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研究の目的：カルシウム（CA）の拮抗薬として、マグネシウム（MG）は睡眠の調節に関与しています。Mg摂取量とCa-to-Mg摂取比（CA：MG）と睡眠の質と期間の縦方向の関連性を調べることを目指しました。 方法：研究サンプルは、若年成人（Cardia）研究における冠動脈リスク発達の3,964人の参加者で構成されていました。MGの食事および補足摂取量は、ベースライン（1985-1986）、試験7年および20年のCardia栄養歴を使用して得られました。自己報告された睡眠の結果は15年目と20年目に測定されました。5（非常に悪い）。睡眠時間を7、7-9、> 9時間に分類しました。一般化された推定方程式を使用して、対象の関連性を2つの時点で繰り返し測定するものとして調べました。 結果：潜在的な交絡因子の調整後、MG摂取量は睡眠の質の向上に関連して境界線でした[最高四分位（Q4）対吸気四分位（Q1）：オッズ比（OR）= 1.23;95％CI = 0.999、1.50、Ptrend = 0.051]。Q4の参加者は、Q1（OR = 0.64; 95％CI = 0.51、0.81、PTREND = 0.012）の参加者と比較して、睡眠が短い（<7時間）可能性が低かった。睡眠不足との関連性は、抑うつ障害のない参加者の間で持続しました（Q4対Q1：OR = 0.64; 95％CI = 0.49、0.82、Ptrend <0.001）が、抑うつ障害のある人ではそうではありませんでした。CA：MGは、うつ病の状態に関係なく、どちらの結果にも関連していませんでした。 結論：MG摂取量は、この縦断分析における両方の睡眠の結果と関連していた。潜在的な因果推論を確立するために、睡眠の客観的な測定を伴うランダム化比較試験が必要です。
研究の目的：カルシウム（CA）の拮抗薬として、マグネシウム（MG）は睡眠の調節に関与しています。Mg摂取量とCa-to-Mg摂取比（CA：MG）と睡眠の質と期間の縦方向の関連性を調べることを目指しました。 方法：研究サンプルは、若年成人（Cardia）研究における冠動脈リスク発達の3,964人の参加者で構成されていました。MGの食事および補足摂取量は、ベースライン（1985-1986）、試験7年および20年のCardia栄養歴を使用して得られました。自己報告された睡眠の結果は15年目と20年目に測定されました。5（非常に悪い）。睡眠時間を7、7-9、> 9時間に分類しました。一般化された推定方程式を使用して、対象の関連性を2つの時点で繰り返し測定するものとして調べました。 結果：潜在的な交絡因子の調整後、MG摂取量は睡眠の質の向上に関連して境界線でした[最高四分位（Q4）対吸気四分位（Q1）：オッズ比（OR）= 1.23;95％CI = 0.999、1.50、Ptrend = 0.051]。Q4の参加者は、Q1（OR = 0.64; 95％CI = 0.51、0.81、PTREND = 0.012）の参加者と比較して、睡眠が短い（<7時間）可能性が低かった。睡眠不足との関連性は、抑うつ障害のない参加者の間で持続しました（Q4対Q1：OR = 0.64; 95％CI = 0.49、0.82、Ptrend <0.001）が、抑うつ障害のある人ではそうではありませんでした。CA：MGは、うつ病の状態に関係なく、どちらの結果にも関連していませんでした。 結論：MG摂取量は、この縦断分析における両方の睡眠の結果と関連していた。潜在的な因果推論を確立するために、睡眠の客観的な測定を伴うランダム化比較試験が必要です。
STUDY OBJECTIVES: As an antagonist of calcium (Ca), magnesium (Mg) has been implicated in the regulation of sleep. We aimed to examine the longitudinal associations of Mg intake and Ca-to-Mg intake ratio (Ca:Mg) with sleep quality and duration. METHODS: The study sample consisted of 3,964 participants from the Coronary Artery Risk Development in Young Adults (CARDIA) study. Dietary and supplementary intake of Mg were obtained using the CARDIA Dietary History at baseline (1985-1986), exam years 7 and 20. Self-reported sleep outcomes were measured at years 15 and 20. Sleep quality was rating from 1 (very good) to 5 (very bad). We categorized sleep duration to <7, 7-9, and >9 h. Generalized estimating equation was used to examine the associations of interest as repeated measures at the two time points. RESULTS: After adjustment for potential confounders, Mg intake was borderline associated with better sleep quality [highest quartile (Q4) vs. intake quartile (Q1): odds ratio (OR) = 1.23; 95% CI = 0.999, 1.50, ptrend = 0.051]. Participants in Q4 were also less likely to have short sleep (<7 h) compared to those in Q1 (OR = 0.64; 95% CI = 0.51, 0.81, ptrend = 0.012). The observed association with short sleep persisted among participants without depressive disorders (Q4 vs. Q1: OR = 0.64; 95% CI = 0.49, 0.82, ptrend < 0.001), but not among individuals with depressive disorder. Ca:Mg was not associated with either outcomes, regardless of depression status. CONCLUSIONS: Mg intake was associated with both sleep outcomes in this longitudinal analysis. Randomized controlled trials with objective measures of sleep are warranted to establish the potential causal inference.
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