劉金枚，張 坤，彭 楊，廖明姝，魏心才，曾 兢*

1.成都醫(yī)學(xué)院護(hù)理學(xué)院，四川 610083；2.成都醫(yī)學(xué)院第一附屬醫(yī)院

營(yíng)養(yǎng)不良是指由于攝入不足或利用障礙引起能量或營(yíng)養(yǎng)素缺乏的狀態(tài)，是一種常見(jiàn)的老年綜合征，嚴(yán)重影響老年人的健康狀況和生活質(zhì)量，是養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人死亡的重要危險(xiǎn)因素[1-3]。在我國(guó)一般人群中，48.4%的老年人營(yíng)養(yǎng)狀況欠佳，且養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良發(fā)生率遠(yuǎn)高于社區(qū)老年人[4]。醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)是指同時(shí)具備醫(yī)療衛(wèi)生資質(zhì)和養(yǎng)老服務(wù)能力的醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)或養(yǎng)老機(jī)構(gòu)，更適合失能、失智及高齡老年人居住[5]，其老年人的營(yíng)養(yǎng)狀況需更加關(guān)注，但目前關(guān)于醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)狀況的研究不足。《國(guó)民營(yíng)養(yǎng)計(jì)劃（2017—2030 年）》[6]指出要建立老年人群營(yíng)養(yǎng)健康管理與照護(hù)制度，實(shí)現(xiàn)營(yíng)養(yǎng)工作與醫(yī)養(yǎng)結(jié)合服務(wù)內(nèi)容的有效銜接。列線圖是以傳統(tǒng)多因素回歸分析結(jié)果為基礎(chǔ)，通過(guò)將多個(gè)危險(xiǎn)因素進(jìn)行整合形成的可視化平面模型，其風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)結(jié)果更為直觀。因此，本研究以醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人作為研究對(duì)象，了解其營(yíng)養(yǎng)不良現(xiàn)狀及其危險(xiǎn)因素，在Logistic 回歸分析基礎(chǔ)上構(gòu)建醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良的預(yù)測(cè)模型，以期為機(jī)構(gòu)工作者的臨床決策和營(yíng)養(yǎng)不良高危人群的管理提供參考。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

采用便利抽樣法，選取2022 年1 月—5 月成都市3所醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人作為研究對(duì)象。將2 所醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型醫(yī)療機(jī)構(gòu)的老年人作為建模組，將1 所醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的老年人作為驗(yàn)證組。采用自變量事件數(shù)(events per variable，EPV)法計(jì)算建模組樣本量，設(shè)定EPV=10，預(yù)計(jì)納入Logistic 回歸的自變量為10 個(gè)，由于目前尚未檢索到針對(duì)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良發(fā)生率的數(shù)據(jù)，因此參考趙妹等[7]研究中的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良發(fā)生率（20.2%），并考慮10%的樣本量脫落率，計(jì)算得到建模組至少需要樣本量440 人，最終納入571 人。預(yù)測(cè)模型外部驗(yàn)證所需樣本量為預(yù)測(cè)因子的10～20 倍，本研究的預(yù)測(cè)模型共納入5 個(gè)預(yù)測(cè)因子，所需樣本量為50～100 人，最終納入123 人。醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)納入標(biāo)準(zhǔn)：雙證齊全（醫(yī)療執(zhí)業(yè)許可證書和養(yǎng)老機(jī)構(gòu)登記證書）的醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)。老年人納入標(biāo)準(zhǔn)：年齡≥60 歲；病歷資料完整；生命體征平穩(wěn)；老年人或家屬知情同意。老年人排除標(biāo)準(zhǔn)：資料收集當(dāng)天不在醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)；水腫。本研究已經(jīng)通過(guò)成都醫(yī)學(xué)院倫理委員會(huì)審批（審批號(hào)：2022NO.01）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料收集表

閱讀文獻(xiàn)結(jié)合專家意見(jiàn)自行設(shè)計(jì)一般資料收集表，包括老年人的人口學(xué)資料、疾病相關(guān)資料。1）人口學(xué)資料：性別、年齡、婚姻狀況、醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)居住時(shí)間、文化程度、進(jìn)食方式、牙齒數(shù)量、吸煙史、飲酒史。2）疾病相關(guān)資料：糖尿病、腦卒中、高血壓、帕金森病、癡呆、冠心病、消化道潰瘍、慢性阻塞性肺疾病（COPD）、慢性支氣管炎、胃食管反流、肝臟疾病、貧血、腫瘤、用藥種類。

1.2.2 簡(jiǎn)易營(yíng)養(yǎng)評(píng)價(jià)精法（Mini-Nutritional Assessment Short-Form，MNA-SF）

MNA-SF 由Rubenstein 等[8]于2001 年在簡(jiǎn)易營(yíng)養(yǎng)評(píng)估量表（Mini Nutritional Assessment，MNA）基礎(chǔ)上簡(jiǎn)化而成，用于評(píng)估營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)，該量表共6 個(gè)條目，即近3 個(gè)月有無(wú)進(jìn)食量下降、近3 個(gè)月體重下降情況、活動(dòng)能力、近3 個(gè)月有無(wú)急性疾病（或心理創(chuàng)傷）、精神心理狀況和體質(zhì)指數(shù)（無(wú)法獲得體重者，以小腿圍代替），量表總分為0～14 分，得分越高表明營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)越好，0～7 分表示存在營(yíng)養(yǎng)不良，8～11 分表示存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)，12～14 分表示營(yíng)養(yǎng)狀況正常。2005 年何揚(yáng)利等[9]將MNA-SF 翻譯為中文并將之與MNA 進(jìn)行比較，得出MNA-SF 的敏感度為85.7%，特異度為96.0%，校標(biāo)效度為0.933。MNA-SF 操作便捷，適合于養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的營(yíng)養(yǎng)評(píng)判，對(duì)于無(wú)法獲得體質(zhì)指數(shù)的人群，可以小腿圍代替體質(zhì)指數(shù)進(jìn)行評(píng)定[10]。

1.2.3 Barthel 指數(shù)（Barthel Index，BI）

BI 由美國(guó)學(xué)者M(jìn)ahoney 等[11]于1965 年編制，用于評(píng)定老年人的日常生活活動(dòng)能力，該量表包括進(jìn)食、穿衣、控制大小便、如廁、上下樓梯、洗澡、修飾、床椅轉(zhuǎn)移、行走10 項(xiàng)內(nèi)容，根據(jù)是否需要幫助及依賴程度分別計(jì)0 分、5 分、10 分、15 分，總分0～100 分，得分越高表示自理能力越好，根據(jù)總分劃分為4 個(gè)等級(jí)，即完全自理（100 分）、輕度依賴（61～99 分）、中度依賴（41～60分）、重度依賴（≤40 分）。2012 年侯東哲等[12]將BI 進(jìn)行漢化，中文版BI 的Cronbach's α 系數(shù)為0.916。

1.3 資料收集方法

研究者經(jīng)過(guò)培訓(xùn)后進(jìn)入機(jī)構(gòu)收集資料，營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)及日常生活活動(dòng)能力資料由研究者與老年人面對(duì)面收集，人口學(xué)資料、疾病相關(guān)資料通過(guò)查閱老年人電子病歷獲取，電子病歷獲取不全的資料（如牙齒數(shù)量等）由研究者觀察獲取，資料收集時(shí)避開(kāi)老年人進(jìn)食、休息、娛樂(lè)時(shí)間及養(yǎng)老護(hù)理員忙碌、休息時(shí)間。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS 26.0 和R 4.2.1 軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。符合正態(tài)分布的定量資料以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）描述，組間比較采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，非正態(tài)分布的定量資料以中位數(shù)（四分位數(shù)）[M（P25，P75）]描述，組間比較采用Mann-WhitneyU檢驗(yàn)；定性資料以頻數(shù)、百分比（%）描述，組間比較采用χ2檢驗(yàn)或Fisher 確切概率法，等級(jí)資料比較采用Mann-WhitneyU檢驗(yàn)。多因素分析采用二元Logistic 回歸進(jìn)行分析，選取赤池信息準(zhǔn)則（Akaike information criterion，AIC）信息量最小的Logistic回歸模型作為最終預(yù)測(cè)模型，并繪制列線圖。采用受試者工作特征（ROC）曲線下面積（AUC）評(píng)估模型區(qū)分度。采用Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)和校準(zhǔn)曲線評(píng)估模型校準(zhǔn)度。采用臨床決策曲線分析（decision curve analysis，DCA）評(píng)估模型的臨床實(shí)用性。對(duì)列線圖進(jìn)行內(nèi)部及外部驗(yàn)證，以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 老年人一般資料

建模組共納入571 名老年人，年齡61～102（83.860±7.342）歲；用藥種類為0～18（7.792±3.521）種；非營(yíng)養(yǎng)不良306 人[包括營(yíng)養(yǎng)狀況正常95 人（16.64%），存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)211 人（36.95%）]，存在營(yíng)養(yǎng)不良265 人（46.41%）。驗(yàn)證組共納入123 名老年人，年齡66～103（85.789±7.291）歲，＞80 歲101 人（82.11%）；女79 人（64.23%）；無(wú)配偶75 人（60.98%）；非營(yíng)養(yǎng)不良85 人（69.11%）[包括營(yíng)養(yǎng)狀況正常32 人（26.02%），存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)53 人（43.09%）]，存在營(yíng)養(yǎng)不良38 人（30.89%）。

2.2 老年人營(yíng)養(yǎng)不良影響因素的單因素分析（見(jiàn)表1）

表1 老年人營(yíng)養(yǎng)不良影響因素的單因素分析

2.3 營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的構(gòu)建

以是否有營(yíng)養(yǎng)不良為因變量（無(wú)=0，有=1），以老年人營(yíng)養(yǎng)不良影響因素的單因素分析中差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）的變量（進(jìn)食方式、牙齒數(shù)量、腦卒中、癡呆、冠心病、貧血、BI 評(píng)分）為自變量，自變量賦值情況：進(jìn)食方式（經(jīng)口進(jìn)食=0，管飼=1），牙齒數(shù)量（≤20顆=0，＞20顆=1），腦卒中（否=0，是=1），癡呆（否=0，是=1），冠心?。ǚ?0，是=1），貧血（否=0，是=1），BI 評(píng)分為原值代入。采用向后LR 法進(jìn)行二元Logistic回歸分析，結(jié)果顯示：進(jìn)食方式、牙齒數(shù)量、癡呆、貧血、BI 評(píng)分進(jìn)入模型，回歸分析結(jié)果見(jiàn)表2?；贚ogistic回歸結(jié)果建立預(yù)測(cè)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良的列線圖模型，見(jiàn)圖1。本研究以最小AIC 原則構(gòu)建模型，雖然多因素分析癡呆無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05），但也納入預(yù)測(cè)模型中。

圖1 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良的列線圖

表2 老年人營(yíng)養(yǎng)不良影響因素的多因素分析

2.4 預(yù)測(cè)模型效能檢驗(yàn)及驗(yàn)證

ROC 曲線分析結(jié)果顯示，列線圖在預(yù)測(cè)建模組中老年人營(yíng)養(yǎng)不良的AUC 為0.828[95%CI（0.795，0.862）]，約登指數(shù)為0.516，靈敏度為87.1%，特異度為73.5%，最佳臨界值為0.447，說(shuō)明該模型有較好的區(qū)分度，見(jiàn)圖2。Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)結(jié)果顯示：χ2=0.911，P=0.823。校準(zhǔn)曲線顯示：模型預(yù)測(cè)結(jié)果與觀察結(jié)果之間一致性較好，見(jiàn)圖3。DCA 結(jié)果顯示：當(dāng)營(yíng)養(yǎng)不良閾值概率為4%～91%時(shí)，使用該列線圖能夠獲得凈收益，見(jiàn)圖4。模型內(nèi)部驗(yàn)證使用10 折交叉驗(yàn)證法，重復(fù)抽樣1 000 次，最終得到平均AUC 為0.822。外部驗(yàn)證結(jié)果顯示：AUC 為0.928[95%CI（0.886，0.971）]，約登指數(shù)為0.707，靈敏度為89.5%，特異度為81.2%，最佳臨界值為0.354，見(jiàn)圖5。Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)結(jié)果顯示：χ2= 3.280，P=0.350。校準(zhǔn)曲線顯示：列線圖的預(yù)測(cè)結(jié)果和觀察結(jié)果之間較一致，見(jiàn)圖6。驗(yàn)證組DCA 結(jié)果顯示：當(dāng)營(yíng)養(yǎng)不良閾值概率為0～94%時(shí)，使用該列線圖能夠獲得凈收益，見(jiàn)圖7。

圖2 建模組ROC 曲線

圖3 建模組校準(zhǔn)曲線

圖4 建模組DCA 曲線

圖5 驗(yàn)證組ROC 曲線

圖6 驗(yàn)證組校準(zhǔn)曲線

圖7 驗(yàn)證組DCA 曲線

3 討論

3.1 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良現(xiàn)狀

醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)狀況不容樂(lè)觀，本研究共納入老年人694 人，總體營(yíng)養(yǎng)不良發(fā)生率為43.66%（303/694），與黃風(fēng)英等[13]對(duì)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良的調(diào)查結(jié)果（47.1%）相近，但高于我國(guó)部分養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良發(fā)生率調(diào)查結(jié)果（1.67%～23.7%）[10]。這可能與醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)多為高齡、失能、失智、多病共存的老年人有關(guān)[14]。由此可見(jiàn)，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)應(yīng)該重視老年人的營(yíng)養(yǎng)管理，早期識(shí)別營(yíng)養(yǎng)不良高危老年人，積極干預(yù)，改善老年人的營(yíng)養(yǎng)狀況。

3.2 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良的相關(guān)因素

3.2.1 管飼、牙齒≤20 顆的老年人易發(fā)生營(yíng)養(yǎng)不良

本研究發(fā)現(xiàn)管飼是營(yíng)養(yǎng)不良的危險(xiǎn)因素之一。管飼是進(jìn)食困難老年人的一種替代喂養(yǎng)方式，在管飼前老年人可能已發(fā)生營(yíng)養(yǎng)不良，加之管飼后僅能進(jìn)食低密度流質(zhì)食物，營(yíng)養(yǎng)攝入量可能無(wú)法滿足機(jī)體需求，容易加重老年人營(yíng)養(yǎng)不良，甚至可能引起血紅蛋白等生化指標(biāo)降低[15]。張?chǎng)蔚萚16]的研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老院135 名管飼老年人中僅2 名老年人營(yíng)養(yǎng)狀況良好。本研究建模組數(shù)據(jù)顯示，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人管飼率為28.37%，高于傳統(tǒng)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)（10.89%）[17]。因此，建議醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)加強(qiáng)老年人的進(jìn)食訓(xùn)練，減少老年人管飼率，同時(shí)為管飼老年人制定個(gè)性化的膳食計(jì)劃，改善其營(yíng)養(yǎng)狀況。此外，本研究發(fā)現(xiàn)牙齒數(shù)量≤20 顆是老年人營(yíng)養(yǎng)不良的危險(xiǎn)因素之一。原因可能是老年人牙齒缺損后對(duì)固體食物的研磨、粉碎能力下降，進(jìn)食固體類型食物困難，可能導(dǎo)致食物組成發(fā)生變化，影響老年人食欲，導(dǎo)致?tīng)I(yíng)養(yǎng)不良。有研究也發(fā)現(xiàn)，牙齒數(shù)量與營(yíng)養(yǎng)狀況呈正相關(guān)[18]，且有0～9 顆牙齒的老年人死亡率高于有≥20 顆牙齒的老年人，營(yíng)養(yǎng)狀況為中介效應(yīng)[19]，可見(jiàn)，改善營(yíng)養(yǎng)狀況可能降低牙齒數(shù)量少的老年人的死亡率。建議醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)關(guān)注老年人口腔健康，減少老年人牙齒脫落，必要時(shí)指導(dǎo)老年人正確佩戴義齒，提高咀嚼能力，改善老年人營(yíng)養(yǎng)狀況，降低死亡率。

3.2.2 癡呆、貧血、自理能力下降的老年人易發(fā)生營(yíng)養(yǎng)不良

本研究結(jié)果顯示，癡呆是老年人營(yíng)養(yǎng)不良的預(yù)測(cè)因素之一。癡呆老年人由于認(rèn)知障礙，常常忘記進(jìn)食，隨著病情進(jìn)展，甚至失去自主進(jìn)食能力，導(dǎo)致食物攝入量下降。 我國(guó)癡呆病人進(jìn)食困難發(fā)生率高達(dá)86.8%[20]，這可能也是營(yíng)養(yǎng)不良發(fā)生率高的重要原因。建議醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)加強(qiáng)癡呆老年人的認(rèn)知訓(xùn)練，提高其自主進(jìn)食能力，以降低營(yíng)養(yǎng)不良發(fā)生率[20]。此外，本研究發(fā)現(xiàn)，老年人貧血與營(yíng)養(yǎng)不良高度相關(guān)，與尹倩等[21-22]的研究結(jié)果一致。營(yíng)養(yǎng)不良老年人可能由于鐵、維生素B12和葉酸缺乏導(dǎo)致貧血，同時(shí)營(yíng)養(yǎng)不良會(huì)導(dǎo)致肝臟白蛋白合成減少，血清蛋白水平降低[23]。提示，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)應(yīng)增加飲食的多樣性，幫助老年人增加鐵等微量元素的攝入，糾正貧血。日常生活自理能力下降是老年人營(yíng)養(yǎng)不良的重要危險(xiǎn)因素，與趙妹等[7,24]的研究結(jié)果相似。原因可能為：1）自理能力下降的老年人因活動(dòng)不便，為自己提供營(yíng)養(yǎng)的能力下降[25]；2）隨著自理能力越來(lái)越差，老年人活動(dòng)減少，腸蠕動(dòng)減慢，胃腸道消化吸收能力減弱，出現(xiàn)營(yíng)養(yǎng)問(wèn)題；3）活動(dòng)能力下降還可能導(dǎo)致老年人社會(huì)孤立，出現(xiàn)食欲缺乏，增加營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)[26-27]。因此，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)要及時(shí)對(duì)自理能力下降的老年人進(jìn)行營(yíng)養(yǎng)不良篩查，制定個(gè)性化康復(fù)鍛煉措施，提高老年人的活動(dòng)能力，并關(guān)注其心理狀況。

3.3 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良預(yù)測(cè)模型的預(yù)測(cè)能力較好

本研究根據(jù)多因素Logistic 回歸分析結(jié)果建立醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良預(yù)測(cè)模型列線圖，模型最終納入進(jìn)食方式、牙齒數(shù)量、癡呆、貧血及BI 評(píng)分5 個(gè)變量，這些變量均容易獲取，方便醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)工作人員使用。該模型在建模組中的AUC 為0.828[95%CI（0.795，0.862）]，在驗(yàn)證組中的AUC 為0.928[95%CI（0.886，0.971）]，建模組和驗(yàn)證組的Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)結(jié)果均P＞0.05，說(shuō)明該模型的區(qū)分度、校準(zhǔn)度較好，且DCA 結(jié)果表明該模型有較好的臨床適用性。本研究建模組2 所醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)是醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型的醫(yī)療機(jī)構(gòu)，而驗(yàn)證組的醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)為醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)，兩組老年人基線資料可能有所差異，但外部驗(yàn)證結(jié)果仍顯示該模型預(yù)測(cè)能力較好。因此，該模型能夠協(xié)助醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)工作人員對(duì)老年人營(yíng)養(yǎng)不良進(jìn)行篩查。

4 小結(jié)

本研究開(kāi)發(fā)并驗(yàn)證了預(yù)測(cè)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機(jī)構(gòu)老年人營(yíng)養(yǎng)不良的列線圖，具有較好的臨床應(yīng)用價(jià)值。但本研究也有一些不足：1）未對(duì)存在營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)的老年人進(jìn)行進(jìn)一步評(píng)估，可能低估了老年人營(yíng)養(yǎng)不良發(fā)生率。2）采用便利抽樣法，樣本代表性有待加強(qiáng)，且未進(jìn)行縱向比較，各因素對(duì)營(yíng)養(yǎng)狀況的影響隨時(shí)間的變化尚不清楚。3）未對(duì)老年人口腔健康做全面評(píng)估，僅關(guān)注老年人牙齒數(shù)量，還需進(jìn)一步開(kāi)展?fàn)I養(yǎng)不良與口腔健康相關(guān)性的研究。