控烟专题合集｜免费阅读
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摘要
背景
戒烟可降低死亡率和致病率。然而，戒烟对当代吸烟相关疾病死亡率的降低程度和速度仍不确定。
方法
我们汇总了1974—2018年间，在美国、英国、挪威和加拿大四个国家队列研究中，20~79岁成人当前或曾经吸烟者与从未吸烟者的死亡风险比数据，并与死亡登记系统进行了关联。我们通过比较当前吸烟者或从未吸烟者与按年龄分层的戒烟人群（包括戒烟时间<3年、3~9年以及≥10年的人群），计算了超额风险差异和生存情况。
结果
在随访15年的148万成人中，有122,697人死亡。根据年龄、教育程度、饮酒和肥胖等因素校正后，当前吸烟者与从未吸烟者相比，死亡风险比更高（女性为2.8，男性为2.7）。40~79岁吸烟者的寿命较不吸烟者分别减少12年（女性）和13年（男性）（吸烟致死者的寿命损失约24~26年，非吸烟致死者无寿命损失）。曾经吸烟者的风险比显著降低（男女均为1.3）。短期戒烟（<3年）可使40岁以下人群的超额风险降低95%（女性）和90%（男性），在40~49岁（超额风险分别降低81%和61%）及50~59岁（分别降低63%和54%）人群中也显示出显著获益。各年龄段戒烟均与生存期延长相关，尤其是在40岁前戒烟者中。与持续吸烟相比，各年龄段戒烟<3年可避免5年寿命损失，戒烟≥10年可避免约10年寿命损失，使生存情况接近从未吸烟者。
结论
在任何年龄戒烟（尤其在年轻时）均可降低全因超额死亡率及血管疾病、呼吸系统疾病和肿瘤疾病相关死亡率。戒烟后最早3年即可观察到明显益处。（由加拿大卫生研究院[Canadian Institutes of Health Research]资助[FDN-154277]。）
引言
长期吸烟仍是全球范围内过早死亡的主要原因，每年导致500万至700万人死亡1-3。尽管成人吸烟率已大幅下降，但在欧洲和北美，中年人中仍有至少四分之一的死亡由吸烟导致4。近几十年来，大量成人成功戒烟3-7，因此我们有机会确定戒烟对当代吸烟相关疾病死亡率的具体降低程度。
与继续吸烟相比，40岁前戒烟可避免90%的吸烟所致死亡终生风险2-5。考虑戒烟的吸烟者如果能了解戒烟不仅可降低终生风险，还可显著且迅速地降低近期死亡风险，并且了解吸烟所致主要疾病的近期及远期风险降低情况，将会从中获益7,8。
本研究通过整合四项大型全国性观察队列数据，按年龄、性别和戒烟年限，量化分析了戒烟在降低死因别死亡率方面的潜在益处。我们所研究的高收入国家在烟草相关死亡模式和戒烟率方面存在差异。
方法
研究设计
我们对四个大型全国性观察性健康队列进行了个体水平的荟萃分析，这些队列均与死亡登记系统相关联。每个队列均详细记录了其抽样策略、调查程序、拒答率，并与全国死亡率数据相关联。前两个队列具有全国代表性。全国健康访谈调查（National Health Interview Survey，NHIS）采集美国居民的代表性样本（20~79岁，不住在特定机构的人群），每年纳入滚动的家庭样本；我们使用了1997—2018年的调查样本数据3,9。同样，加拿大社区健康调查（Canadian Community Health Survey，CCHS）每年从滚动的家庭样本中纳入20~79岁的成人；我们使用了2000—2014年的样本数据10。在挪威，我们合并了1974—2003年间启动的三项队列研究，这些研究招募了25~79岁的参与者，构成挪威健康筛查调查队列（Norwegian Health Screening Survey Cohorts）11,12。这些研究包括郡县研究（Counties Study）（1974—1988年）、40岁以上人群研究（40 Years Study）（1985—1999年）和挪威队列（Cohort of Norway）（1994—2003年）13,14。英国生物样本库（U.K. Biobank）于2006—2010年招募了40~73岁的成人。英国生物样本库的参与者是在英国全民医疗体系内招募，他们并不能代表全国人口，但确实涵盖了不同的地理环境和社会群体15,16。
观察人群
我们将当前吸烟者定义为在入组调查时每天或某些日子吸烟的人，将曾经吸烟者定义为一生中至少吸过100支烟的人，并记录他们停止吸烟距入组的年数。从未吸烟者一生中吸烟少于100支。记录的其他指标包括教育程度、身高和体重（挪威外的其他国家由参与者自我报告，挪威由护士在筛查时测量）以及饮酒量（挪威外的其他国家调查所有参与者的饮酒量，在挪威，关于饮酒的问题从1994年起在三个队列中对27%的人进行询问，且未纳入当前分析）11。
结局
各队列都将其纳入的人群与国家死亡登记系统进行关联，后者提供死因别死亡率。约85%的CCHS纳入者和95%的NHIS纳入者同意与国家死亡登记系统进行关联，关联依据包括姓名、出生日期、年龄、性别和社会保险/保障号码10,17,18。英国生物样本库每季度使用国家健康识别号码和其他个人详细信息将所有参与者名单发送给英格兰、威尔士和苏格兰的国家数字登记系统19。挪威的11位数字唯一个人识别号使这些队列能够与国家死因登记系统进行关联11,12。
所有四个国家的死亡登记系统都使用《国际疾病分类》第十版（ICD-10）提供导致死亡的根本原因和多种原因20。我们评估了各队列及其与各自死亡登记系统的关联情况，结果表明随访率很高，超过95%的个体死亡记录与死因别死亡率相匹配，只有少数移居其他国家的人除外9-19。吸烟所致主要疾病类别2,3,21包括血管疾病、呼吸系统疾病和肿瘤（癌症）死亡以及全因死亡（包括非医疗原因，如意外事故和自杀；ICD-10编码补充附录表S1）。当前或曾经吸烟者与从未吸烟者之间的全因死亡率比较不受死因潜在分类错误的影响。
超额风险和绝对风险降幅计算
对于每个国家队列，我们针对当前和曾经吸烟者（分别研究戒烟时间<1年、<3年、3~9年或≥10年的情况）对每个关注的结局拟合了Cox比例风险模型22。我们计算了当前吸烟者与从未吸烟者的风险比（HRc）和曾经吸烟者与从未吸烟者的风险比（HRf），并根据教育程度（高中以下、高中、高中以上）、饮酒情况（从不饮酒、曾饮酒或少量饮酒者[女性每天1~2份，男性每天1~3份]或大量饮酒者[女性每天≥3份，男性每天≥4份]）以及体质指数（BMI[体重{kg}除以身高{m}的平方]；<25、25~<30和≥30）进行了校正。由于队列未收集纳入后戒烟的信息，因此使用基线吸烟状况得出的观察风险比往往会低估持续吸烟的真实风险5。为了计算根据戒烟情况校正后的HRc，我们研究了每个队列纳入之前3年内按年龄和性别划分的戒烟比例，并将其用于估计纳入后的戒烟情况。戒烟者应具有曾经吸烟者的风险（HRf）。相比之下，未戒烟的吸烟者应具有持续吸烟的真实（根据戒烟情况校正后的）风险（HRc）。由此得出HRc=(HRuncorrected-p*HRf)/(1-p)，其中p为戒烟者的比例。表S2和图S1表明，在汇总结果中，近期戒烟者按年龄和性别划分，比例在10%~16%之间，表S3则提供了每个队列中当前吸烟者总体死亡率的校正和未校正风险比。
我们对四个全国性队列中每个年龄组（<40岁、40~49岁、50~59岁、60~69岁和70~79岁）和性别的当前吸烟者和曾经吸烟者的风险比进行了随机效应荟萃分析23，如果按事件数量对队列进行加权，结果相似（文中未给出数据）。利用汇总结果，我们计算了不同戒烟时长的超额风险差异为1-[(HRf-1)/(HRc-1)]。我们计算了绝对风险差异（即当前吸烟者与曾经吸烟者的死亡风险差异），重点关注40~79岁之间的死亡风险。我们根据死亡率推导出每种风险，对于当前吸烟者，其死亡率是通过将从未吸烟者的死亡率乘以校正后的HRc（以考虑潜在混杂因素以及纳入后戒烟的某些影响）计算得出的。补充附录提供了统计学方法，包括荟萃分析的详细信息。我们使用SAS软件9.4版（SAS Institute，Cary，NC）和R软件3.6.0版进行分析。
结果
这四项全国性队列研究共纳入148万名成人，平均随访时间为14.8年，在2300万人-年随访期间记录到122,697例死亡（表1；详细信息见表S1和S4）。在每个队列中，与从未吸烟者相比，当前吸烟者受教育程度较低、饮酒较多，且BMI较低（表S1）。与从未吸烟者相比，曾经吸烟者受教育程度较低、饮酒较多，且BMI较高，但挪威女性除外，其BMI相似。因此，后续分析根据这些差异进行了校正。当前吸烟者与从未吸烟者相比，女性的全因死亡风险比为2.8（99%置信区间[CI]，2.2~3.6），男性为2.7（2.2~3.4），在各项研究中，女性的全因死亡风险比范围为2.2~3.7，男性的范围为2.3~3.9（表1）。在当前吸烟者中，大量吸烟（≥20支/天）的情况在男性（32.4%）中比在女性（19.8%）中更常见，但女性大量吸烟者的全因死亡风险比略高（表S3）。
表1. 国家队列特征和参与者基线特征*
* 除挪威外，风险比均根据年龄、教育程度、体质指数和饮酒量进行了校正。美国NHIS未报告吸烟量。CCHS表示加拿大社区健康调查；CI表示置信区间；NHSSC表示挪威健康筛查调查队列；NHIS表示全国健康访谈调查。
戒烟后的超额风险降幅
任何曾经吸烟者与从未吸烟者相比的总体死亡风险比（99% CI）（男女均为1.3[1.1~1.5]），仅为当前吸烟者相应风险比的一半（表1、图1和表S5）。曾经大量吸烟者的总体死亡风险比略高于任何曾经吸烟者，尤其是女性（表S3）。在所有年龄段，在当前吸烟者中，我们观察到因呼吸系统疾病死亡的风险比最高（女性，7.6；男性，6.3），其次是因血管疾病死亡（女性，3.1；男性，2.9）和因癌症死亡（女性，2.8；男性，3.1）。在曾经吸烟者中，因呼吸系统疾病死亡的风险比最高，因血管疾病死亡的风险比最低（男女分别为1.9和1.2）。对于全因死亡和每个性别，任何曾经吸烟者的超额风险（定义为风险比-1）（0.3）比女性和男性当前吸烟者的超额风险（分别为1.8和1.7）低80%以上（图1）。
图1. 四项全国性队列研究合并分析中，按死因和性别分层，当前吸烟者和曾经吸烟者与从未吸烟者之间的风险比
每个正方形的面积与风险比对数的方差成反比。CI表示置信区间。
衡量曾经吸烟者与当前吸烟者之间超额风险差异的适当方法必须考虑戒烟年龄（而不仅仅是纳入时的年龄），以及戒烟后的时间。我们按年龄组研究了戒烟时长对超额风险差异的影响，并对协变量进行了校正；我们的数据表明，对这些特征进行校正对于超额风险估计值的影响不大。考虑到50~59岁年龄段的总死亡率（这是各国戒烟人数达到峰值的年龄段，见图S1），女性和男性在戒烟<3年时的超额风险差异分别为63%和54%，而戒烟<1年时分别为51%和43%（表2和表S6）。我们发现，在每个性别和大多数年龄组中，戒烟<3年的超额风险差异都大于戒烟<1年的超额风险差异，但<50岁的男性除外。
表2. 按性别和年龄组分层，与当前吸烟者相比，戒烟时间<3年的曾经吸烟者全因死亡率的ERD*
* 对戒烟时间<1年进行比较、仅校正教育因素以及排除随访3年内的结果见补充附录表S3。ERD的99%置信区间较宽，因为它们同时考虑了当前吸烟者与从未吸烟者以及曾经吸烟者与从未吸烟者的风险比（见补充附录方法部分）。CI表示置信区间；ERD表示超额风险差异，已根据教育程度、体质指数和饮酒情况（挪威研究除外）进行了校正。
反向因果关系（即某些健康不佳的情况导致部分吸烟者在纳入前不久戒烟）在戒烟时间<1年的近期戒烟者中更有可能出现。此外，一小部分近期戒烟者可能会复吸。因此，我们认为戒烟<3年是衡量戒烟近期益处的更可靠指标。戒烟<3年所产生的超额风险差异与排除随访3年内数据（以减少可能的反向因果关系）后观察到的风险差异相似（表S6）。考虑到残余混杂因素，对饮酒或BMI进行额外校正，与仅校正年龄和教育程度相比，得出的风险比非常相似（表S4）。
戒烟<3年的总死亡超额风险差异在较年轻成人中最高，随着年龄增长逐渐减小。在≤40岁戒烟的女性和男性的死亡率接近从未吸烟者，分别可能避免了继续吸烟带来的95%和90%的风险。在50~59岁年龄段，女性/男性的超额风险差异分别为63%/54%，在60~79岁年龄段分别为40%/33%。后两个年龄段被合并，因为70岁以后戒烟的人很少。在50~59岁年龄段，戒烟3~9年的女性/男性超额风险差异分别为72%/64%。在50~59岁年龄段，戒烟≥10的女性/男性超额风险差异分别为95%/92%（图2）。对于男女而言，按死因排序，风险差异从大到小依次为因血管疾病死亡，其次为因癌症死亡，而因呼吸系统疾病死亡的风险差异最小。女性的风险差异总体上大于男性，但置信区间有重叠，因为当前吸烟者和曾经吸烟者的风险比都存在不确定性。相比之下，任何时长的戒烟所带来的绝对风险差异在老龄组最大，这反映了这些年龄段较高的背景死亡率。对于全因死亡，在60~79岁年龄段，戒烟时间<3年的女性/男性绝对风险差异分别为8.2%/6.5%，而在<40岁年龄段分别为1.3%/1.8%（图S2）。
图2. 四项全国性队列研究合并分析中，与从未吸烟者相比，戒烟≥10年、3~9年以及<3年者按年龄组和性别分层的全因死亡超额风险差异
CI表示置信区间；ERD表示超额风险差异；No.表示数字；yr表示年。
戒烟后的累积生存率
汇总分析表明，在40~79岁年龄段，男性中从未吸烟者和当前吸烟者的累积生存率分别为83%和59%，绝对差异为24个百分点；女性分别为87%和67%，绝对差异为20个百分点（图S3）。这些死亡风险相当于与年龄、性别及其他因素相似的从未吸烟者相比，女性和男性吸烟者分别平均损失12年和13年的潜在寿命。这种损失大约是因吸烟而死亡的吸烟者平均损失24~26年寿命，而未因吸烟死亡的吸烟者则无损失。当前吸烟者与从未吸烟者相比，因吸烟导致的平均潜在寿命损失为：男性/女性因血管疾病分别为14年/10年，因癌症分别为12年/12年，因呼吸系统疾病分别为18年/20年（表3）。
表3. 40~79岁年龄段，按性别和死因分层，增加的预期寿命与戒烟时长的关系*
* 数据源自根据年龄、教育程度、体质指数和饮酒量（挪威除外）校正后的死亡率的生命表估计值。
在所有年龄段的吸烟者中，戒烟≥10年后的生存率与从未吸烟者相当，避免了约10年的全因死亡寿命损失。戒烟≥10年可使生存期延长8~15年，具体时长取决于主要疾病类别和性别（表3）。最终的远期生存改善大多在短时间内就已实现。戒烟<3年可避免因继续吸烟而损失约5年寿命，但具体数字因死因不同而有所差异（表3和图S3）。
在合并分析中，存活至80岁的比例在40岁前戒烟者中最高（寿命延长12年），其次是40~49岁戒烟者（延长6年），即便在50~59岁戒烟者中也有显著改善（延长2.5年；图3）。戒烟带来的生存期差异在女性和男性中相似。
图3. 40~79岁年龄段，男性和女性在不同年龄戒烟的戒烟者与从未吸烟者或当前吸烟者的生存曲线比较（全因死亡）
讨论
我们对四个大型全国性队列研究进行了综合分析，这些队列研究与高收入国家的死亡登记系统相关联。结果表明，在任何年龄戒烟（尤其是40岁之前戒烟）均与总死亡率以及由吸烟导致的常见重大疾病死亡率降低相关。曾经吸烟者若能持续戒烟，其一生中的死亡风险会接近从未吸烟者。重要的是，戒烟与死亡风险之间的长期显著关联在戒烟后几年内就会显现出来。
许多吸烟者错误地认为，戒烟对他们没有帮助，因为他们之前一直吸烟或大量吸烟7,8。我们发现，戒烟者因血管疾病和癌症死亡的超额风险降低，但因呼吸系统疾病死亡的超额风险降低幅度较小，这可能反映了不可逆的长期气道损伤2,3,21,24。此外，尽管吸烟者与从未吸烟者的风险比随年龄变化不大，但戒烟带来的绝对风险差异会随着年龄增长而增加。
我们对吸烟危害以及戒烟潜在益处进行的量化评估，能够为个人、致力于提高患者戒烟率的医务人员以及基于人群的策略提供信息2,25。即使在美国、加拿大、英国和挪威等国家戒烟率显著提升的背景下，截至2019年，这些国家15岁以上的吸烟者规模仍达6000万之巨6。值得注意的是，社会经济地位较低群体的戒烟率显著滞后21,26。鉴于社会底层人群的吸烟相关死亡率和基础死亡率均处于高位，全面提升各收入阶层的戒烟率将有效缩小死亡率层面的社会绝对不平等27。虽然本研究聚焦高收入国家，但其结论对全球逾10亿吸烟者具有普适价值——无论是高收入还是中低收入国家，成年早期开始吸烟且未戒烟者所面临的危害是相似的1-3,25。
鉴于持续吸烟对健康具有极端危害，因此戒烟带来的获益尤为显著。特别是在过去二十年间，随着多国非吸烟人群中期死亡率（medium-term death rate）持续下降，这种健康获益更加凸显28。具有成本效益的戒烟干预措施包括：提高烟草制品（尤其是烟草企业为吸引青少年和阻碍戒烟而推广的廉价短支香烟）的消费税；推广尼古丁替代疗法及戒烟药物；全面禁止烟草广告、促销活动及公共场所吸烟行为1,25,29,30。
我们的研究有一些局限性。首先，曾经吸烟者和从未吸烟者之间的差异不止于我们所测量的几个变量。然而，对教育程度、饮酒和体质指数进行校正对风险比的影响甚微，这提示吸烟与死因别死亡率之间的关联可能具有因果性，但尚不能完全定论3,21。其次，部分曾经吸烟者的超额死亡率可能被高估了，因为这反映了那些因病而戒烟的吸烟者的死亡情况。然而，排除随访最初几年的死亡情况后，得出的结果与我们的主要分析结果相似。虽然我们已对纳入后3年内戒烟的当前吸烟者进行风险校正，但纳入的吸烟者持续存在戒烟行为。在英国百万女性（U.K. Million Women）研究中，约40%的基线吸烟者在第8年时已戒烟，纳入后3年内的年戒烟率几乎是随后5年的两倍5。英国生物样本库研究的重新调查也表明，在纳入后有大量吸烟者戒烟，且纳入后短时间内的戒烟速度最快31。在所有四个研究国家中，研究期间的吸烟率均有所下降6。如果当前吸烟的真实危害比我们观察到的更大，那么戒烟带来的相对风险和绝对风险差异将比我们估计的更有利。实际上，我们通过对纳入后戒烟情况进行考量的研究设计，避免了当前吸烟者与从未吸烟者之间健康风险差异可能被低估的情况32。第三，荟萃分析可能会掩盖各研究之间的差异，我们注意到合并风险存在异质性23。最后，这些研究可能对死亡证明进行了错误分类，尤其在高龄群体中33,34。但这些错误分类与吸烟状态无关。可能存在的错误分类可能会提高某些原因导致的当前或曾经吸烟者与从未吸烟者的死亡风险比，但会降低其他原因导致的死亡风险比35。因此，我们重点关注≤80岁死亡的情况。最后，错误分类不会影响我们对当前或曾经吸烟者与从未吸烟者相比的总死亡风险计算。
鉴于戒烟在特定年龄和性别中带来的巨大益处，我们的数据支持采取公共行动，大幅提高全世界的戒烟率。在人群层面监测戒烟情况的一个简单指标是在大约50岁人群中，曾经吸烟者与当前吸烟者的比例7。任何年龄戒烟（尤其是年轻时戒烟）都能降低超额总死亡率以及吸烟相关主要疾病导致的死亡率36。这些数据表明，戒烟后仅3年，死亡风险就会降低。
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答谢
A data sharing statement provided by the authors is available with the full text of this article.
Supported by Canadian Institutes of Health Research (FDN-154277).
Disclosure forms provided by the authors are available with the full text of this article.
PowerPoint presentations of the key results are available at https://www.cghr.org/tobacco. Dr. Jha is supported by the University of Toronto Chair program and a Canada Research Chair in Global Health. We thank Hellen Gelband, Richard Peto, and Arthur S. Slutsky for useful comments. For the Norwegian data, the authors acknowledge the services of the Cohort of Norway (CONOR) and the contributing research centers delivering data to CONOR. This UK data used the UK Biobank Resource under Project no 48609. The Canadian data was supported by the Institute for Clinical Evaluative Sciences, which is funded by the Ontario Ministry of Health and Long-Term Care. The analyses, conclusions, opinions, and statements expressed herein are solely those of the authors and do not reflect those of the funding or data sources.
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