Construction of a risk prediction model of osteosarcopenia in the elderly in communities

LIU Keru1， HE Yaoyu1， WANG Yuhuan1， TAO Jing2， WANG Ruoxian1， WEI Shanshan1， HE Bin2*

1.Shihezi University School of Medicine， Xinjiang 832002 China；2.The Third Affiliated Hospital of Shihezi University School of Medicine

*Corresponding Author" HE Bin， E?mail： 13999736881@163.com

Abstract" Objective：To investigate the influencing factors of high risk population of osteosarcopenia in communities，and to establish a risk prediction model.Methods：From March to July 2023，a total of 1 051 elderly people from 20 communities in Shihezi city were selected by stratified random sampling method and divided into high risk groups of osteosarcopenia and high risk groups of non?osteosarcopenia.Univariate analysis and LASSO regression were used to preliminarily screen variables，and then the predictive variables were determined by Logistic regression analysis.The Nomogram prediction model was constructed and verified by R4.3.1 software.Results：The incidence of osteosarcopenia in 1 051 elderly patients was 21.9%.Age，sex，body mass index，comorbidities，history of fracture，type of health insurance，consumption of strong tea，coffee or carbonated beverages，daily sedentary time，activity of the elderly，nutritional status，social frailty and depression were the influencing factors for community groups at high risk of osteosarcopenia.The risk prediction model had a good fit，and the area under the receiver operating characteristic curve was 0.956，indicating a good differentiation.The average absolute error between the actual value and the predicted value of the calibration curve was 0.014，which has good accuracy.The results of decision curve showed good clinical effectiveness.Conclusions：The risk prediction model of osteosarcopenia in elderly people in communities is scientific and practical，and it can be used for the screening of community osteosarcopenia high?risk population.

Keywords" communities； the elderly； osteosarcopenia； Nomogram； predictive model

摘要" 目的：探討社區(qū)肌少?骨質(zhì)疏松癥高危人群的影響因素，并構(gòu)建風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型。方法：2023年3月—7月，采用分層隨機(jī)抽樣的方法，抽取石河子市20個(gè)社區(qū)1 051名老年人為研究對(duì)象，將其分為肌少?骨質(zhì)疏松癥高危組和非肌少?骨質(zhì)疏松癥高危組。采用單因素分析和LASSO回歸初步篩選變量，再經(jīng)過Logistic回歸分析確定預(yù)測(cè)變量，使用R4.3.1軟件構(gòu)建列線圖預(yù)測(cè)模型并進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果：1 051名老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥檢出率為21.9%。年齡、性別、體質(zhì)指數(shù)、合并癥、骨折史、醫(yī)保類型、是否飲用濃茶/咖啡或碳酸飲料、每日久坐時(shí)長(zhǎng)、老年人活動(dòng)情況、營(yíng)養(yǎng)狀況、社會(huì)衰弱及抑郁是社區(qū)肌少?骨質(zhì)疏松癥高危人群的影響因素。構(gòu)建的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型擬合度良好，受試者工作特征曲線下面積為0.956，區(qū)分度良好；校準(zhǔn)曲線實(shí)際值與預(yù)測(cè)值的平均絕對(duì)誤差為0.014，具有良好的準(zhǔn)確度；決策曲線結(jié)果顯示臨床有效性良好。結(jié)論：社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型具有科學(xué)性與實(shí)用性，可用于社區(qū)肌少?骨質(zhì)疏松癥高危人群的篩查。

關(guān)鍵詞" 社區(qū)；老年人；肌少?骨質(zhì)疏松癥；列線圖；預(yù)測(cè)模型

doi：10.12102/j.issn.1009-6493.2024.24.002

肌少?骨質(zhì)疏松癥（osteosarcopenia，OS）是指骨量減少或骨質(zhì)疏松癥與肌少癥同時(shí)存在[1]，是一種以骨量低下、骨組織微結(jié)構(gòu)退化、肌量減少、肌力下降以及肌肉功能障礙為特征的老年退行性疾病[2]。隨著社會(huì)老齡化程度加深，肌少?骨質(zhì)疏松癥發(fā)病率也呈逐年上升趨勢(shì)[3]。肌少?骨質(zhì)疏松癥會(huì)增加跌倒和骨折的發(fā)生率，也會(huì)造成住院時(shí)間的延長(zhǎng)和過早死亡，在影響老年人健康的同時(shí)也給家庭和社會(huì)帶來沉重負(fù)擔(dān)[4]。早期發(fā)現(xiàn)肌少?骨質(zhì)疏松癥的風(fēng)險(xiǎn)因素，及時(shí)進(jìn)行有針對(duì)性的護(hù)理干預(yù)，有利于促進(jìn)社區(qū)老年人肌肉骨骼健康，保障生活質(zhì)量。目前我國(guó)對(duì)于肌少?骨質(zhì)疏松癥的研究多集中于發(fā)病機(jī)制[5]，尚未檢索到社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型的研究報(bào)道。因此，本研究將基于社區(qū)篩查結(jié)果，調(diào)查社區(qū)肌少?骨質(zhì)疏松癥高危人群的影響因素，構(gòu)建列線圖預(yù)測(cè)模型并進(jìn)行驗(yàn)證，為社區(qū)衛(wèi)生工作者識(shí)別社區(qū)肌少?骨質(zhì)疏松癥高危人群并開展有效防治工作提供科學(xué)依據(jù)。

1" 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

2023年3月—7月，采用分層隨機(jī)抽樣的方法，根據(jù)新疆維吾爾自治區(qū)2022年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入38 410元[6]，將石河子市社區(qū)劃分為高收入（月收入gt;3 000元/人）、中等及以下（月收入≤3 000元/人）兩層，采用隨機(jī)數(shù)字表法選取城區(qū)20個(gè)社區(qū)滿足納入與排除標(biāo)準(zhǔn)的老年人為研究對(duì)象進(jìn)行橫斷面調(diào)查。研究對(duì)象納入標(biāo)準(zhǔn)：1）年齡≥60歲；2）在本社區(qū)居住時(shí)間不少于6個(gè)月；3）對(duì)本研究知情同意且自愿配合調(diào)查者。排除標(biāo)準(zhǔn)：1）有嚴(yán)重的聽力、視力及語(yǔ)言障礙；2）患有嚴(yán)重的精神疾病不能配合調(diào)查者。根據(jù)現(xiàn)況調(diào)查樣本量估算公式[7]：N=tα2PQ/d2，檢驗(yàn)水準(zhǔn)α取0.05，統(tǒng)計(jì)量tα=1.96，P=0.21（根據(jù)肌少?骨質(zhì)疏松癥患病率Meta分析結(jié)果[3]，肌少?骨質(zhì)疏松癥全球患病率約為21%），Q=1-P，允許誤差d=0.15P，經(jīng)計(jì)算，本研究所需樣本量為659，考慮10%的樣本流失率，最終確定樣本量為724。本研究最終納入1 051名社區(qū)老年人。本研究經(jīng)石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院第三附屬醫(yī)院倫理委員會(huì)批準(zhǔn)（倫理編號(hào)：KJX2022?052?02）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般人口學(xué)資料調(diào)查表

由研究者自行編制，包括研究對(duì)象的性別、年齡、民族、身高、體重、體質(zhì)指數(shù)（BMI）、握力、文化程度、月收入、居住情況、醫(yī)療保險(xiǎn)類型、慢性病患病情況等。

1.2.2 社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥的評(píng)定方法

社區(qū)老年人同時(shí)滿足肌少癥及骨質(zhì)疏松癥的測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)。1）肌少癥：根據(jù)亞洲肌少癥工作組（Asia Working Group for Sarcopenia，AWGS）[8]2019年的診斷標(biāo)準(zhǔn)，推薦在社區(qū)等基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)使用改良版老年肌少癥篩查問卷（SARC?Cal F）[9]以及握力測(cè)量進(jìn)行肌少癥篩查，SARC?Cal F問卷得分≥11分并伴有握力測(cè)試陽(yáng)性（男性lt;28 kg、女性lt;18 kg）可診斷為“可能肌少癥”。2）骨質(zhì)疏松癥：《肌少?骨質(zhì)疏松癥專家共識(shí)》[10]提出，腰椎或股骨任何一個(gè)部位骨密度T值≤-2.5或發(fā)生過脆性骨折可診斷為骨質(zhì)疏松癥；對(duì)于未接受過骨密度檢測(cè)的社區(qū)老年人，建議使用骨質(zhì)疏松風(fēng)險(xiǎn)1 min測(cè)試題（IOF 1 min）[11]和亞洲人骨質(zhì)疏松自我篩查工具（OSTA）[12]作為骨質(zhì)疏松癥風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估的初篩工具，IOF 1 min測(cè)試陽(yáng)性合并OSTA指數(shù)lt;-1可診斷為骨質(zhì)疏松癥高危人群。

1.2.3 年齡校正Charlson合并癥指數(shù)（age?adjusted Charlson Comorbidity Index，aCCI）

Charlson等[13]考慮到年齡對(duì)共病的影響，于1994年將原有的查爾森共病指數(shù)（Charlson Comorbidity Index，CCI）進(jìn)行改良，形成aCCI。該量表為量化多種合并癥信息、加權(quán)年齡評(píng)分后的綜合指標(biāo)，使用簡(jiǎn)便，是目前使用最廣泛的共病指數(shù)量表。

1.2.4 微型營(yíng)養(yǎng)評(píng)價(jià)法（Mini Nutritional Assessment，MNA）

MNA調(diào)查內(nèi)容包括人體測(cè)量、整體評(píng)定、膳食問卷和主觀評(píng)定4個(gè)方面，共18個(gè)測(cè)量項(xiàng)目，總分30分，MNA≥24分為營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)良好，lt;24分為營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)不良，該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.906[14]。本研究中該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.806。

1.2.5 老年人體力活動(dòng)量表（Physical Activity Scale for the Elderly，PASE）

PASE于1993年由Washburn等[15]編制，將社區(qū)老年人的體力活動(dòng)分為休閑性體力活動(dòng)、家務(wù)活動(dòng)以及職業(yè)性體力活動(dòng)3類，由26個(gè)具體問題構(gòu)成，除坐式活動(dòng)不計(jì)入總分外，其余活動(dòng)按各自加權(quán)和活動(dòng)量計(jì)分：每周活動(dòng)天數(shù)×每天活動(dòng)時(shí)間÷7×該項(xiàng)活動(dòng)加權(quán)，各項(xiàng)活動(dòng)得分相加得量表總分（0～400分），得分越高說明體力活動(dòng)強(qiáng)度越大。本研究中該量表的重測(cè)信度為0.83。

1.2.6 社會(huì)衰弱篩查工具（Help，Participation，Loneliness，F(xiàn)inancial，Talk Scale，HALFT）

HALFT是一個(gè)簡(jiǎn)單自我報(bào)告式的老年人社會(huì)衰弱篩查工具，包括5個(gè)條目，回答“是”計(jì)0分，“否”計(jì)1分，總分為 0～5分，0分為非社會(huì)衰弱，1～2分為社會(huì)衰弱前期，≥3分表示社會(huì)衰弱，該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.725[16]。本研究中該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.88。

1.2.7 簡(jiǎn)版老年抑郁量表（Geriatric Depression Scale，GDS?15）

GDS?15量表共15個(gè)條目，總分0～15分，≤4分為正常，≥5分為有抑郁情緒，該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.79[17]。本研究中該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.80。

1.3 調(diào)查方法與質(zhì)量控制

采用現(xiàn)場(chǎng)問卷調(diào)查與身體測(cè)量相結(jié)合的方法。調(diào)查在社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)管理人員協(xié)助及組織下，由培訓(xùn)合格的調(diào)查員對(duì)符合納入標(biāo)準(zhǔn)的老年人進(jìn)行一對(duì)一面對(duì)面調(diào)查。采用嘉樂牌紅外線身高測(cè)量?jī)x和電子體重計(jì)（K1?D）測(cè)量研究對(duì)象的身高和體重，數(shù)值精確到0.1 cm和0.1 kg，并計(jì)算BMI；小腿圍測(cè)量由調(diào)查員使用無彈性卷尺沿髕骨下緣12 cm腓腸肌位置測(cè)量周徑，連續(xù)測(cè)量2次，取平均值；握力測(cè)量采用電子握力計(jì)（型號(hào)：EH101），測(cè)試時(shí)，受試者取站立位，兩腳并立，雙臂伸直自然下垂，利用優(yōu)勢(shì)手握住儀器把柄，反復(fù)測(cè)量3次，每次測(cè)量間隔25 s，取最大值作為統(tǒng)計(jì)分析指標(biāo)，數(shù)值精確到0.1 kg。每次調(diào)查結(jié)束后隨機(jī)抽查5%的問卷進(jìn)行復(fù)核，發(fā)現(xiàn)不符或缺失進(jìn)行追訪補(bǔ)齊。本研究共發(fā)放問卷1 080份，剔除不合格問卷后，最終獲得有效樣本1 051例，有效回收率為97.3%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS 26.0和R4.3.1軟件中的pROC、rms、rmda等程序包進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。定量資料經(jīng)Shapiro?Wilk檢驗(yàn)均不符合正態(tài)分布，采用中位數(shù)（四分位數(shù)）[M（P25，P75）]表示，組間比較采用Wilcoxon秩和檢驗(yàn)。定性資料以人數(shù)、構(gòu)成比（%）表示，組間比較采用χ2檢驗(yàn)，由于本研究納入影響因素較多，為避免出現(xiàn)共線性及模型的過度擬合，首先采用LASSO回歸對(duì)社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥的影響因素進(jìn)行初步篩選，再通過Logistic回歸對(duì)影響因素進(jìn)行分析。使用受試者工作特征曲線（ROC）下面積（AUC）、Calibration校準(zhǔn)曲線、Hosmer?Lemeshow檢驗(yàn)評(píng)估模型性能，采用決策曲線（DCA）評(píng)估模型的臨床凈收益[18]。檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2" 結(jié)果

2.1 社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥檢出率

1 051名老年人中，肌少?骨質(zhì)疏松癥檢出率為21.9%（230人）。根據(jù)篩查結(jié)果將社區(qū)老年人分為非肌少?骨質(zhì)疏松癥高危組和肌少?骨質(zhì)疏松癥高危組。單因素分析結(jié)果見表1。

2.2 社區(qū)老年人發(fā)生肌少?骨質(zhì)疏松癥的多因素分析

LASSO回歸結(jié)果顯示，納入模型的全部變量隨著最優(yōu)參數(shù)λ的變化被逐漸壓縮，將十折交叉驗(yàn)證法中最小值的1SE（λ=0.010）作為最優(yōu)值，最終篩選出12個(gè)非零系數(shù)的預(yù)測(cè)變量，包括年齡、性別、BMI、aCCI、骨折史、醫(yī)保類型、飲用濃茶/咖啡或碳酸飲料、每日久坐時(shí)長(zhǎng)、PASE得分、營(yíng)養(yǎng)狀況、社會(huì)衰弱及抑郁。以是否為肌少?骨質(zhì)疏松癥高危人群作為因變量（否=0，是=1），將LASSO回歸篩選出的12個(gè)預(yù)測(cè)變量作為自變量，自變量賦值如下：性別，男=1，女=2；骨折史，無=0，有=1；每日久坐時(shí)長(zhǎng)≤4 h=0，gt;4 h=1；飲用濃茶/咖啡或碳酸飲料，否=0，是=1；營(yíng)養(yǎng)狀況，營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)良好=1，營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)不良=2；社會(huì)衰弱，非社會(huì)衰弱=1，社會(huì)衰弱前期=2，社會(huì)衰弱=3；抑郁，正常=0，有抑郁癥狀=1；醫(yī)保類型，無=0，職工醫(yī)保=1，居民醫(yī)保=2，商業(yè)保險(xiǎn)=3，新農(nóng)合=4；年齡、BMI、aCCI、PASE得分以原值帶入。經(jīng)共線性檢驗(yàn)，各因素容忍度（TOL）均gt;0.1，方差膨脹因子（VIF）均lt;3，表明各因素之間不存在共線性。結(jié)果顯示，年齡、性別、BMI、aCCI、骨折史、醫(yī)保類型、是否飲用濃茶/咖啡或碳酸飲料、每日久坐時(shí)長(zhǎng)、PASE得分、營(yíng)養(yǎng)狀況、社會(huì)衰弱及抑郁是社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥的影響因素（Plt;0.05），見表2。

2.3 社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥患病風(fēng)險(xiǎn)列線圖模型的構(gòu)建和驗(yàn)證

通過R軟件rms程序包基于多因素回歸分析確定的12個(gè)預(yù)測(cè)變量建立并繪制社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥患病風(fēng)險(xiǎn)列線圖，見圖1。模型的AUC為0.956（0.943，0.968），見圖2；Hosmer?Lemeshow檢驗(yàn)結(jié)果顯示Pgt;0.05，使用rms程序包繪制Calibration校準(zhǔn)曲線，校準(zhǔn)曲線實(shí)際值與預(yù)測(cè)值間的平均絕對(duì)誤差為0.014，理想曲線和校正曲線基本吻合，見圖3；使用rmda包繪制DCA曲線，結(jié)果顯示，模型曲線遠(yuǎn)離兩條極端無效線，表明臨床有效性良好，具有一定的應(yīng)用價(jià)值，見圖4。

3" 討論

3.1 社區(qū)老年人發(fā)生肌少?骨質(zhì)疏松癥的影響因素

3.1.1 個(gè)體生理因素

本研究結(jié)果顯示，年齡、性別和合并癥是社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的影響因素。有研究顯示，隨著年齡增長(zhǎng)，人體內(nèi)的骨丟失和肌肉流失逐年加重，且肌肉與骨骼之間相互影響，導(dǎo)致肌肉骨骼系統(tǒng)進(jìn)行性退化[19]，促進(jìn)疾病發(fā)生發(fā)展，國(guó)內(nèi)Wang等[20]的研究也證實(shí)這一觀點(diǎn)。同時(shí)，年齡增長(zhǎng)也會(huì)造成慢性低度炎癥的發(fā)生，并引發(fā)多種慢性疾病，某些炎癥因子（如白細(xì)胞介素?6、腫瘤壞死因子?α）的分泌引起肌力下降，同時(shí)也影響骨骼形態(tài)[21]。此外，本研究發(fā)現(xiàn)，女性肌少?骨質(zhì)疏松癥發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)是男性的2.249倍。研究顯示，女性絕經(jīng)后，雌激素分泌不足加快骨質(zhì)流失，雌激素缺乏也影響蛋白質(zhì)合成，造成肌量下降[22]。因此，社區(qū)護(hù)士應(yīng)關(guān)注高齡、女性、多種慢性病人群的肌肉骨骼健康情況，及時(shí)采取干預(yù)措施，預(yù)防疾病發(fā)生發(fā)展。

3.1.2 飲食習(xí)慣

本研究發(fā)現(xiàn)，營(yíng)養(yǎng)狀況、BMI、濃茶/咖啡或碳酸飲料的攝入是肌少?骨質(zhì)疏松癥發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的重要因素。研究表明，受到代謝功能下降、口腔健康狀況不佳等因素的影響，老年人對(duì)于蛋白質(zhì)等營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的攝入不足，肌肉合成減少，一定程度上增加了營(yíng)養(yǎng)不良的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)[23]。同時(shí)，肌肉也是人體組織的重要組成部分，與BMI較高人群相比，BMI較低人群肌少?骨質(zhì)疏松癥患病風(fēng)險(xiǎn)更高，Okamura等[24]的研究已經(jīng)證明這一觀點(diǎn)。飲用咖啡和濃茶可能會(huì)影響腸道對(duì)鈣劑的吸收，含糖飲料會(huì)加速細(xì)胞老化，影響肌力[25]。因此，社區(qū)應(yīng)定期邀請(qǐng)醫(yī)院專科醫(yī)生開展講座，指導(dǎo)老年人科學(xué)飲食。

3.1.3 運(yùn)動(dòng)情況

本研究發(fā)現(xiàn)，久坐不動(dòng)人群肌少?骨質(zhì)疏松癥發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)是非久坐不動(dòng)人群的1.960倍。老年人受到慢性病等因素的影響，活動(dòng)意愿減弱，久坐時(shí)間變長(zhǎng)，肌肉骨骼系統(tǒng)由于缺乏外界機(jī)械性刺激導(dǎo)致結(jié)構(gòu)和功能的進(jìn)一步退化，增加患病風(fēng)險(xiǎn)[26]。因此，社區(qū)護(hù)士應(yīng)鼓勵(lì)老年人進(jìn)行多元化身體活動(dòng)，使其認(rèn)識(shí)到運(yùn)動(dòng)對(duì)骨骼肌的積極作用；對(duì)于患有慢性病的老年人，可建議其與家庭簽約醫(yī)生共同制定個(gè)性化運(yùn)動(dòng)方案，保障肌肉骨骼健康。

3.1.4 骨折史

本研究發(fā)現(xiàn)，既往有骨折的老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)是無骨折人群的3.310倍。可能的原因是骨折人群骨質(zhì)疏松的程度更加嚴(yán)重，且在骨折后由于長(zhǎng)期制動(dòng)，活動(dòng)量下降，肌肉可能發(fā)生萎縮，進(jìn)一步損害肌肉骨骼健康[27]。因此，對(duì)于此類人群，社區(qū)護(hù)士應(yīng)監(jiān)督其持續(xù)服用抗骨質(zhì)疏松藥物，并指導(dǎo)其在制動(dòng)過程中進(jìn)行安全有效的運(yùn)動(dòng)鍛煉，防止跌倒發(fā)生，促進(jìn)其身體活動(dòng)功能的恢復(fù)。

3.1.5 抑郁

本研究發(fā)現(xiàn)，有抑郁情緒的老年人發(fā)生肌少?骨質(zhì)疏松癥的風(fēng)險(xiǎn)是無抑郁情緒的1.666倍。已有研究表明，老年人久坐不動(dòng)的生活方式、機(jī)體炎癥狀態(tài)、性激素水平下降等都會(huì)導(dǎo)致抑郁情緒[28]，說明抑郁的風(fēng)險(xiǎn)因子與肌少?骨質(zhì)疏松癥有一定的相關(guān)性，同時(shí)，抑郁也會(huì)影響老年人食欲，導(dǎo)致體重減輕，增加疾病發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。因此，社區(qū)護(hù)士在關(guān)注老年人生理健康的同時(shí)，也應(yīng)及時(shí)關(guān)注其心理健康狀況，對(duì)于異常人群及時(shí)給予心理疏導(dǎo)，促進(jìn)整體健康。

3.1.6 社會(huì)衰弱

本研究發(fā)現(xiàn)，處于社會(huì)衰弱前期和社會(huì)衰弱期的老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)分別是非社會(huì)衰弱者的2.618倍和5.931倍。社會(huì)衰弱是指?jìng)€(gè)體長(zhǎng)時(shí)間處于缺乏一種或多種滿足基本社會(huì)需求的重要資源，造成社會(huì)行為、社會(huì)活動(dòng)以及自我管理能力缺乏的狀態(tài)，社會(huì)衰弱除了損害老年人的身心健康，也增加殘疾、死亡等不良結(jié)果的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)[29]。既往研究表明，社會(huì)衰弱可能會(huì)導(dǎo)致肌無力，同時(shí)，社會(huì)衰弱人群也可能因不愿社交而減少外出，對(duì)活動(dòng)功能產(chǎn)生負(fù)面影響[30]。因此，社區(qū)護(hù)士應(yīng)做好社會(huì)衰弱的早期篩查工作，幫助老年人建立良好的社交狀態(tài)，減少或延緩社會(huì)衰弱的發(fā)生。

3.1.7 醫(yī)保政策

本研究發(fā)現(xiàn)，居民醫(yī)保和職工醫(yī)保是社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的保護(hù)因素，這可能是因?yàn)榉锹毠?居民醫(yī)保人群的醫(yī)療費(fèi)用報(bào)銷比例較低，可能會(huì)影響其尋求醫(yī)療保健的行為，即使已經(jīng)產(chǎn)生不適癥狀，也不會(huì)主動(dòng)就醫(yī)，造成疾病進(jìn)一步惡化[31]。因此，社區(qū)護(hù)士應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注非職工/居民醫(yī)保老年人的肌肉骨骼健康狀況，告知其及時(shí)就醫(yī)的重要性，同時(shí)做好與上級(jí)醫(yī)院的“雙向轉(zhuǎn)診”工作。

3.2 社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型具有科學(xué)性與實(shí)用性

本研究通過LASSO回歸和多因素Logistic回歸篩選出12個(gè)變量構(gòu)建社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，經(jīng)H?L檢驗(yàn)顯示模型擬合度較好，使用ROC曲線評(píng)估模型區(qū)分度，AUCgt;0.7說明模型可接受[32]，本研究中AUC為0.956，提示模型區(qū)分度良好，校準(zhǔn)曲線中預(yù)測(cè)值與實(shí)際值無明顯差異，模型校準(zhǔn)度良好。說明本次研究構(gòu)建的預(yù)測(cè)模型有助于社區(qū)護(hù)士根據(jù)各預(yù)測(cè)因素的不同狀態(tài)分析社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)施有針對(duì)性的干預(yù)措施，預(yù)防肌少?骨質(zhì)疏松癥的發(fā)生發(fā)展，提高老年人生活質(zhì)量。

4" 小結(jié)

本研究基于年齡、性別、BMI、aCCI、骨折史、飲用濃茶/咖啡或碳酸飲料、久坐時(shí)長(zhǎng)、老年人活動(dòng)情況、營(yíng)養(yǎng)狀況、社會(huì)衰弱、抑郁和醫(yī)保類型等12個(gè)預(yù)測(cè)因子構(gòu)建社區(qū)老年人肌少?骨質(zhì)疏松癥風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，經(jīng)驗(yàn)證，該模型預(yù)測(cè)能力較好，具有一定的實(shí)用性。但本研究?jī)H調(diào)查了石河子市區(qū)的老年人，樣本代表性有限，今后可開展大樣本、多中心的研究進(jìn)一步驗(yàn)證該模型的預(yù)測(cè)能力。

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（收稿日期：2024-01-19；修回日期：2024-12-05）

（本文編輯 蘇琳）