崔光輝，李少杰，尹永田，陳莉軍，劉馨謠，于佩琳

衰弱是指因個(gè)體生理儲(chǔ)備下降，以維持自身穩(wěn)態(tài)和抗應(yīng)激能力減退為集中表現(xiàn)的一種老年綜合征［1-2］。國外多項(xiàng)研究表明，衰弱能夠預(yù)測(cè)老年人的不良健康結(jié)局［3］，與個(gè)體跌倒、住院、失能甚至死亡的風(fēng)險(xiǎn)增高有關(guān)［4］。因此，積極探討并早期識(shí)別老年人衰弱的危險(xiǎn)因素對(duì)于提升其生活質(zhì)量、減少照護(hù)負(fù)擔(dān)和醫(yī)療支出具有重要意義，這也成為當(dāng)下護(hù)理、老年醫(yī)學(xué)和公共衛(wèi)生等多個(gè)學(xué)科亟待解決的熱點(diǎn)問題［5］。通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，既往研究主要從社會(huì)人口學(xué)因素、認(rèn)同危機(jī)、睡眠質(zhì)量、營養(yǎng)攝入等角度探討老年人衰弱的發(fā)生［6］，但缺乏一定的整體意義，且來自中國的實(shí)證研究較少。作為反映個(gè)體健康狀態(tài)與疾病易感的整體指標(biāo)，中醫(yī)體質(zhì)是指?jìng)€(gè)體在先天稟賦和后天獲得的基礎(chǔ)上形成的關(guān)于形態(tài)結(jié)構(gòu)、生理功能和心理狀態(tài)等方面相對(duì)穩(wěn)定的綜合特質(zhì)［7］。體病相關(guān)理論認(rèn)為，體質(zhì)與疾病的發(fā)生、發(fā)展和預(yù)后關(guān)系密切［8］，而由此推斷，中醫(yī)體質(zhì)在老年人衰弱的發(fā)病中可能扮演著重要角色，老年人睡眠質(zhì)量、中醫(yī)體質(zhì)類型與衰弱可能存在關(guān)聯(lián)，但目前尚未見相關(guān)報(bào)道。為此，本研究系統(tǒng)性分析了老年人睡眠質(zhì)量、中醫(yī)體質(zhì)類型、衰弱三者間的關(guān)系，并進(jìn)一步驗(yàn)證睡眠質(zhì)量與中醫(yī)體質(zhì)類型對(duì)衰弱的發(fā)生是否存在交互作用，旨在為臨床提供更多實(shí)證。

1 對(duì)象與方法

1.1 調(diào)查對(duì)象 采用分層整群抽樣法，于2019年12月從濟(jì)南市隨機(jī)選取3個(gè)區(qū)、1個(gè)縣，每個(gè)區(qū)、縣抽取2個(gè)街道或鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)街道或鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取2個(gè)社區(qū)或行政村，對(duì)該社區(qū)或行政村中所有符合納入標(biāo)準(zhǔn)的老年人進(jìn)行調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥60歲；（2）有居住地戶口；（3）無聽力、認(rèn)知功能、精神障礙；（4）無重大疾病。共納入6個(gè)社區(qū)、10個(gè)行政村的1 130例老年人為調(diào)查對(duì)象。

本研究創(chuàng)新性：

既往研究主要從社會(huì)人口學(xué)因素、認(rèn)同危機(jī)、睡眠、營養(yǎng)、多病共存等角度探討老年人衰弱的預(yù)測(cè)變量，但缺乏一定的整體意義和因素間交互作用的探討。本研究根據(jù)體病相關(guān)理論，首次證實(shí)了中醫(yī)體質(zhì)類型與睡眠質(zhì)量在老年人衰弱發(fā)生中的作用，并進(jìn)一步明確了睡眠質(zhì)量與中醫(yī)體質(zhì)類型的交互作用對(duì)衰弱的影響，為衰弱的識(shí)別與干預(yù)提供了新的思路。

本研究局限性：

（1）本研究為橫斷面研究，因此無法證實(shí)三者之間的因果關(guān)系，今后應(yīng)采用大樣本的縱向研究加以探討；（2）不能簡(jiǎn)單地將該統(tǒng)計(jì)模型中的交互作用等同于生物學(xué)交互作用，其具體機(jī)制尚有待深入研究。

1.2 調(diào)查方法 采用調(diào)查問卷〔一般資料調(diào)查表、中醫(yī)體質(zhì)量表（Constitution in Chinese Medicine Questionnaire，CCMQ）、匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)量表（Pittsburgh Sleep Quality Index，PSQI）、中文版Tilburg衰弱量表〕進(jìn)行問卷調(diào)查，調(diào)查方式為一對(duì)一問詢式，并對(duì)受試者持有疑問的條目加以解釋說明。

1.2.1 一般資料調(diào)查表 由研究者自制，包括受試者的性別、年齡、戶籍、家庭經(jīng)濟(jì)水平、受教育程度、是否患慢性病等。

1.2.2 CCMQ 采用王琦等［9］編制的CCMQ評(píng)估老年人中醫(yī)體質(zhì)類型，該量表包含平和質(zhì)、氣虛質(zhì)、陽虛質(zhì)、陰虛質(zhì)、痰濕質(zhì)、濕熱質(zhì)、血瘀質(zhì)、氣郁質(zhì)、特稟質(zhì)9個(gè)亞量表，共60個(gè)條目。各亞量表?xiàng)l目得分相加為中醫(yī)體質(zhì)類型的原始分?jǐn)?shù)，然后再將其換算為轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)。轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)=（原始分?jǐn)?shù)-條目數(shù)）/（條目數(shù)×4）×100。若平和質(zhì)轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)≥60分且其余8種體質(zhì)轉(zhuǎn)化分<40分，則判定為“是”；若某一偏頗體質(zhì)轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)≥40分，則判定為“是”。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.980。

1.2.3 PSQI 采用PSQI測(cè)定老年人睡眠質(zhì)量。PSQI由BUYSSE等［10］編制，在我國人群中具有良好的信度和效度［11］。PSQI包括主觀睡眠質(zhì)量、入睡時(shí)間、睡眠總時(shí)間、睡眠效率、睡眠障礙、使用催眠藥物、日間功能7個(gè)維度，共計(jì)18項(xiàng)條目；每項(xiàng)條目均采用Likert 4級(jí)評(píng)分法（0～3分），總分為0～21分；評(píng)分越高表示受試者睡眠質(zhì)量越差，≥8分提示個(gè)體存在睡眠障礙。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.813。

1.2.4 中文版Tilburg衰弱量表 Tilburg衰弱量表由GOBBENS等［12］研發(fā)，奚興等［13］翻譯、漢化。本研究采用中文版Tilburg衰弱量表評(píng)估老年人的衰弱情況。中文版Tilburg衰弱量表由軀體衰弱、心理衰弱、社會(huì)衰弱3個(gè)維度、15項(xiàng)條目構(gòu)成；總分為15分，≥5分為衰弱，評(píng)分越高表明受試者衰弱程度越嚴(yán)重。

1.3 質(zhì)量控制 由經(jīng)統(tǒng)一培訓(xùn)并具有相關(guān)中醫(yī)藥教育背景3年及以上的調(diào)查員開展入戶調(diào)查，向被調(diào)查對(duì)象解釋研究目的、注意事項(xiàng)后簽署知情同意書。問卷回收后由調(diào)查員逐條檢查，確保資料填寫完整。在數(shù)據(jù)整理與錄入階段首先進(jìn)行篩選剔除，然后將回收的、不存在明顯規(guī)律性作答和邏輯錯(cuò)誤的有效問卷統(tǒng)一編號(hào)，采用EpiData 3.1軟件建立數(shù)據(jù)庫，實(shí)行雙人雙錄入以確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，期間若發(fā)現(xiàn)任何問題則及時(shí)咨詢課題組專家解決。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 25.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。符合正態(tài)分布的計(jì)量資料以（±s）表示；計(jì)數(shù)資料以相對(duì)數(shù)表示，組間比較采用χ2檢驗(yàn)。將中醫(yī)體質(zhì)類型轉(zhuǎn)換為二分類變量，采用多因素Logistic回歸分析探究睡眠質(zhì)量、中醫(yī)體質(zhì)類型及二者交互作用對(duì)老年人發(fā)生衰弱的影響，其中相乘模型采用ROTHMAN［14］提出的評(píng)價(jià)方法，將睡眠質(zhì)量、中醫(yī)體質(zhì)類型與二者的乘積項(xiàng)同時(shí)納入多因素Logistic 回歸分析模型，若乘積項(xiàng)OR值的95%CI不包含1，則認(rèn)為存在相乘交互作用［15］；相加模型采用Delta法，并引入ANDERSSON等［16］編制的Excel以計(jì)算評(píng)價(jià)指標(biāo)超額危險(xiǎn)度（RERI）、歸因比（AP）、交互作用指數(shù)（S），若RERI、AP的95%CI 不包含0且S的95%CI不包含1，則認(rèn)為存在相加交互作用。雙側(cè)檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 問卷回收情況 共發(fā)放調(diào)查問卷1 130份，回收有效問卷1 091份，有效回收率為96.5%。

2.2 受試者基本情況 1 091例老年人中男635例（58.2%），女456例（41.8%）；年齡60～93歲，平均年齡（70.4±6.6）歲；60～69歲510例（46.7%），70～79歲465例（42.6%），80～93歲116例（10.7%）；城鎮(zhèn)戶籍294例（26.9%），農(nóng)村戶籍797例（73.1%）；家庭經(jīng)濟(jì)水平較低261例（23.9%），一般718例（65.8%），較高112例（10.3%）；受教育程度：小學(xué)及以下697例（63.9%），初中257例（23.6%），高中/中專108（9.9%）例，大學(xué)/大專及以上29例（2.6%）；有慢性病637例（58.4%），無慢性病454例（41.6%）；無睡眠障礙905例（83.0%），存在睡眠障礙186例（17.0%）；平和質(zhì)448例（41.1%），偏頗體質(zhì)643例（58.9%）。

2.3 不同一般資料老年人衰弱發(fā)生率比較 1 091例老年人中衰弱373例（34.2%），非衰弱718例（65.8%）。不同年齡、家庭經(jīng)濟(jì)水平、受教育程度、患慢性病情況老年人衰弱發(fā)生率比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05）；不同性別、戶籍老年人衰弱發(fā)生率比較，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P>0.05，見表1）。

表1 不同一般資料老年人衰弱發(fā)生率比較〔n（%）〕Table 1 Comparison of frailty prevalence in elderly people by demographic factors

2.4 睡眠質(zhì)量、中醫(yī)體質(zhì)類型與老年人發(fā)生衰弱的關(guān)系 以老年人是否發(fā)生衰弱為因變量，以睡眠障礙、中醫(yī)體質(zhì)類型為自變量（賦值見表2），控制混雜因素年齡、受教育程度、家庭經(jīng)濟(jì)水平、患慢性病情況后進(jìn)行多因素Logistic回歸分析，結(jié)果顯示，存在睡眠障礙、偏頗體質(zhì)是老年人發(fā)生衰弱的影響因素（P<0.05，見表3）。

表2 老年人發(fā)生衰弱影響因素的多因素Logistic回歸分析賦值表Table 2 Assignment of the factors influencing frailty in elderly people included in the multivariate Logistic regression model

表3 老年人發(fā)生衰弱影響因素的多因素Logistic回歸分析Table 3 Multivariate Logistic regression analysis of the factors influencing frailty in elderly people

2.5 基于多因素Logistic回歸分析的老年人睡眠質(zhì)量與中醫(yī)體質(zhì)類型對(duì)其衰弱發(fā)生情況的相乘交互作用分析以老年人是否發(fā)生衰弱為因變量，以睡眠障礙、中醫(yī)體質(zhì)類型、睡眠障礙×中醫(yī)體質(zhì)類型為自變量（賦值見表2），控制混雜因素年齡、受教育程度、家庭經(jīng)濟(jì)水平、患慢性病情況后進(jìn)行多因素Logistic回歸分析，結(jié)果顯示，睡眠障礙×中醫(yī)體質(zhì)類型對(duì)老年人發(fā)生衰弱不存在相乘交互作用（P>0.05，見表4）。

2.6 基于多因素Logistic回歸分析的老年人睡眠質(zhì)量與中醫(yī)體質(zhì)類型對(duì)其衰弱發(fā)生情況的相加交互作用分析存在睡眠障礙的偏頗體質(zhì)老年人共164例，其衰弱發(fā)生率為68.3%（112/164）；存在睡眠障礙的平和質(zhì)老年人共22例，其衰弱發(fā)生率為36.4%（8/22）；無睡眠障礙的偏頗體質(zhì)老年人共479例，其衰弱發(fā)生率為42.2%（203/479）。以老年人是否發(fā)生衰弱為因變量，以睡眠障礙、中醫(yī)體質(zhì)類型為自變量（賦值見表2），控制混雜因素年齡、受教育程度、家庭經(jīng)濟(jì)水平、患慢性病情況后進(jìn)行多因素Logistic回歸分析，結(jié)果顯示，存在睡眠障礙且為偏頗體質(zhì)的老年人發(fā)生衰弱的風(fēng)險(xiǎn)為無睡眠障礙且為平和質(zhì)老年人的12.960倍（見表5），RERI=6.101〔95%CI（0.579，11.623）〕，AP=0.471〔95%CI（0.181，0.761）〕，S=2.041〔95%CI（1.092，3.817）〕，睡眠質(zhì)量與中醫(yī)體質(zhì)類型對(duì)老年人發(fā)生衰弱具有相加交互作用。

表4 基于多因素Logistic回歸分析的老年人睡眠質(zhì)量與中醫(yī)體質(zhì)類型對(duì)其衰弱發(fā)生情況的相乘交互作用分析Table 4 Multiplicative interactive effect of sleep quality and TCM-based constitution on frailty in elderly people based on multivariate Logistic regression analysis

表5 基于多因素Logistic回歸分析的老年人睡眠質(zhì)量與中醫(yī)體質(zhì)類型對(duì)其衰弱發(fā)生情況的相加交互作用分析Table 5 Additive interactive effect of sleep quality and TCM-based constitution on frailty in elderly people based on multivariate Logistic regression analysis

3 討論

本研究中老年人衰弱檢出率為34.2%，高于張艷等［17］的研究結(jié)果，這可能與研究工具不同有關(guān)。綜合現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，我國老年人衰弱發(fā)生率較高，提示今后應(yīng)及時(shí)開展社區(qū)篩查，并積極探討多學(xué)科管理路徑和干預(yù)措施［18］。本研究結(jié)果顯示，不同年齡老年人衰弱發(fā)生率不同，與SAMPER-TERNENT等［19］研究結(jié)果一致。隨著年齡的不斷增大，老年人生理儲(chǔ)備逐漸減少，同時(shí)器官和各個(gè)系統(tǒng)的功能也不可避免地發(fā)生退行性改變［20］，當(dāng)該過程達(dá)到一定的臨界值時(shí)，相應(yīng)的機(jī)體狀態(tài)則被認(rèn)為是衰弱［21］。本研究發(fā)現(xiàn)不同家庭經(jīng)濟(jì)水平、受教育程度老年人衰弱發(fā)生率不同，與任青卓等［18］研究結(jié)果一致。Andersen模型認(rèn)為，家庭經(jīng)濟(jì)收入與教育作為人群特征的構(gòu)成要素，能夠影響個(gè)體衛(wèi)生服務(wù)利用和健康行為，而衛(wèi)生服務(wù)的利用和健康行為直接關(guān)系到自身健康結(jié)局［22］。由此可以看出，家庭經(jīng)濟(jì)水平和受教育程度低的老年人主動(dòng)實(shí)施健康保健以延緩衰弱的物質(zhì)條件不足，提示今后應(yīng)將其作為重點(diǎn)關(guān)注、干預(yù)對(duì)象。此外，本研究還發(fā)現(xiàn)患慢性病的老年人衰弱發(fā)生率高于無慢性病者，進(jìn)一步說明疾病所造成的病理生理改變?nèi)缟窠?jīng)內(nèi)分泌和免疫功能失調(diào)、炎性遞質(zhì)的釋放等削弱了個(gè)體的儲(chǔ)備能力，無法有效抵抗外界刺激［23］。研究顯示，約2/3的65歲以上老年人同時(shí)患有兩種甚至兩種以上的慢性疾?。?4］，這些疾病與其他危險(xiǎn)因素相互易化，共同參與了衰弱的發(fā)生與演變。

本研究結(jié)果顯示，控制年齡、家庭經(jīng)濟(jì)水平、受教育程度、患慢性病情況等混雜因素后，多因素Logistic回歸分析結(jié)果顯示，存在睡眠障礙是老年人發(fā)生衰弱的危險(xiǎn)因素，與王宇宸等［25］研究結(jié)果一致。關(guān)于睡眠障礙與衰弱之間的關(guān)聯(lián)性，主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：其一，DEL BRUTTO等［26］發(fā)現(xiàn)睡眠障礙影響睪酮、胰島素樣生長因子-1（IGF-1）和生長激素的分泌，并加速肌肉蛋白水解，這在一定程度上可以解釋衰弱的主要癥狀即肌肉減少；其二，研究顯示存在睡眠障礙患者血清C反應(yīng)蛋白（CRP）、白介素6（IL-6）、腫瘤壞死因子α（TNF-α）等炎性遞質(zhì)增多［27］，而炎性遞質(zhì)介導(dǎo)的慢性炎性反應(yīng)是衰弱的核心病理過程［6］；其三，維生素B12、維生素D3等維生素的缺乏可能共同參與了老年人睡眠障礙與衰弱發(fā)生的營養(yǎng)機(jī)制［28］。此外，本研究還發(fā)現(xiàn)老年人偏頗體質(zhì)是其發(fā)生衰弱的危險(xiǎn)因素，這也為今后的研究提供了一個(gè)新的思路?！端貑枴そ?jīng)脈別論》提到的“勇者氣行則已，怯者則著而為病”以及《靈樞·論勇》中的“卒然遇烈風(fēng)暴雨，或病，或不病，或皆病”均說明在相同情況下，發(fā)病與否的重要條件在于個(gè)人體質(zhì)的差異［29］。衰弱作為老年個(gè)體的一種病理狀態(tài)，其發(fā)生與發(fā)展亦與體質(zhì)因素密切相關(guān)。在有效因素的影響下，體質(zhì)狀態(tài)是可調(diào)的，衰弱過程也是可逆的，這在一定程度上提示今后要進(jìn)一步重視中醫(yī)體質(zhì)類型的辨識(shí)與調(diào)護(hù)在衰弱干預(yù)中的獨(dú)特作用。

本研究基于多因素Logistic回歸分析的交互作用分析結(jié)果顯示，睡眠質(zhì)量與中醫(yī)體質(zhì)類型對(duì)老年人發(fā)生衰弱存在相加交互作用，且目前尚未見文獻(xiàn)報(bào)道。本研究從統(tǒng)計(jì)學(xué)角度系統(tǒng)闡釋了睡眠質(zhì)量、中醫(yī)體質(zhì)類型與衰弱三者間的關(guān)系，即存在睡眠障礙且為偏頗體質(zhì)的老年人發(fā)生衰弱的風(fēng)險(xiǎn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于睡眠障礙與中醫(yī)體質(zhì)類型單獨(dú)作用之和，提示社區(qū)在進(jìn)行老年人衰弱的篩查與干預(yù)時(shí)要給予重點(diǎn)關(guān)注，并進(jìn)一步凸顯中醫(yī)體質(zhì)調(diào)護(hù)在其中的重要地位。

綜上所述，存在睡眠障礙、偏頗體質(zhì)是老年人發(fā)生衰弱的影響因素，且睡眠質(zhì)量與中醫(yī)體質(zhì)類型存在相加交互作用，因此在社區(qū)進(jìn)行老年人衰弱篩查和干預(yù)時(shí)需重點(diǎn)關(guān)注該類人群。

作者貢獻(xiàn)：崔光輝、李少杰、尹永田負(fù)責(zé)文章的構(gòu)思與研究設(shè)計(jì)，撰寫論文；崔光輝、李少杰、陳莉軍開展問卷調(diào)查；崔光輝、李少杰、劉馨謠、于佩琳進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入；李少杰負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)處理，并分析結(jié)果；尹永田、陳莉軍負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制與審核，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。