料の個別効果と共同効果を、全国を代表する調査に基づいて同時に評価した。調理用固形燃料および調理・暖房用の2種類の固形燃料は、サルコペニアの可能性、サルコペニア、筋力低下、筋量低下と強い関連を示した。調理用固形燃料と暖房用固形燃料の数は、サルコペニアの可能性と筋力低下の有病率と有意な用量依存性を示した。さらに、暖房用固形燃料は、暖房用クリーン燃料よりもサルコペニアの可能性と筋力低下の有病率の増加と関連していた。本研究で得られた知見は、高齢化が加速する状況において、公衆衛生にとってより大きな価値があると考えた。本研究は、室内空気汚染がサルコペニアの独立した危険因子である可能性を示唆した。本研究の結果は、固形燃料をクリーン燃料に転換する国家戦略を支持するエビデンスに基づく医学的根拠を提供するものであり、中国および世界の公衆衛生に対する大気汚染の悪影響を軽減し、加齢に関連する疾病負担を軽減することができる。
上記のように、大気汚染暴露と筋肉量および筋力との関係を分析した2つの横断研究を検索した14,15。そのうちの1つは、台北で実施された65歳以上の高齢者530人を対象としたもので、PM2.5（1.41μm/m3）の四分位数間の増加は、屋外の大気汚染に1年間暴露した後の筋肉量の0.4kg（95％CI：-0.31, -0.58）減少と関連することがわかった。手握力は、PM2.5、二酸化硫黄、オゾン、一酸化炭素、二酸化窒素などの各環境大気汚染曝露と有意な相関はなかった14。この研究では、室内大気汚染が筋肉やサルコペニアに及ぼす影響については評価していない。しかし、31人の成人209人を対象とした別の研究では、PM2.5が10μg/m3増加するごとに、手の握力が0.7kg低下する可能性が示唆されている15。残念なことに、Linらの研究では、調理用固形燃料が筋肉量に及ぼす影響については評価されていない。一方、暖房用固形燃料と筋力および筋肉量との相関関係は明らかにされていない。全体として、筋肉と室内空気汚染、特に暖房用固形燃料との関係については、限られたエビデンスしか得られていない。2つの先行研究と比較して、我々は、筋力および筋量に対する室内空気汚染の影響について、より詳細な証拠を提供した。Linらの研究と同様に、中国の高齢者集団は、調理に固形燃料を使用しており、調理にクリーンな燃料を使用している集団と比較して、手の握力の有意な低下（β=-0.424、95%CI：-0.767、-0.082）に苦しんでいた。新しいエビデンスのひとつは、暖房用の固形燃料もまた、暖房用のクリーン燃料使用者より0.637kg（95％CI：-1.033, -0.241）低い握力を示すというものである。もう一つの新たな証拠は、調理用の固形燃料は、清潔な調理用燃料よりも筋肉量と強い負の相関（β = -0.034, 95% CI: -0.051, -0.019）を示したことである。興味深いことに、調理用固形燃料は筋肉量に影響を与えやすく、暖房用固形燃料は筋力に影響を与えやすい傾向があった。暖房用固形燃料による室内空気汚染は、主に冬に発生し、1日のほとんどすべての時間帯で個人の健康に継続的な影響を与える。暖房用固形燃料は年間を通して常に使用されているが、室内空気汚染には短期間暴露されている。様々なパターンの室内空気汚染への曝露が、筋力や筋肉量に異なる影響を及ぼすかどうか、またその理由については、今後さらに調査する必要がある。さらに、調理用固形燃料と暖房用固形燃料の複合的な筋力への悪影響も明らかになった。ASWG 2019を参照し4、筋力と筋量の低下の概念を本研究に適用した。調理用固形燃料は調理用クリーン燃料よりも低筋力・低筋量の有病率が高く、一方、暖房用固形燃料は暖房用クリーン燃料よりも低筋力・低筋量のリスクが有意に高かった。調理用固形燃料と暖房用固形燃料の両方が、低筋力および低筋肉量の有病率に複合的に影響することが観察された。
我々の知る限り、サルコペニアと屋外および屋内の大気汚染との関連性に関する臨床疫学調査に関する文献は不足していた。加齢に関連した疾患の重要な構成要素として、サルコペニアは大気汚染との相関を深く調査する価値がある。本研究は、調理や暖房用の固形燃料がサルコペニアの有害因子であるかもしれないという新しい知見を提供した。さらに、調理用と暖房用の固形燃料を別々に使用する群と共同で使用する群では、参照群と比較してサルコペニアの有病率が高い可能性があった。調理用と暖房用の固形燃料の使用量によっても、サルコペニアの有病率に有意な用量依存性が示された。重度サルコペニアの有病率は、室内空気汚染には有意に影響されないようであった。我々の結果が示したように、室内空気汚染は、手指の握力と筋肉量の値を低下させただけでなく、低筋力と筋肉量の有病率を上昇させた。この意味で、屋内空気汚染とサルコペニアに関する観察された関連性は、生物学的に妥当であった。サルコペニアの診断には、筋肉量と筋力・身体能力を同時に評価する必要があるが、サルコペニアの可能性がある場合は、主に筋力・身体能力を評価する必要がある4。筋肉量を考慮する必要がある場合は、暖房用の固形燃料よりも調理用の固形燃料の方が、サルコペニアや重度のサルコペニアの有病率に大きな影響を与えると考えられる。筋肉量を評価しないサルコペニアの可能性の有病率は、逆の結果を示した。屋内空気汚染への曝露の様々なパターンは、身体能力の評価を加えてもなお、異なる影響を及ぼすようであった。
現在のところ、室内空気汚染と筋肉およびサルコペニアとの関係をつなぐ根本的なメカニズムは不明なままである。筋損傷とサルコペニアの病態生理には、炎症、酸化ストレス、微小血管の変化、ホルモンと成長因子の変化、神経斑の変化と運動ニューロンの喪失、タンパク質代謝の不均衡、アポトーシス、運動不足、ミトコンドリア機能障害、衛星細胞の機能障害といったメカニズムが含まれる可能性がある3。これまでの研究では、タバコの喫煙による二次的な汚染物質が、筋タンパク質の分解と筋機能障害を誘発し、25, 26 筋タンパク質の合成を低下させ、27 筋再生能力を低下させることによって、骨格筋の機能障害を引き起こすことが実証されている28。大気汚染によって引き起こされる炎症と酸化ストレスは、神経伝達物質とニューロトロフィンのシグナル伝達、神経細胞のリモデリング、神経変性を障害する29。大気汚染に暴露されたラットを用いたin vivo実験では、ベンゾ[a]ピレンが酸化ストレス産生、炎症性サイトカイン、アポトーシス細胞死を媒介するタンパク質の増加を刺激することが示された30。サルコペニアモデルにより、ベンゾ[a]ピレンとサルコペニアの関連性がさらに検証され、筋肉の老化におけるベンゾ[a]ピレンの影響が確認された30。大規模サンプルの疫学調査により、長期にわたる大気汚染への曝露が、英国の一般集団の微小血管の健康に有意な悪影響を及ぼすことが示唆された31。サルコペニアの根底には、うつ病、神経疾患、骨・関節疾患など、複数の併存疾患が存在することが多い。
主な長所は、中国の高齢者集団における筋力と筋量に対する室内空気汚染の影響をより包括的に評価し、質の高い全国規模の代表的研究を用いることで、室内空気汚染と加齢関連サルコペニアに関する本質的な知見を提供したことである。とはいえ、本研究にはいくつかの限界がある。第一に、筋肉量はDXAや生体電気インピーダンス分析ではなく、人体測定式によって推定した。第2に、固形燃料の使用は、外部被曝線量や内部被曝線量を直接測定するのではなく、自己報告式のアンケート調査に基づいており、これが研究結果に影響を与えた可能性がある。第3に、過去の文献20-22に基づいて多くの潜在的交絡因子を調整したが、住宅条件や食事摂取量など、本研究には含まれていない交絡因子もあった。第4に、ボランティア・バイアスや無回答バイアスなど、いくつかの種類の選択バイアスも、我々の結果を解釈し外挿する際に考慮すべきである。最後に、本研究は横断的であるため、調理や暖房のための固形燃料と筋肉やサルコペニアとの因果関係を明らかにすることは困難であることを強調しておく。
結論
本研究は、調理や暖房のための室内空気汚染が、筋力障害やサルコペニアの独立した危険因子である可能性を示す重要な証拠を提供するものである。我々の知見は、調理・暖房用のクリーンな燃料が、高齢者集団におけるサルコペニアの負担を軽減し、加齢を促進する可能性を支持するものである。さらに、本研究の限界を克服し、室内空気汚染と筋肉およびサルコペニアとの関連をさらに検証するために、縦断的研究が正当化される。
謝辞
China Health and Retirement Longitudinal Study（CHARLS）の研究チームとフィールドチーム、および本研究のすべての回答者の貢献に感謝する。CHARLSは、米国国立衛生研究所（National Institute of Health）のNational Institute on AgeingのBehavioural and Social Research Division（助成金1-R21-AG031372-01、1-R01-AG037031-01、3-R01AG037031-03S1）、中国自然科学基金（助成金70773002、70910107022、71130002）、世界銀行（契約7145915、7159234）、北京大学の支援を受けた。本研究は、中国湖北省自然科学基金（2022CFB696）および湖北省技術革新実証プロジェクト（2022BCE031）の支援を受けた。
利益相反
提出された研究に影響を与えたと思われる関係や活動はない。
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