高娜 許夢茹 張利 劉玉文 魏星

隨著人口老齡化的加速,癡呆已成為我國面臨的重要健康問題。目前,尚無癡呆的有效治療方法,早期診斷和預(yù)防尤為重要。運動認(rèn)知功能減退綜合征(motoric cognitive risk syndrome, MCRS)指在沒有癡呆和運動障礙的老年人群中,以主觀認(rèn)知功能下降和步態(tài)緩慢為特征的一種癡呆前期綜合征[1]。我國老年人群MCRS患病率為10.2%[2],可導(dǎo)致癡呆、殘疾、死亡等不良健康后果[3-4]。有研究表明,生活在農(nóng)村地區(qū)的老年人更容易患上MCRS[5]。然而,目前國內(nèi)外對農(nóng)村老年人MCRS的研究甚少,且缺乏風(fēng)險評估工具對農(nóng)村老年人MCRS進(jìn)行早期個體化評估。列線圖(nomogram)是一種簡單便捷的預(yù)警工具,可以直觀預(yù)測疾病的發(fā)生風(fēng)險[6]。因此,本研究構(gòu)建了農(nóng)村老年人MCRS列線圖預(yù)測模型,以期為預(yù)防農(nóng)村老年人發(fā)生MCRS提供參考。

1 資料與方法

1.1 一般資料 采用分層抽樣法,根據(jù)經(jīng)濟(jì)水平將皖北地區(qū)各市劃分為高、中、低三層,每一層隨機選取5個行政村,于2022年10月至2023年5月進(jìn)行調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn):(1)年齡≥60歲;(2)無溝通障礙,能夠配合完成所有調(diào)查量表。排除標(biāo)準(zhǔn):(1)因殘疾或下肢血管病變等原因引起的運動障礙;(2)患有嚴(yán)重的軀體疾病和精神疾病;(3)患有癡呆、癲癇、帕金森病等影響認(rèn)知功能的神經(jīng)系統(tǒng)疾病;(4)正在服用影響認(rèn)知功能的藥物;(5)資料不完整或缺失。本研究獲得蚌埠醫(yī)學(xué)院倫理委員會審批(倫科批字[2022]第102號)。

1.2 研究方法

1.2.1 調(diào)查工具:(1)一般資料問卷:內(nèi)容包括年齡、性別、受教育程度、肥胖、久坐行為、多重用藥等。其中,久坐行為是指每天久坐時間≥3 h[7];肥胖為BMI≥28。(2)MMSE量表:用于測評認(rèn)知功能,包含定向力和記憶力、注意力和計算力、語言能力等內(nèi)容,量表總分為30分,分值越高,認(rèn)知功能越好[8]。(3)匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)量表(Pittsburgh sleep quality index, PSQI):包括主觀睡眠質(zhì)量、入睡時間、睡眠時間、睡眠效率、睡眠障礙、催眠藥物和日間功能障礙7個維度,19個條目,總分為0～21分,分值越高表示睡眠質(zhì)量越差,PSQI得分>7分為睡眠質(zhì)量較差[9]。(4)社會支持量表(social support rating scale, SSRS):包括客觀支持、主觀支持、社會支持利用度3個維度,10個條目。總分范圍12～66分,得分越高表示社會支持度越高,總分12～22分、23～44分、45～66分分別表示社會支持的低、中、高水平[10]。(5)簡版老年抑郁量表(Geriatric Depression Scale-15,GDS-15):用于評估老年人近一周的感受。該量表共有15個條目,總分為0～15分,得分≥5分表示存在抑郁癥狀[11]。

1.2.2 MCRS診斷標(biāo)準(zhǔn):本研究基于Verghese等[12]提出的診斷標(biāo)準(zhǔn),需同時滿足4個條件,具體包括:(1)主觀認(rèn)知功能下降:采用GDS-15中的一個記憶條目“您是否覺得記憶力比大多數(shù)人差”,若回答“是”,則定義為主觀認(rèn)知功能下降[11]。(2)步態(tài)緩慢:步速低于同年齡、同性別人群的平均步速1個標(biāo)準(zhǔn)差。本研究采用4 m步行測試法進(jìn)行評估,測量2次取平均值。不同年齡組(60～69歲、70～79歲、≥80歲)定義步態(tài)緩慢的臨界值為男性0.94 m/s、0.74 m/s、0.60 m/s,女性0.85 m/s、0.68 m/s、0.54 m/s[13]。(3)無運動障礙:如吃飯、上廁所、洗澡、穿衣服、走路、上下床時沒有困難。(4)無癡呆:根據(jù)MMSE量表得分:文盲組>17分,小學(xué)組>20分,中學(xué)及以上組>24分。

1.2.3 調(diào)查方法:由經(jīng)過統(tǒng)一培訓(xùn)的調(diào)查人員對老年人進(jìn)行面對面的問卷調(diào)查。在獲得知情同意后,根據(jù)老年人的回答填寫問卷,并及時對遺漏的問題進(jìn)行補充,以確保問卷質(zhì)量。

1.3 統(tǒng)計學(xué)方法 本研究使用SPSS 25.0軟件和R語言(4.3.0版本)進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。計數(shù)資料用頻數(shù)、百分比(n,%)表示,組間比較采用χ2檢驗。在R語言中,采用Lasso回歸分析篩選出影響因素變量,在此基礎(chǔ)上使用多因素Logistic回歸分析構(gòu)建列線圖預(yù)測模型,繪制校準(zhǔn)曲線和ROC曲線評價模型的準(zhǔn)確度和區(qū)分度。采用Bootstrap法重復(fù)抽樣1000次對列線圖模型進(jìn)行內(nèi)部驗證。以P<0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 本研究調(diào)查的752例農(nóng)村老年人中,112例被評估為MCRS,MCRS發(fā)生率為14.89%(112/752)。MCRS組和非MCRS組一般資料比較,年齡、家庭人均月收入、久坐行為、合并慢性病總數(shù)、多重用藥、慢性疼痛、跌倒史、醫(yī)療保險、睡眠質(zhì)量、社會支持、抑郁情況差異有統(tǒng)計學(xué)意義(均P<0.01),見表1。

表1 MCRS組與非MCRS組一般資料比較(n,%)

2.2 農(nóng)村老年人發(fā)生MCRS的Lasso回歸分析 將相關(guān)因素作為自變量,是否發(fā)生MCRS作為因變量,進(jìn)行Lasso回歸分析。Lasso采用10倍交叉驗證方法,選擇距離最小均方誤差在1個標(biāo)準(zhǔn)誤內(nèi)的λ值為最優(yōu)λ。結(jié)果顯示,最優(yōu)λ為0.034,在此λ下共納入年齡、家庭人均月收入、久坐行為、慢性病數(shù)量、多重用藥、醫(yī)療保險、睡眠質(zhì)量、社會支持、抑郁9個預(yù)測變量。

2.3 農(nóng)村老年人發(fā)生MCRS的多因素Logistic回歸分析 將Lasso回歸篩選的9個預(yù)測變量作為自變量,以是否發(fā)生MCRS(否=0,是=1)作為因變量,進(jìn)行多因素Logistic回歸分析。結(jié)果顯示,年齡(60～69=0,70～79=1,≥80=2)、久坐行為(無=0,有=1)、多重用藥(無=0,有=1)、睡眠質(zhì)量(較好=0,較差=1)、社會支持(低水平=0,中水平=1,高水平=2)、抑郁(無=0,有=1)是農(nóng)村老年人MCRS發(fā)生的影響因素,見表2。

表2 農(nóng)村老年人發(fā)生MCRS的多因素Logistic回歸分析

2.4 構(gòu)建農(nóng)村老年人MCRS列線圖預(yù)測模型 根據(jù)Logistic回歸分析的影響因素構(gòu)建列線圖預(yù)測模型,logit(P)=-1.133+年齡×[0.897(70～79歲)或1.360(≥80歲)]+0.887×久坐行為+0.763×多重用藥+0.932×睡眠質(zhì)量(較差)-社會支持×[2.342(中水平)或2.710(高水平)]+0.770×抑郁?；谏鲜鲇绊懸蛩乩L制列線圖模型,見圖1。

圖1 農(nóng)村老年人MCRS風(fēng)險列線圖模型

2.5 農(nóng)村老年人MCRS列線圖預(yù)測模型評價 采用ROC曲線評價列線圖模型的區(qū)分度,見圖2。AUC為0.844(95%CI:0.804～0.883),靈敏度為0.714,特異度為0.819,約登指數(shù)為0.533,表明模型的區(qū)分度較好。運用Bootstrap法對模型進(jìn)行內(nèi)部驗證,通過Bootstrap重復(fù)抽樣1000次繪制校準(zhǔn)曲線,結(jié)果顯示:平均絕對誤差為0.009,模型表現(xiàn)與理想模型具有較好的一致性,提示模型預(yù)測準(zhǔn)確性較好,見圖3。

圖2 農(nóng)村老年人MCRS風(fēng)險列線圖模型的ROC曲線

圖3 農(nóng)村老年人MCRS風(fēng)險列線圖模型的校準(zhǔn)曲線

3 討論

3.1 農(nóng)村老年人MCRS的發(fā)生率分析 本研究顯示,農(nóng)村老年人MCRS發(fā)生率為14.89%,高于韋萍萍等[13]對太原市社區(qū)老年人的調(diào)查結(jié)果。這種差異可能由于年齡分布、評估工具和地域等因素造成。因此,護(hù)理人員應(yīng)特別關(guān)注農(nóng)村地區(qū)老年人,及早篩查MCRS高風(fēng)險人群,制定相應(yīng)的干預(yù)措施,以預(yù)防MCRS發(fā)生。

3.2 農(nóng)村老年人發(fā)生MCRS的影響因素分析 本研究中,年齡是農(nóng)村老年人發(fā)生MCRS的影響因素,年齡越大,MCRS發(fā)生率越高。相關(guān)研究表明,社區(qū)老年人MCRS發(fā)生率與年齡呈正相關(guān)[11]。隨著年齡增長,老年人的大腦功能逐漸老化,神經(jīng)發(fā)生退行性病變,腦體積縮小,大腦認(rèn)知功能和運動功能也隨之下降,導(dǎo)致MCRS的發(fā)生[14]。本研究結(jié)果表明,久坐行為是農(nóng)村老年人發(fā)生MCRS的影響因素。既往研究也顯示,久坐行為與MCRS密切相關(guān)[15]。原因可能是腦白質(zhì)與執(zhí)行功能密切相關(guān),在認(rèn)知功能和步態(tài)控制中發(fā)揮著重要作用,而久坐行為與大腦白質(zhì)損傷有關(guān)[16],增加了MCRS患病風(fēng)險[2]。因此,要鼓勵老年人積極參加體育活動,避免久坐行為,以預(yù)防MCRS的發(fā)生。本研究發(fā)現(xiàn),多重用藥者發(fā)生MCRS的風(fēng)險較無多重用藥者增加2.145倍。多重用藥在老年人中非常普遍,會使老年人發(fā)生藥物不良事件、藥物相互作用和藥物不依從性,導(dǎo)致老年人身體和認(rèn)知功能下降[17]。本研究中,睡眠質(zhì)量較差的農(nóng)村老年人MCRS患病風(fēng)險較高。既往研究顯示,充足的睡眠對于維持認(rèn)知和執(zhí)行功能至關(guān)重要,睡眠質(zhì)量較差會激活神經(jīng)炎癥、破壞代謝和內(nèi)分泌功能,導(dǎo)致老年人認(rèn)知功能下降[18]。本研究顯示,與低水平社會支持的農(nóng)村老年人相比,中高水平社會支持的農(nóng)村老年人MCRS患病風(fēng)險相對較小。原因可能在于較高水平的社會支持增加了大腦區(qū)域的灰質(zhì)體積,改善了老年人的認(rèn)知功能和執(zhí)行功能,降低了MCRS患病風(fēng)險[19]。本研究結(jié)果顯示,抑郁癥狀與MCRS發(fā)生密切相關(guān)。既往研究也顯示老年人MCRS的發(fā)生與抑郁癥狀呈正相關(guān)[20]。原因是抑郁癥狀會促進(jìn)身體炎癥因子釋放,這些炎癥因子可穿過血腦屏障影響腦部功能,進(jìn)而影響認(rèn)知功能和步態(tài),從而導(dǎo)致MCRS的發(fā)生[21]。

3.3 農(nóng)村老年人MCRS列線圖預(yù)測模型具有實用性 本研究通過Lasso回歸進(jìn)行變量篩選,能有效避免多重共線性問題;根據(jù)篩選出的變量結(jié)合多因素Logistic回歸分析結(jié)果構(gòu)建列線圖預(yù)測模型,預(yù)測模型AUC為0.844,表明模型具有較好的區(qū)分度。內(nèi)部驗證結(jié)果顯示模型表現(xiàn)與理想模型具有較好的一致性,表明模型具有較好的預(yù)測能力。這一模型有助于護(hù)理人員根據(jù)列線圖中各變量的分值得出總分,通過總分計算出MCRS的發(fā)生風(fēng)險,早期識別MCRS高風(fēng)險人群。

本研究存在一定的局限性,如本研究為橫斷面研究,無法描述因果關(guān)系;納入的樣本量較少且只進(jìn)行了內(nèi)部驗證,未來將擴(kuò)大樣本量進(jìn)行外部數(shù)據(jù)集驗證,以進(jìn)一步優(yōu)化預(yù)測模型。