老年人偏頗體質(zhì)在久坐行為與認(rèn)知衰弱間的中介效應(yīng)研究

崔光輝，李少杰，尹永田，陳莉軍，劉馨謠，陳磊

本研究?jī)r(jià)值：

通過(guò)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，久坐行為可能與老年人認(rèn)知衰弱有關(guān)，但其具體機(jī)制尚未明確。本研究首次從中醫(yī)體質(zhì)角度出發(fā)，初步證實(shí)了偏頗體質(zhì)在二者的關(guān)聯(lián)中存在中介效應(yīng)，但同時(shí)也存在一定的局限性，一是久坐時(shí)間為主觀報(bào)告，可能與真實(shí)情況存在一定偏倚；二是橫斷面調(diào)查無(wú)法說(shuō)明三者間的因果關(guān)系，期待未來(lái)基于客觀測(cè)量的縱向研究加以證實(shí)。

鑒于衰弱與認(rèn)知功能間的密切聯(lián)系，國(guó)際專(zhuān)家組提出了認(rèn)知衰弱的概念，即在排除癡呆的情況下個(gè)體同時(shí)存在身體衰弱和認(rèn)知功能下降的臨床狀態(tài)［1］。研究表明，久坐是老年人衰弱和認(rèn)知功能障礙的共同危險(xiǎn)因素，但能否將其推論為認(rèn)知衰弱的預(yù)測(cè)變量尚未可知。此外梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，以往學(xué)界主要從血液流變學(xué)、慢性炎性反應(yīng)、神經(jīng)和內(nèi)分泌等生物學(xué)的某一角度探討久坐對(duì)衰弱或認(rèn)知功能的影響機(jī)制［1-2］，缺乏一定的整體意義。中醫(yī)體質(zhì)學(xué)說(shuō)為研究久坐與認(rèn)知衰弱的關(guān)聯(lián)提供了新的理論來(lái)源。作為在個(gè)體生命過(guò)程中形成的關(guān)于形態(tài)結(jié)構(gòu)、生理功能和心理狀態(tài)多方面的相對(duì)穩(wěn)定的綜合特質(zhì)［3］，中醫(yī)體質(zhì)遵循著生命過(guò)程論、環(huán)境制約論、稟賦遺傳論、形神構(gòu)成論等基本原理［4］，其中環(huán)境制約論強(qiáng)調(diào)個(gè)體中醫(yī)體質(zhì)的形成與變化受自身生活方式與所處外界環(huán)境的影響。史穆然［5］研究表明久坐與偏頗體質(zhì)有關(guān)。此外，根據(jù)體病相關(guān)理論，中醫(yī)體質(zhì)類(lèi)型與疾病的發(fā)生、發(fā)展和預(yù)后關(guān)系密切［6］。李典鶴等［7］、路瑩［8］認(rèn)為偏頗體質(zhì)與認(rèn)知功能障礙和衰弱有關(guān)。由此推斷，偏頗體質(zhì)可能在久坐與認(rèn)知衰弱的關(guān)聯(lián)中起中介作用，但目前尚未見(jiàn)文獻(xiàn)報(bào)道。故本研究通過(guò)對(duì)濟(jì)南市老年人進(jìn)行橫斷面調(diào)查，系統(tǒng)分析久坐行為、偏頗體質(zhì)與認(rèn)知衰弱三者間的關(guān)聯(lián)性，并進(jìn)一步驗(yàn)證偏頗體質(zhì)在其中的中介作用，為后期干預(yù)提供新的思路和借鑒。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 采用分層整群抽樣法，于2019年12月以各區(qū)縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為依據(jù)，將濟(jì)南市10個(gè)區(qū)、2個(gè)縣劃分為4層，采用隨機(jī)數(shù)字表法從每層抽取1個(gè)區(qū)縣，每個(gè)區(qū)縣隨機(jī)抽取2個(gè)街道或鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)街道隨機(jī)抽取2個(gè)社區(qū)或行政村，共計(jì)調(diào)查6個(gè)社區(qū)和10個(gè)自然村，對(duì)該社區(qū)或行政村中1 130例符合納入標(biāo)準(zhǔn)的老年人進(jìn)行調(diào)查。研究對(duì)象納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥60歲，有居住地戶(hù)口者；（2）無(wú)聽(tīng)力、認(rèn)知功能或精神障礙者；（3）無(wú)重大疾病者。

1.2 方法

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、婚姻狀況、家庭經(jīng)濟(jì)水平、受教育程度以及所患慢性病數(shù)量，其中月平均收入＜2 500元為家庭經(jīng)濟(jì)水平較低，2 500～5 000元為家庭經(jīng)濟(jì)水平一般，＞5 000元為家庭經(jīng)濟(jì)水平較高。

1.2.2 久坐行為評(píng)估 采用國(guó)際體力活動(dòng)問(wèn)卷（International Physical Activity Questionnaire，IPAQ）短卷調(diào)查老年人近1周的久坐時(shí)間。該問(wèn)卷前6個(gè)問(wèn)題分別從高、中等強(qiáng)度體力活動(dòng)和步行3個(gè)方面詢(xún)問(wèn)受試者體力活動(dòng)的1周頻率及每日累計(jì)時(shí)間，第7個(gè)問(wèn)題詢(xún)問(wèn)個(gè)體的靜坐情況［9］。本研究參照國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)［10-11］，以5 h/d為分界，設(shè)久坐時(shí)間≥5 h/d 為久坐行為，＜5 h/d 為非久坐行為。

1.2.3 中醫(yī)體質(zhì)類(lèi)型測(cè)定 采用王琦教授編制的中醫(yī)體質(zhì)量表（Constitution in Chinese Medicine Questionnaire，CCMQ）評(píng)估老年人中醫(yī)體質(zhì)類(lèi)型，該量表由平和質(zhì)、氣虛質(zhì)、陽(yáng)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)等9個(gè)亞量表、60個(gè)條目構(gòu)成，各個(gè)亞量表的Cronbach's α系數(shù)為0.72～0.82；各亞量表?xiàng)l目得分相加為該體質(zhì)類(lèi)型的原始分?jǐn)?shù)，然后再將其換算為轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)，各亞量表的轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)為0～100分［12］。若平和質(zhì)轉(zhuǎn)化分≥60分且其余8種體質(zhì)轉(zhuǎn)化分＜40分，則判定為“是”；若偏頗體質(zhì)轉(zhuǎn)化分≥40分，則判定為“是”。

1.2.4 認(rèn)知衰弱評(píng)估 采用簡(jiǎn)易精神狀態(tài)量表（Minimental State Examination，MMSE）評(píng)估老年人認(rèn)知功能。該量表由FOLSTEIN等［13］編制，在中國(guó)人群中的評(píng)價(jià)者間一致性和間隔2～6 d 重測(cè)信度分別為0.97 和0.90［14］，包括時(shí)間和地點(diǎn)定向力、記憶力、注意力與計(jì)算力、回憶力、語(yǔ)言能力5部分，共計(jì)30個(gè)條目。每答對(duì)1題計(jì)1分，總分為30分。以初中及以上受教育程度MMSE≤27 分、小學(xué)文化程度MMSE≤24 分、文盲MMSE≤21 分為標(biāo)準(zhǔn)，判定受試者存在認(rèn)知功能障礙［15］。

采用Tilburg衰弱量表評(píng)估老年人衰弱狀況。該量表由GOBBENS等研發(fā)，奚興等［16］翻譯漢化，包括軀體衰弱、心理衰弱、社會(huì)衰弱3 個(gè)維度，共計(jì)15 個(gè)條目構(gòu)成，Cronbach's α系數(shù)為0.686。每一條目均采用0、1計(jì)分法，總分范圍為0～15分，≥5分為衰弱，分?jǐn)?shù)越高表明個(gè)體衰弱癥狀越嚴(yán)重。

若研究對(duì)象同時(shí)存在認(rèn)知功能障礙和衰弱癥狀，則將其判定為認(rèn)知衰弱。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用EpiData 3.1軟件建立數(shù)據(jù)庫(kù)，實(shí)行雙人雙錄入。采用SPSS 25.0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，采用χ2檢驗(yàn)比較不同特征老年人認(rèn)知衰弱患病率的差異；將中醫(yī)體質(zhì)類(lèi)型轉(zhuǎn)換為二分類(lèi)變量后，參考相關(guān)文獻(xiàn)［17-18］，采用KARLSON等［19］開(kāi)發(fā)的基于效應(yīng)尺度分解的KHB法分析偏頗體質(zhì)在久坐行為與認(rèn)知衰弱間的中介效應(yīng)。雙側(cè)檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 不同人口學(xué)特征老年人認(rèn)知衰弱患病率 本研究共發(fā)放問(wèn)卷1 130份，回收有效問(wèn)卷1 091份，有效回收率為96.55%。老年人年齡60～93歲，平均年齡（70.4±6.6）歲；有久坐行為358例（32.8%），無(wú)久坐行為733例（67.2%）；平和質(zhì)448例（41.1%），偏頗體質(zhì)643例（58.9%）；認(rèn)知衰弱89例（8.2%），非認(rèn)知衰弱1 002例（91.8%）。

不同性別、家庭經(jīng)濟(jì)水平老年人認(rèn)知衰弱患病率比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）；不同年齡、婚姻狀況、受教育程度、至少患1種慢性病情況、久坐行為、中醫(yī)體質(zhì)類(lèi)型老年人認(rèn)知衰弱患病率比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05，見(jiàn)表1）。

表1 不同人口學(xué)特征老年人認(rèn)知衰弱患病率比較〔n（%）〕Table 1 Comparison of cognitive frailty prevalence in elderly people by demographic factors

2.2 老年人發(fā)生認(rèn)知衰弱影響因素的多因素Logistic回歸分析 以老年人是否發(fā)生認(rèn)知衰弱（賦值：1=否，2=是）為因變量，年齡（賦值：1=80～93歲，2=70～79歲，3=60～69歲）、受教育程度（賦值：1=大學(xué)/大專(zhuān)，2=高中/中專(zhuān)，3=初中，4=小學(xué)及以下）、婚姻狀況（賦值：1=未婚，2=離異/喪偶，3=已婚有配偶）、至少患1種慢性病（賦值：1=是，2=否）、久坐行為（賦值：1=是，2=否）和偏頗體質(zhì)（賦值：1=是，2=否）為自變量進(jìn)行多因素Logistic回歸分析，結(jié)果顯示，年齡、受教育程度、婚姻狀況、至少患1種慢性病、久坐行為和中醫(yī)體質(zhì)類(lèi)型是老年人發(fā)生認(rèn)知衰弱的影響因素（P＜0.05，見(jiàn)表2）。

表2 老年人發(fā)生認(rèn)知衰弱影響因素的多因素Logistic回歸分析Table 2 The factors influencing cognitive frailty in elderly people included in the multivariate Logistic regression model

2.3 老年人偏頗體質(zhì)在久坐行為與認(rèn)知衰弱間的中介作用 采用逐步法進(jìn)行中介作用分析，第一步檢驗(yàn)久坐行為對(duì)老年人是否為偏頗體質(zhì)的影響：以老年人偏頗體質(zhì)為因變量（賦值：1=否，2=是），年齡、受教育程度、婚姻狀況、至少患1種慢性病、久坐行為為自變量（賦值同2.2中自變量）進(jìn)行多因素Logistic回歸分析，結(jié)果顯示，年齡、受教育程度、婚姻狀況、至少患1種慢性病、久坐行為是老年人中醫(yī)體質(zhì)類(lèi)型的影響因素（P＜0.05，見(jiàn)表3）。

表3 老年人久坐行為對(duì)偏頗體質(zhì)影響的多因素Logistic回歸分析Table 3 Multivariate Logistic regression analysis of the association of sedentary behavior on abnormal TCM-based constitution in elderly people

第二步采用基于效應(yīng)尺度分解的KHB法檢驗(yàn)久坐行為通過(guò)偏頗體質(zhì)影響認(rèn)知衰弱的中介效應(yīng)，結(jié)果表明，老年人偏頗體質(zhì)在久坐行為與認(rèn)知衰弱間存在中介效應(yīng)（Z=2.323，P＜0.05），中介效應(yīng)占總效應(yīng)的11.22%（見(jiàn)表4）。

表4 久坐行為對(duì)老年人認(rèn)知衰弱影響的效應(yīng)分解Table 4 Decomposition of the effect of sedentary behavior on cognitive frailty in elderly people

3 討論

本研究結(jié)果顯示，年齡、婚姻狀況、至少患1種慢性病是老年人發(fā)生認(rèn)知衰弱的影響因素，與以往研究［20］結(jié)果一致；但受教育程度越高認(rèn)知衰弱患病率越高與以往研究［20］結(jié)果相悖，可能與本研究中MMSE采用的截?cái)嘀涤嘘P(guān)。本研究結(jié)果還顯示，久坐行為是老年人發(fā)生認(rèn)知衰弱的影響因素，目前尚未見(jiàn)相關(guān)文獻(xiàn)報(bào)道。通過(guò)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，以往學(xué)界僅關(guān)注久坐與認(rèn)知功能或衰弱其中一者的關(guān)系，缺乏對(duì)久坐和認(rèn)知衰弱的分析。但由于二者常合并出現(xiàn)且可能使得老年人發(fā)生癡呆甚至死亡等不良結(jié)局的風(fēng)險(xiǎn)顯著增加［1］。因此，明確認(rèn)知衰弱的預(yù)防和干預(yù)意義重大。本研究發(fā)現(xiàn)，作為衰弱與輕度認(rèn)知功能損害共同的影響因素，久坐行為可以被推論為認(rèn)知衰弱的預(yù)測(cè)變量。盧霞等［21］認(rèn)為，久坐時(shí)間越長(zhǎng)，C反應(yīng)蛋白等炎性標(biāo)志物水平越高，而這些物質(zhì)在炎性衰老中扮演重要角色。此外，一項(xiàng)系統(tǒng)評(píng)價(jià)指出久坐時(shí)間過(guò)長(zhǎng)與白質(zhì)高強(qiáng)度體積（WMHV）增加、腦源性神經(jīng)營(yíng)養(yǎng)因子（BDNF）水平降低、內(nèi)側(cè)顳葉厚度變薄、腦血流量異常等變化有關(guān)，而這些變化可能是認(rèn)知衰弱的部分病理過(guò)程［1，22］。郭雁飛等［23］認(rèn)為久坐時(shí)間過(guò)長(zhǎng)與個(gè)體肥胖、胰島素抵抗、代謝綜合征等臨床問(wèn)題有關(guān)，進(jìn)而削弱個(gè)體的生理儲(chǔ)備，損害個(gè)體的認(rèn)知功能，最終導(dǎo)致認(rèn)知衰弱的發(fā)生。

中介作用分析結(jié)果顯示，偏頗體質(zhì)在久坐行為與認(rèn)知衰弱間存在中介效應(yīng)，即久坐行為不僅直接影響認(rèn)知衰弱，還可以通過(guò)偏頗體質(zhì)起到間接作用。本研究觀點(diǎn)首次從中醫(yī)體質(zhì)的角度闡釋了久坐與認(rèn)知衰弱關(guān)聯(lián)間的具體機(jī)制。其一，久坐行為能夠影響老年人的偏頗體質(zhì)，與潘鈺婷等［24］研究結(jié)果相一致，進(jìn)一步證實(shí)了包括久坐在內(nèi)的生活方式等后天因素在個(gè)體中醫(yī)體質(zhì)形成與變化的作用。具體結(jié)合歷代醫(yī)家學(xué)術(shù)觀點(diǎn)來(lái)看，《素問(wèn)·宣明五氣論》中提到“久臥傷氣，久坐傷肉”；明代醫(yī)家趙獻(xiàn)可的“腎間命門(mén)學(xué)說(shuō)”認(rèn)為，足動(dòng)則一陽(yáng)從下而生，命門(mén)居臟腑之下極，故足動(dòng)可生腎間命門(mén)之火，長(zhǎng)期久坐足不動(dòng)則真陽(yáng)虛衰［25］；《呂氏春秋》認(rèn)為“流水不腐，戶(hù)樞不螻，動(dòng)也。形氣亦然，形不動(dòng)則精不流，精不流則氣郁”；李東垣所著《醫(yī)學(xué)發(fā)明·諸脹腹大皆屬于熱》中提到“膏粱之人，或食已便臥，濕熱之氣不得宣化”［26］等，這些記載都在一定程度上說(shuō)明久坐少動(dòng)的生活方式會(huì)造成人體陰陽(yáng)失調(diào)，氣血失和，最終導(dǎo)致偏頗體質(zhì)的形成。除此之外，現(xiàn)代醫(yī)學(xué)研究發(fā)現(xiàn)在持續(xù)性靜坐、少動(dòng)一定時(shí)間后，機(jī)體則會(huì)釋放“負(fù)面信號(hào)”，造成體內(nèi)調(diào)節(jié)脂類(lèi)和葡萄糖代謝的基因功能異常［27］，這在一定程度上可能與痰濕質(zhì)等偏頗體質(zhì)的生物學(xué)基礎(chǔ)有關(guān)［28］。總之，久坐與老年人偏頗體質(zhì)關(guān)系密切。再者，《素問(wèn)·經(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》篇的“卒然遇烈風(fēng)暴雨，或病，或不病，或皆病”說(shuō)明個(gè)人體質(zhì)的差異是發(fā)病與否的重要條件［29］，當(dāng)老年人出現(xiàn)偏頗體質(zhì)時(shí)，意味著其對(duì)疾病的抵抗力和耐受力下降，因而發(fā)生認(rèn)知衰弱的風(fēng)險(xiǎn)更高。近年來(lái)學(xué)界運(yùn)用遺傳學(xué)等現(xiàn)代科技與方法，從微觀水平探索中醫(yī)體質(zhì)的特點(diǎn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)與平和質(zhì)相比，偏頗體質(zhì)在基因表達(dá)方面具有顯著差異，這些上調(diào)或下調(diào)的基因位點(diǎn)涉及免疫應(yīng)答、炎性反應(yīng)、細(xì)胞凋亡和物質(zhì)合成等各類(lèi)信號(hào)轉(zhuǎn)導(dǎo)通路［30］。此外，在血脂和激素等生理生化指標(biāo)、腦電信號(hào)和認(rèn)知加工速度方面，二者也存在不同［31］。由此可見(jiàn)，上述提到的偏頗體質(zhì)的生物學(xué)基礎(chǔ)在一定程度上參與了認(rèn)知衰弱等諸多疾病的發(fā)病與進(jìn)展。

綜上所述，久坐行為不僅能夠直接影響老年人認(rèn)知衰弱的發(fā)生情況，還可能通過(guò)偏頗體質(zhì)間接對(duì)其產(chǎn)生作用，這進(jìn)一步豐富了體質(zhì)可變和體病相關(guān)的理論內(nèi)容。研究提示今后應(yīng)進(jìn)一步凸顯“辨體、調(diào)體”和中醫(yī)治未病在認(rèn)知衰弱預(yù)防與干預(yù)中的地位。但本研究也存在一定的局限性，一是久坐時(shí)間為主觀報(bào)告，可能與真實(shí)情況存在一定偏倚；二是橫斷面調(diào)查無(wú)法說(shuō)明三者間的因果關(guān)系，期待未來(lái)基于客觀測(cè)量的縱向研究加以證實(shí)。

作者貢獻(xiàn)：崔光輝、李少杰、尹永田負(fù)責(zé)構(gòu)思與研究設(shè)計(jì)，撰寫(xiě)論文；崔光輝、李少杰、陳莉軍開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查；崔光輝、李少杰、劉馨謠、陳磊進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入；崔光輝、李少杰負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)處理，并分析解讀結(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(wú)利益沖突。