肌少癥(sarcopenia)是指與年齡相關(guān)的進行性、全身肌量減少和(或)肌強度下降或肌肉生存質(zhì)量降低的臨床綜合征
。 肌少癥與不良預(yù)后事件之間存在緊密的聯(lián)系,會導(dǎo)致衰弱、殘疾、住院以及死亡等嚴重不良后果
。 10%~20%的老年人存在不同程度的肌少癥, 其中85 歲以上老年人的發(fā)病率高達11%~50%
。 分析老年住院患者肌少癥的影響因素,有助于預(yù)防老年肌少癥發(fā)生并進行及時干預(yù)。 王光輝等
使用FACS 流程[發(fā)現(xiàn)(find)、評估(assess)、確診(confirm)、判斷嚴重程度(severity)]進行老年人肌少癥的篩查和評估,結(jié)果發(fā)現(xiàn)老年肌少癥的發(fā)生與年齡、日常生活活動能力障礙、低體質(zhì)量、吸煙、糖尿病等因素相關(guān);林旭
研究中采用老年綜合評估項目等探討四川地區(qū)老年人肌少癥的相關(guān)因素,發(fā)現(xiàn)高齡、男性、高血壓、低體質(zhì)量等是肌少癥的危險因素。 肌少癥與老年綜合征中的衰弱、共病情況等息息相關(guān),龍囡囡等
研究證明老年綜合評估具有較好的篩查和診斷肌少癥的作用。 但目前的研究中多采用Logistic 回歸進行影響因素分析, 該種方法在提供決策建議方面存在一定的局限性。 決策樹是以樹形結(jié)構(gòu)建立的模型, 可以在不創(chuàng)建啞變量的情況下, 直接處理定性的預(yù)測變量。 有研究發(fā)現(xiàn),Logistic 回歸和決策樹模型聯(lián)合運用能實現(xiàn)優(yōu)勢互補,提高分析效果
。 本研究擬在以往研究的基礎(chǔ)上,聯(lián)合運用Logistic 回歸和決策樹模型分析老年住院患者肌少癥的影響因素, 為早期識別和預(yù)防肌少癥提供一定的參考和依據(jù)。
1.1 研究對象 采用便利抽樣法, 選取2018 年11月—2020 年11 月新疆某三級甲等醫(yī)院老年病科住院的老年患者作為研究對象。納入標(biāo)準(zhǔn):(1)年齡≥60 歲;(2)意識清楚,四肢活動正常;(3)知情同意,愿意參加本研究。 排除標(biāo)準(zhǔn):(1)體內(nèi)裝有金屬醫(yī)療器械或心臟起搏器等;(2)存在嚴重疾病及疾病終末期(預(yù)期壽命<6 個月)。 根據(jù)橫斷面調(diào)查抽樣樣本量計算公式
,N=μ
P(1-P)/δ
,α 為0.05,根據(jù)國內(nèi)文獻報道, 老年住院患者肌少癥患病率為38.9%
,P=0.389,μ
=1.96,δ 取0.1P,樣本量為604;考慮10%的脫落率,估算樣本量為664,本研究實際納入695例。 本研究獲新疆維吾爾自治區(qū)人民醫(yī)院倫理委員會審核批準(zhǔn)(2019056)。
1.2 研究工具
1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行設(shè)計, 包括人口學(xué)特征(年齡、性別、婚姻狀況、文化程度、職業(yè)、吸煙史、飲酒史)和合并慢性病情況(高血壓病、缺血性腦血管病、冠心病、慢性支氣管炎、骨質(zhì)疏松癥)。 根據(jù)世界衛(wèi)生組織年齡劃分標(biāo)準(zhǔn)
,將患者年齡劃分為60~74 歲,75~89 歲,≥90 歲3 個等級。
1.2.2 簡易五項評分(Sarcopenia-Five Scale,SARCF) 量表 本研究采用2020 年亞洲肌少癥工作組(European Working Group on Sarcopenia in Older People,AWGS)指定的2019 版亞洲肌少癥診斷及治療共識中推薦的自我報告式量表SARC-F
作為篩查工具,該量表由Malmstrom 等
于2013 年編制,用于評估社區(qū)老年人、 住院患者的肌肉減少癥發(fā)生情況。 王曉英等
于2018 年漢化,用于社區(qū)老年人肌肉減少癥篩查,量表總Cronbach α 系數(shù)為0.849。該量表包括5 個評估項目,即力量、行走、起身、爬樓梯、跌倒,按照難易程度或者頻次差異(無、有一些、不能完成)分別對應(yīng)0、1、2 分。 總分為0~10 分,≥4分判定為肌肉減少癥
。
1.2.3 老年綜合征評估指標(biāo) 以北京醫(yī)院老年醫(yī)學(xué)研究所2017 年發(fā)布的《老年綜合評估技術(shù)應(yīng)用中國專家共識》
為指導(dǎo),從軀體功能、營養(yǎng)狀況、精神、心理狀態(tài)及衰弱評估等方面對符合標(biāo)準(zhǔn)的研究對象進行評估。
1.2.3.1 Tinetti 平衡與步態(tài)評估量表(Tinetti Performance Oriented Mobility Assessment,Tinetti POMA) 由Tinetti
于1986 年首先報道,1996 年Cobbs
進行了改良,量表廣泛應(yīng)用于老年人群。 高靜等
于2014 年漢化,用于老年人跌倒風(fēng)險評估,量表總Cronbach α 系數(shù)為0.887, 初評2 周后的重測信度為0.886。 該量表包括平衡(9 個條目)和步態(tài)(7 個條目),共2 個維度16 個條目。 單項根據(jù)具體情況分別評0~2 分,滿分28 分,分數(shù)越高,代表移動平衡能力越好。 其中,19~24 分為有跌倒風(fēng)險,<19分有跌倒高風(fēng)險
。
1.2.3.2 日常生活活動能力評定(Barthel index,BI)由美國學(xué)者Mahoney 和Barthel
于1965 年編制,用于評定患者日常生活活動能力。2012 年由侯東哲等
漢化,用于研究腦卒中患者,量表的Cronbach α系數(shù)為0.916,該量表包括進食、洗澡、修飾、穿衣、大便控制、小便控制、如廁、床椅轉(zhuǎn)移、平地行走、上下樓梯,共10 個條目。 洗澡、修飾2 個條目的得分范圍為0~5 分,床椅轉(zhuǎn)移、平地行走的得分范圍為0~15 分,其余條目的得分范圍為0~10 分,量表總體得分范圍為0~100 分,100 分表示患者完全獨立,分數(shù)越低表示自理能力越差。 根據(jù)得分可以分為4 個等級,總分≤40 分為重度功能障礙,41~59分為中度功能障礙,60~99 分為輕度功能障礙,100 分為生活自理
。 本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.893。
1.2.3.5 衰弱篩查量表 (The FRAIL Scale,F(xiàn)RAI)2008 年由國際營養(yǎng)健康和老齡化協(xié)會(the International Association of Nutrition and Aging,IANA)在衰弱表型和衰弱指數(shù)基礎(chǔ)上提出
,適用于老年住院患者衰弱風(fēng)險篩查
。 本研究使用衛(wèi)尹等
于2018年漢化的量表,該量表包括5 個條目,分別為疲勞、低抵抗力、低移動能力、體質(zhì)量減輕(1 年內(nèi)體質(zhì)量下降5%)和存在5 種以上疾病。 每個條目符合的計1 分, 總分為0~5 分,0 分為正常,1~2 分為衰弱前期,≥3 分判定為衰弱
。 本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.826。
以上188 例(27.0%),高中/技校/中專179 例(25.8%),初中及以下328 例(47.2%); 職業(yè): 公務(wù)員134 例(19.3%),教師69 例(9.9%),軍人14 例(2.0%),事業(yè)職工130 例(18.7%),企業(yè)職工242 例(34.8%),農(nóng)民52 例(7.5%),商人4 例(0.6%),無固定職業(yè)50 例(7.2%);302 例(45.3%)有吸煙史;298 例(42.8%)有飲酒史;298 例(42.8%)有冠心?。?88 例(55.8%)有高血壓??;73 例(10.5%)有慢性支氣管炎;31 例(0.4%)有骨質(zhì)疏松癥;66 例(9.5%)有缺血性腦血管病。
2.3 本組老年住院患者肌少癥現(xiàn)狀及不同特征老年住院患者肌少癥發(fā)生情況的比較 本組老年住院患者,簡易五項評分得分為0.77(0.03,2.34)分。根據(jù)肌少癥的2018 年國際肌少癥實踐指南標(biāo)準(zhǔn)
,113例(16.3%)有肌少癥。 根據(jù)是否發(fā)生肌少癥將其分2組,無肌少癥組(n=582)和肌少癥組(n=113),比較2組患者的一般資料、老年綜合征評估指標(biāo)情況。結(jié)果顯示:不同性別、文化程度、吸煙史、飲酒史、職業(yè)、合并高血壓病、合并缺血性腦血管病、抑郁、常規(guī)步速的老年住院患者,其肌少癥發(fā)生情況比較,差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05);不同年齡、婚姻狀況、合并冠心病、合并慢性支氣管炎、合并骨質(zhì)疏松癥、衰弱情況、日常生活能力、營養(yǎng)狀況、起立—行走計時試驗時間、5 次起坐試驗時間、計時平衡試驗的老年住院患者,其肌少癥發(fā)生情況比較,差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05),見表1。
1.2.3.3 營養(yǎng)風(fēng)險篩查 (Nutritional Risk Screening 2002,NRS 2002) 由歐洲腸外腸內(nèi)營養(yǎng)學(xué)會于2002年基于循證醫(yī)學(xué)制定的針對住院患者的營養(yǎng)篩查工具。 陳偉等
于2005 年漢化,包括疾病嚴重程度評分、營養(yǎng)狀況有關(guān)評分及年齡評分3 個條目,其中疾病嚴重程度和營養(yǎng)狀況均采用3 級評分法 (1~3分);年齡>70 歲為1 分,≤70 歲為0 分。總分為2~7分, 其中<3 分為無營養(yǎng)風(fēng)險,≥3 分為有營養(yǎng)風(fēng)險。本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.841。
女人最后對我露出了一個奇怪的表情,似乎是想笑卻已經(jīng)笑不出來了。末了,我只好帶著多出來的三瓶娃哈哈回去找我同學(xué),并且把這個事情和他們說了。
2.6 Logistic 回歸分析與決策樹模型分析結(jié)果的比較 采用SPSS 25.0 中的Binary Logistic Regression方法, 利用ROC 曲線對Logistic 回歸模型和決策樹模型的性能進行評價。結(jié)果顯示,Logistic 回歸和決策樹模型的模型分類準(zhǔn)確率分別為90.65%和84.48%,略有差異,但均在50%以上
,2 個模型的準(zhǔn)確度均較好。HoSmer-lemeshow 檢驗χ
=5.76,P=0.67,擬合優(yōu)度檢驗一致性較好。 以Logistic 回歸模型與決策樹模型的預(yù)測值作為狀態(tài)變量,分別繪制ROC 曲線,見圖2。決策樹模型曲線的AUC 為0.779(95%CI:0.756~0.852),Logistic 回 歸 模 型 曲 線 的AUC 為0.864(95%CI:0.829~0.899), 模型的分類效果均良好,見表3。
濕地是指陸與水之間的過渡,《國際濕地公約》將其定義:“包括沼澤、灘涂、低潮時水深不過6米的淺海區(qū)、河湖、水庫、稻田等”。被稱為陸上天然水庫,在蓄洪防旱調(diào)節(jié)氣候、促淤造陸降解污染等方面作用重大。隨著人類活動加劇,濕地逐漸退化,表現(xiàn)為面積縮小、生物多樣性減少、生態(tài)服務(wù)功能下降。因此,濕地的保護與開發(fā)已成為全球關(guān)注問題之一。
保婦康栓的主要成分為冰片與莪術(shù)油。前者具有止痛、抗菌、止癢、涼血的功效;后者消積止痛,行氣破血、活血化瘀?,F(xiàn)代藥理學(xué)認為,莪術(shù)油具有類固醇樣作用,與雌激素作用機制類似,可調(diào)節(jié)甾體激素代謝,改善陰道內(nèi)環(huán)境,促進陰道上皮增生,增強其抵抗力和自潔力[5];該藥物還可促進糜爛面愈合,抑制細菌繁殖。雌激素可提高陰道抗菌作用,抑制病菌滋生。兩藥協(xié)同發(fā)揮抗菌、消炎、改善陰道內(nèi)環(huán)境的作用。該組資料中,觀察組治療后有效率、生活質(zhì)量評分均高于對照組。與資料報道相似[4-5]。提示保婦康栓與雌激素軟膏聯(lián)合治療老年糖尿病陰道炎優(yōu)勢明顯,可明顯改善患者陰道炎癥狀和體征,解除患者痛苦,提高其生活質(zhì)量。
1.2.3.7 5 次起坐試驗 受測者坐在高約43 cm 的椅子上,雙腳著地,背部不貼靠椅背,雙手交叉放于胸前,在聽到口令時,以最快的速度完成5 次起立和坐下動作。記錄受測者完成5 次起坐所用的時間,以s 為單位。測試進行3 次,測試間隔休息1 min。本研究以3 次測試時間的平均值作為測試結(jié)果, 其評價標(biāo)準(zhǔn)參考文獻取平均值10 s 為界限
。
1.2.3.8 常規(guī)步速采用6 m 步行測試(6 m 步速)在平坦地板上畫一條10 m 長的直線, 并標(biāo)上0、2、8、10 m 共4 個標(biāo)記。讓受試者在直線上以正常步速行走,測量2 m 和8 m 兩個標(biāo)記之間所用時長。 據(jù)此計算步速,精確到0.1 m/s。 亞洲肌少癥工作組對步速降低的定義為<0.8 m/s(6 m 直行距離)。
1.3 模型建立 將肌少癥相關(guān)因素進行決策樹交互檢測分析,規(guī)則如下:(1)樹的生長,采用CHAID生長法,生長“枝條”分割顯著性水準(zhǔn)α=0.05;(2)樹的修剪,采用預(yù)修剪方法,設(shè)定決策樹生長層數(shù)為3 層, 停止規(guī)則為α=0.05, 父節(jié)點最小樣本量為100,子節(jié)點為50,如果結(jié)點上的樣本量達不到此要求,則該結(jié)點為終末結(jié)點,不再進行分割。
1.4 調(diào)查方法 本研究調(diào)查團隊由2 名老年專科醫(yī)師(中級以上職稱)和4 名老年綜合評估師(獲得國家老年疾病臨床研究中心認證)組成。 在調(diào)查實施前,小組成員采用規(guī)范、統(tǒng)一的調(diào)查用語向調(diào)查對象介紹本研究的目的、方法及意義等,告知填寫注意事項。 獲得其知情同意后現(xiàn)場進行問卷評估和相關(guān)資料收集,SARC-F 量表、Tinetti POMA、BI、GDS-15、FRAI 量 表 由 受 試 者 自 行 填 寫,NRS 2002、 起立—行走計時試驗、5 次起坐試驗和常規(guī)步速采用6 m 步行測試結(jié)果由研究者填寫。 本次調(diào)查共發(fā)放問卷697 份,回收有效問卷695 份,有效回收率為99.7%。
1.5 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS 25.0 分析數(shù)據(jù)。 符合正態(tài)分布的計量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述,非正態(tài)分布的計量資料采用M(P
,P
)描述,計數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比描述。 不同特征老年住院患者是否發(fā)生肌少癥的單因素分析采用χ
檢驗及Kruskal-Wallis H 檢驗。 將差異有統(tǒng)計學(xué)意義的因素納入Logistic 回歸分析和決策樹交互檢測分析,探討老年住院患者肌少癥的影響因素,根據(jù)結(jié)果繪制ROC 曲線, 采用曲線下面積 (area under the curve,AUC)預(yù)測模型的準(zhǔn)確率。 檢驗水準(zhǔn)α=0.05。
2.1 一般資料 695 例老年住院患者,年齡(73.28±7.67)歲。 其中男性327 例(47.1%),女性368 例(52.9%);多為已婚,545 例(78.4%);文化程度:大專及
1.2.3.4 簡版老年抑郁量表 (Ueriatric Depression Scale-15,GDS-15) 由Sheikh 和Yesavage
于1986年編制,本研究使用1999 年梅錦榮
漢化的老年抑郁量表。 該量表針對最近1 周老年人的抑郁狀況進行測評,共15 個條目,要求受試者回答“是”或“否”,表示抑郁的回答計1 分。 最高分為15 分,≥8 分為有抑郁癥狀。 本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.793。
2.2 本組老年住院患者的老年綜合征評估指標(biāo)情況 本組老年住院患者, 抑郁得分為1.36(0,1.93)分,根據(jù)GDS-15≥8 分
評價標(biāo)準(zhǔn),9 例(1.3%)有抑郁癥狀; 營養(yǎng)得分為1.22 (0,1.73) 分, 根據(jù)NRS 2002≥3 分
評價標(biāo)準(zhǔn),存在營養(yǎng)不良風(fēng)險150 例(21.6%);衰弱得分為1.65(1.10,2.31)分,根據(jù)衰弱評價標(biāo)準(zhǔn)
,處于衰弱前期345 例(49.6%),處于衰弱期65 例(9.4%);日常生活能力得分為(68.23±11.28)分,根據(jù)生活自理評價標(biāo)準(zhǔn)
,生活自理381 例(54.8%),輕度功能障礙171 例(24.6%),中度功能障礙126 例(18.1%),重度功能障礙53 例(7.6%);常規(guī)步速得分為(0.85±0.11)分,其中<0.8 m/s 步速降低8 例(1.2%);起立—行走試驗時間為8(5,12)s,其中>10 s 有72 例(10.4%);5 次起坐試驗時間為7(4,12)s,其中≥10 s 有42 例(6.0%);計時平衡試驗得分為(19.51±1.65)分,根據(jù)跌倒風(fēng)險評價標(biāo)準(zhǔn)
,491 例(70.7%)有跌倒風(fēng)險,12 例(1.7%)有跌倒高風(fēng)險。
2.4 本組老年住院患者肌少癥風(fēng)險的Logistic 回歸分析 以是否發(fā)生肌少癥作為因變量 (未發(fā)生=0,發(fā)生=1),將單因素分析有統(tǒng)計學(xué)意義的11 個因素(年齡、婚姻狀況、合并冠心病、合并慢性支氣管炎、合并骨質(zhì)疏松癥、營養(yǎng)狀況、衰弱情況、日常生活能力、 起立—行走計時試驗時間、5 次起坐試驗時間、計時平衡試驗)作為自變量,進行二分類Logistic 回歸分析。 結(jié)果顯示,合并慢性支氣管炎、合并骨質(zhì)疏松癥、日常生活能力差、5 次起坐試驗≥10 s 是老年住院患者發(fā)生肌少癥的危險因素(P<0.05),見表2。
國網(wǎng)電力調(diào)控自動化機房中的布線工作是較為復(fù)雜的工作,并且有很多的線路都是在地下或者是建筑物頂端位置,所以,布線的工作難度也是相對較大的。在實際施工過程中,還會有很多的突發(fā)事情,比如線路長度的差異,機房中線路布置出來的美觀性等諸多方面的問題,都會影響到布線的實際施工。目前,我國有很多供電企業(yè)在機房布線方面都是存在很大問題的。因此,在實際國網(wǎng)電力自動化機房布線工作當(dāng)中,必須要在前期的設(shè)計階段,設(shè)計出科學(xué)合理具有實用性的布線線路,還需要保證線路的使用效率,以及后期的線路維護、管理等問題,只有這樣才能在一定程度上提高國網(wǎng)電力自動化機房的安全性和效率性,從而去實現(xiàn)機房所帶來的經(jīng)濟價值。
課堂上除了幻燈片形式,還要利用現(xiàn)代多媒體、自媒體等載體,增加視頻教學(xué)、超聲講座、微信群或公眾號文章分享、病例討論等,激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣,增加教學(xué)效果。為克服傳統(tǒng)手把手式教學(xué)的低效率,臨床實踐中可通過超聲模擬教學(xué),盡快讓學(xué)生掌握經(jīng)直腸超聲檢查前列腺,以及超聲引導(dǎo)下前列腺穿刺活檢的技巧[11]。
總之,預(yù)習(xí)是學(xué)習(xí)過程中的一個十分重要的環(huán)節(jié),預(yù)習(xí)工作做得好,學(xué)習(xí)就會事半功倍,預(yù)習(xí)工作做得不好,學(xué)習(xí)就會事倍功半。因此,教師應(yīng)該指導(dǎo)學(xué)生學(xué)會預(yù)習(xí),只有這樣,才能學(xué)好數(shù)學(xué)。
2.5 本組老年住院患者肌少癥風(fēng)險決策樹模型的建立 采用SPSS 25.0,以年齡、婚姻狀況、合并冠心病、合并慢性支氣管炎、合并骨質(zhì)疏松癥、營養(yǎng)狀況(正常=1,營養(yǎng)不良風(fēng)險=2,營養(yǎng)不良=3)、衰弱情況(正常=1,衰弱前期=2,衰弱期=3)、日常生活能力(生活自理=1,輕度功能障礙=2,中度功能障礙=3,重度功能障礙=4)、 起立—行走計時試驗時間、5 次起坐試驗時間、 計時平衡試驗作為自變量建立決策樹。 見圖1。 本研究決策樹生長3 層,共有7 個終末節(jié)點,篩選出3 個解釋變量,日常生活能力、起立—行走計時試驗時間和5 次起坐試驗時間是影響老年住院患者發(fā)生肌少癥的重要因素, 首層為日常生活能力, 表明日常生活能力與肌少癥的發(fā)生相關(guān)性最高。日常生活能力中度及重度功能障礙的患者更容易發(fā)生肌少癥, 在此前提下對肌少癥發(fā)生影響最顯著的是5 次坐起試驗>15 s,概率為54.8%;在日常生活能力為輕度功能障礙的前提下,起立—行走試驗>13 s對肌少癥的發(fā)生影響最大,概率為33.3%;而在日常生活能力正常的前提下,同時5 次坐起試驗≤15 s、起立—行走試驗≤11.5 s,肌少癥發(fā)生的概率為0。
1.2.3.6 起立—行走計時試驗 受測者坐在高約46 cm 的靠背椅子上,離座椅3 m 遠處放置標(biāo)識。當(dāng)測試者發(fā)出“開始”的口令時,受測者以最快的速度,向前走3 m 繞過標(biāo)識,然后迅速走回到椅子坐下并靠到椅背上。測試時不能給予任何協(xié)助。記錄受測者背部離開椅背到再次坐下靠到椅背上所用的時間,以s 為單位。測試進行3 次,測試間隔休息1 min。本研究以3 次測試時間的平均值作為測試結(jié)果,≤10 s 視為能夠自由活動,>10~20 s 視為能夠獨立活動,>20~29 s 視為活動不穩(wěn)定,>29 s 定義為活動障礙
。
3.1 本組老年住院患者中16.3%有肌少癥 本研究結(jié)果顯示,根據(jù)AWGS 的診斷標(biāo)準(zhǔn)
,本組老年住院患者肌少癥的檢出率為16.3%;與劉艷穩(wěn)
研究報道121 例老年住院患者肌少癥檢出率為19.83%的結(jié)果相似。以往研究報道,亞洲地區(qū)老年肌少癥的患病率為4.1%~11.5%
,本研究略高于其結(jié)果。 究其原因:本研究納入主要群體是新疆地區(qū)老年住院患者,由于新疆屬于溫帶大陸性氣候,常年風(fēng)沙較多,冬季寒冷且漫長,老年患者外出活動時間較少,容易出現(xiàn)維生素D 缺乏的現(xiàn)象,而維生素D 水平降低是導(dǎo)致肌少癥發(fā)生的危險因素
,因此本組老年住院患者肌少癥檢出率偏高。
3.2 本組老年住院患者肌少癥影響因素分析
3.2.1 Logistic 回歸分析結(jié)果 本研究Logistic 回歸分析結(jié)果顯示,合并慢性支氣管炎(OR=2.049,P=0.040)、合并骨質(zhì)疏松癥(OR=3.299,P=0.016)、日常生活能力(OR 輕度功能障礙=0.027,P<0.001;OR 中度功能障礙=0.103,P=0.001;OR 重度功能障礙=0.172,P=0.009)、5 次起坐試驗時間(OR=1.103,P<0.001)是老年住院患者肌少癥的危險因素。 其主要原因是肌量和肌力的減少與慢性疾病有一定的相關(guān)性
。 合并慢性支氣管炎作為肌少癥發(fā)生發(fā)展的危險因素,可導(dǎo)致患者通氣受阻,活動耐力減退,肌肉逐漸發(fā)生萎縮,但相關(guān)機制仍不明確,需進一步證實
。 合并骨質(zhì)疏松癥患者發(fā)生肌少癥的風(fēng)險為非骨質(zhì)疏松癥患者的3.19 倍,與Yoshimura 等
的隨訪研究中骨質(zhì)疏松增加了肌少癥的患病風(fēng)險(OR=2.99,95%CI:1.45~6.12)結(jié)果相似,可能與骨量減少和肌肉含量下降有關(guān)。在本次研究中,老年住院患者日常生活能力的程度每降低一個水平, 肌少癥的患病風(fēng)險增加2.684 倍,與以往研究結(jié)果相符
。 究其原因,日常生活能力受損的老年人活動能力下降,從而會加速肌肉的衰老,易導(dǎo)致肌少癥的發(fā)生。 另外,本研究發(fā)現(xiàn)肌少癥組5 次起坐試驗用時比非肌少癥組更長, 可能與老年患者機體漸進性的合成代謝減弱,分解代謝增加,下肢肌肉能力減少有關(guān)。
(2) 采用傳統(tǒng)的二維模糊控制器對y測(t)進行處理,以誤差e(t)和誤差變化率ec(t)作為控制系統(tǒng)的輸入變量,以位移變化修正值β為輸出,對誤差進行修正,如式(5)所示:
3.2.2 決策樹模型分析結(jié)果 本研究決策樹模型分析結(jié)果顯示,日常生活能力、起立—行走計時試驗時間和5 次起坐試驗時間是影響肌少癥發(fā)生的重要因素。日常生活能力位于決策樹的首層,決策樹的生長以日常生活能力進行分層為前提,5 次坐起試驗和起立—行走試驗起到補充解釋作用。 據(jù)報道,起立—行走計時試驗可用于預(yù)測住院患者及社區(qū)老年人跌倒的風(fēng)險
。 本研究結(jié)果顯示,起立—行走計時試驗是老年患者肌少癥患病的影響因素。 日常生活能力輕度功能障礙的老年住院患者, 起立—行走計時試驗用時越長,患肌少癥的風(fēng)險性越大。其主要原因是老年住院患者隨著運動功能和步行能力的下降,導(dǎo)致其日常生活能力的減退,造成步行障礙,與郭鋼花等
研究結(jié)果一致,提示需關(guān)注日常生活能力輕度功能障礙患者的肌力情況。 肌力對老年人功能性移動能力影響很大, 特別是下肢大肌群的肌力對功能性移動能力影響更大,肌力越好,起立—行走計時試驗時間越少,功能性移動能力就越好,故跌倒風(fēng)險越小。 日常生活能力是評價老年人肌少癥的重要指標(biāo),日常生活能力受損,活動能力下降,會直接影響起立—行走計時試驗和5 次起坐試驗的測試結(jié)果,易導(dǎo)致軀體功能障礙,從而增加肌少癥的風(fēng)險。
3.3 老年住院患者肌少癥影響因素Logistic 回歸模型和決策樹模型的比較結(jié)果 本研究中,Logistic 回歸模型中有意義的變量與進入決策樹模型的節(jié)點變量不同,Logistic 回歸模型反映了慢性支氣管炎、骨質(zhì)疏松癥、日常生活能力、5 次起坐試驗時間之間的依存關(guān)系, 但并未體現(xiàn)出起立—行走計時試驗時間的作用。究其原因,起立—行走計時試驗時間可能與5 次起坐試驗測試時間、 日常生活能力之間存在交互效應(yīng)。 同時,本研究中Logistic 回歸模型雖然反映了老年住院患者肌少癥與各變量的相互關(guān)系, 但不能直觀地反映各個影響因素對肌少癥的重要程度。肖蘇琴等
研究顯示,決策樹模型分析初產(chǎn)婦分娩恐懼的影響因素正確率(80.0%)略高于Logistic 回歸模型(78.0%),說明決策樹模型的應(yīng)用可很好地彌補Logistic 回歸模型的不足,解釋各因素對結(jié)果變量的重要程度,并以樹形圖為表現(xiàn)形式,更加清楚直觀地顯示分析過程。 而決策樹模型的應(yīng)用可很好地彌補Logistic 回歸模型的不足,解釋各因素對結(jié)果變量的重要程度,并以樹形圖為表現(xiàn)形式,更加清楚直觀地顯示分析過程。根據(jù)決策樹分析結(jié)果顯示,醫(yī)護人員應(yīng)多關(guān)注生活中重度功能障礙5 次起立時間>15.0 s 的老年住院患者, 這類人群的肌少癥發(fā)生率高達54.8%(51/93)。 因此,將二者聯(lián)合使用可以從不同層面分析老年住院患者肌少癥的影響因素, 可幫助醫(yī)護人員快速找到對肌少癥發(fā)生影響最大的因素組合。
相對于現(xiàn)實生活中人與人之交的交往,網(wǎng)絡(luò)交往具有隱蔽性特征。在網(wǎng)絡(luò)交往中,交往主體大多以匿名形式出現(xiàn),這有利于大學(xué)生減少人際交往中的心理壓力,以更加開放的心態(tài)與交往對象進行交流。但網(wǎng)絡(luò)交往中的匿名化和虛擬化,會導(dǎo)致一些人缺乏現(xiàn)實交往中的道德感和責(zé)任感,過度放縱,不利于大學(xué)生正確價值觀的形成。過分沉溺于網(wǎng)絡(luò)世界,也會導(dǎo)致大學(xué)生現(xiàn)實交往能力下降,性格內(nèi)向孤僻,不愿與人交往等問題。網(wǎng)絡(luò)交往的虛擬化,使人們對網(wǎng)絡(luò)交往對象的真實情況難以把握,一些不法分子利用網(wǎng)絡(luò)這一特點實施詐騙等犯罪行為,導(dǎo)致一些大學(xué)生上當(dāng)被騙,造成嚴重的后果。
本研究為單中心研究,且由于新冠肺炎疫情原因納入的患者樣本可能存在局限; 其次模型優(yōu)劣的評價標(biāo)準(zhǔn)指標(biāo)有待完善與研究, 今后的研究中將聯(lián)合多中心實施研究,擴大樣本量,盡可能納入更多影響老年人肌少癥發(fā)生的因素, 結(jié)合既往的研究結(jié)果進一步優(yōu)化和完善老年住院患者肌少癥發(fā)生風(fēng)險的模型,為臨床實踐提供更有力的證據(jù)。
[1] 趙依帆,陳作兵.老年肌少癥篩查評估研究進展[J].實用老年醫(yī)學(xué),2021,35(1):77-80.DOI:10.3969/j.issn.1003-9198.2021.01.021.
[2] 侯莉明,王曉明.肌少癥與老年人常見疾病關(guān)系的研究進展[J].中華老年醫(yī)學(xué)雜志,2020,39(6):728-731. DOI:10.3760/cma.j.issn.0254-9026.2020.06.027.
[3] Keevil VL, Romero-Ortuno R. Ageing Well: A Review of Sarcopenia and Frailty[J]. Proc Nutr Soc, 2015, 74(4):337-347.DOI: 10.1017/S0029665115002037.
[4] 王光輝,蔡文瑋,沈曉君,等. 歐洲肌少癥共識在上海部分社區(qū)老年人群肌少癥篩查中的應(yīng)用[J].中國臨床保健雜志,2020,23(3):325-330.DOI:10.3969/J.issn.1672-6790.2020.03.010.
[5] 林旭. 四川漢藏羌族中老年人肌少癥與代謝相關(guān)因素的研究[D].成都:成都醫(yī)學(xué)院, 2020.
[6] 龍囡囡,吳玉泉,徐靜,等.老年綜合評估指導(dǎo)下的老年肌少癥綜合干預(yù)療效分析[J].中華老年病研究電子雜志,2021,8(1):5-9.DOI:10.3877/cma.j.issn.2095-8757.2021.01.002.
[7] Dennison EM, Sayer AA, Cooper C, et al. Epidemiology of Sarcopenia and Insight into Possible Therapeutic Targets[J].Nat Rev Rheumatol,2017,13(6):340-347.DOI:10.1038/nrrheum.2017.60.
[8] 萬霞,劉建平.臨床研究中的樣本量估算:(2)觀察性研究[J].中醫(yī)雜志,2007, 48(7):599-601. DOI:10.3321/j.issn:1001-1668.2007.07.009.
[9] 張櫨尹,莫永珍,歐陽曉俊,等.住院老年患者肌少癥患病率及相關(guān)因素分析[J].老年醫(yī)學(xué)與保健,2021,27(1):64-67.DOI:10.3969/j.issn.1008-8296.2021.01.054.
[10] 馬淑媛,王雪梅.老年年齡階段的劃分和護理要點[J].實用醫(yī)技雜志,2008, 15(30):4311-4312.DOI:10.3969/j.issn.1671-5098.2008.30.126.
[11] 姜珊,康琳,劉曉紅. 2019 亞洲肌少癥診斷及治療共識解讀[J]. 中華老年醫(yī)學(xué)雜志,2020,39(4):373-376. DOI:10.3760/cma.j.issn.0254-9026.2020.04.002.
[12] Malmstrom TK, Morley JE. SARC-F: A Simple Questionnaire to Rapidly Diagnose Sarcopenia[J]. J Am Med Dir Assoc,2013,14(8):531-532.DOI:10.1016/j.jamda.2013.05.018.
[13] 王曉英.老年肌少癥問卷的漢化及運動療法對肌少癥治療效果的Meta 分析[D].石家莊:河北醫(yī)科大學(xué),2018.
[14] 趙依帆,陳作兵.老年肌少癥篩查評估研究進展[J].實用老 年 醫(yī) 學(xué), 2021, 35(1):77-80.DOI:10.3969/j.issn.1003-9198.2021.01.021.
[15] 陳旭嬌,嚴靜,王建業(yè),等.老年綜合評估技術(shù)應(yīng)用中國專家共識[J].中華老年醫(yī)學(xué)雜志,2017,36(5):471-477.DOI:10.3760/cma.j.issn.0254-9026.2017.05.001.
[16] Tinetti ME. Performance-oriented Assessment of Mobility Problems in Elderly Patients[J]. J Am Geriatr Soc,1986,34(2):119-126.DOI:10.1111/j.1532-5415.1986.tb05480.x.
[17] Cobbs EL, Duthie EH, Murphy JB. Geriatric Review Syllabus: A Core Curnculum in Geriatric Medicine[M].4th ed.Dubuque:Kendall-Hunt Publishing Company,1996:159.
[18] 高靜,吳晨曦,柏丁兮,等.Tinetti 平衡與步態(tài)量表用于老年人跌倒風(fēng)險評估的信效度研究[J]. 中國實用護理雜志,2014,30(5):61-63.DOI:10.3760/cma.j.issn.1672-7088.2014.05.022.
[19] Mahoney FI,Barthel D.Functional evaluation:the Barthel Index[J].Md State Med J,1965,14:56-61.
[20] 侯東哲,張穎,巫嘉陵,等.中文版Barthel 指數(shù)的信度與效度研究[J]. 臨床薈萃, 2012,27(3):219-221.DOI:10.3760/cma.j.issn.0254-1424.2012.05.013.
[21] 巫嘉陵,安中平,王世民,王紀佐.腦卒中患者日常生活活動能力量表的信度與效度研究[J].中國現(xiàn)代神經(jīng)疾病雜志,2009,9(5):464-468.DOI:10.3969/j.issn.1672-6731.2009.05.014.
[22] 陳偉,蔣朱明,張永梅,等. 歐洲營養(yǎng)不良風(fēng)險調(diào)查方法在中國住院患者的臨床可行性研究[J].中國臨床營養(yǎng)雜志,2005, 13(3):137-141. DOI:10.3760/cma.j.issn.1674-635X.2005.03.002.
[23] Shiekh JI, Yesavage JA. Geriatric Depression Scale(GDS):Recent Evidence and Development of a Shorter Version[J].Clinical Gerontologist, 1986, 5(1/2):165-173.
[24] 梅錦榮. 老年抑郁量表和普通健康問卷(簡本)信度和效度的研究[J]. 中華精神科雜志,1999(1):40-42. DOI:10.3760/j:issn:1006-7884.1999.01.013.
[25] van Kan GA,Rolland Y,Bergman H,et al.The I.A.N.A. Task Force on Frailty Assessment of Older People in Clinical Practice[J]. J Nutr Heal Aging,2008,12(1):29-37.DOI:10.1007/BF02982161.
[26] 吳珍珍,張瑞,常艷,等.衰弱表型和衰弱篩查量表在老年住院患者中的應(yīng)用比較[J].中華護理雜志,2021,56(5):673-679.DOI:10.3761/j.issn.0254-1769.2021.05.005.
[27] 衛(wèi)尹,曹艷佩,楊曉莉,等.老年住院患者衰弱綜合征現(xiàn)狀及影響因素[J].復(fù)旦學(xué)報(醫(yī)學(xué)版),2018,45(4):496-502.DOI:10.3969/j.issn.1672-8467.2018.04.010.
[28] 黃凱程,童麗靈,李大嚴.多層面綜合護理干預(yù)模式在老年P(guān)CI 術(shù)后衰弱患者中的應(yīng)用效果[J].中國醫(yī)藥導(dǎo)報,2020,17(26):170-173.
[29] 燕鐵斌.“起立-行走”計時測試簡介——功能性步行能力快速定量測定法[J].中國康復(fù)理論與實踐, 2000,6(3):115-117.
[30] 甕長水,王娜,劉立明,等.5 次坐立試驗用于預(yù)測老年人跌倒危險的有效性[J].中國康復(fù)醫(yī)學(xué)雜志.2012,27(10):908-912. DOI:10.3969/j.issn.1001-1242.2012.10.004.
[31] Malmstrom TK, Miller DK, Morley JE. A Comparison of Four Frailty Models[ J ]. J Am Geriatr Soc, 2014, 62(4):721-726. DOI: 10.1111/jgs.12735.
[32] 劉艷穩(wěn). 老年住院患者肌少癥與動脈硬化的相關(guān)性分析[D].長春: 吉林大學(xué),2020.
[33] 肖蘇琴,劉芬,黃雅蓮,等. 基于Logistic 回歸與決策樹模型的初產(chǎn)婦分娩恐懼的影響因素分析[J]. 護理學(xué)報,2020,27(18):1-5. DOI:10.16460/j.issn1008-9969.2020.18.001.
[34] Yoshimura N, Muraki S, Oka H, et al. Is Osteoporosis a Predictor for Future Sarcopenia or Vice Versa? Four-year Observations between the Second and Third ROAD Study Surveys[J]. Osteoporos Int, 2017,28 (1):189-199. DOI:10.1007/s00198-016-3823-0.
[35] 江共濤,程毅,胡和軍.60 歲以上老年慢性下腰痛和肌肉減少癥及維生素D 的相關(guān)性研究[J]. 中國骨質(zhì)疏松雜志,2020, 26(9):1333-13339. DOI:10.3969/j.issn.1006-7108.2020.09.018.
[36] Buoite SA,Gortan CG, Barazzoni R, et al. Update on the Impact of Omega 3 Fatty Acids on Inflammation,Insulin Resistance and Sarcopenia:a Review[J]. Int J Mol Sci,2018,19(1):218.DOI:10.3390/ijms19010218.
[37] 郭鋼花,閏瑩瑩,李哲.心理干預(yù)對腦卒中跌倒患者平衡功能及步行能力的影響[J].中國康復(fù)醫(yī)學(xué)雜志,2014,29(4):357-359.DOI:10.3969/j.issn.1001-1242.2014.04.014.