老年慢性心功能不全患者衰弱與健康素養相關性分析

吳銀銀，馬原，竇俊凱，焦敏，武儀冉，陶秀彬

（1.皖南醫學院研究生院，安徽 蕪湖 241000；2.安徽中醫藥大學研究生院；3.皖南醫學院弋磯山醫院護理部）

衰弱主要指老年人因機能老化和（或）病理改變，導致儲備能力和抗應激能力下降，出現肌肉、骨骼等多系統異常改變。衰弱的存在可使老年人跌倒、失能及死亡風險增加等［1］。研究發現衰弱和心功能不全關系密切，兩者具有共同發病機制和發病因素，衰弱可以預測心功能不全老年患者失能、殘疾、再入院率和死亡結局［2-3］。慢性心力衰竭患者發生衰弱概率為30%～52%［4］。運動可以延緩、甚至逆轉衰弱進展，降低其發生風險［5］。良好的健康素養可以改善患者生活質量和不良健康結局，提高自我管理能力［6-7］。目前有關老年心功能不全合并衰弱相關因素的文獻報道較多，其研究結果多與年齡、心功能分級、合并癥等有關，研究內容多局限于一般臨床資料，本文在此基礎上進一步探討老年人運動情況及健康素養等對衰弱的影響，旨在全面分析老年心功能不全患者衰弱現狀和危險因素。

1 資料與方法

1.1 研究對象 采用便利抽樣法，選取2022 年3月至6月蕪湖市某三級甲等醫院老年科和心血管內科住院的290 例老年心功能不全患者作為研究對象。納入標準：（1）年齡≥60 歲；（2）臨床診斷為心功能不全；（3）能進行基本交流；（4）患者知情同意，自愿參與本研究。排除標準：患者處于疾病急性發作期或終末期。本研究經醫院倫理委員會的審批。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調查表 由研究者自行設計，包括：（1）人口學資料：年齡、性別、運動情況、睡眠情況等；（2）疾病資料：心功能分級、營養狀況、慢病種類等；（3）實驗室資料：白蛋白、肌酐、B型鈉尿肽（BNP）等。

1.2.2 FRAIL 量表 該量表由專家共識［8］提出，量表共有5個條目，內容包括是否疲乏、步行是否困難、爬樓梯是否存在阻力、患慢病種類是否≥5種、體重下降情況，每個條目為1 分，總分為5分，≥3 分表示存在衰弱。量表的Cronbach's α 系數為0.826，信效度較好。

1.2.3 慢性病健康素養量表（Health Literacy Management Scale，HeLMS） 該量表由Jordan等［9］編制，孫浩林等［10］漢化。量表含4 個維度，共24 個條目，分別為獲取信息能力、互動交流能力、健康意愿和經濟支持意愿4 個方面。采用Likert 5 級計分法，從“非常困難/非常不愿意”到“沒有困難/非常愿意”分別計1～5 分，總分為24～120 分，分數越高說明健康素養水平越高。量表的Cronbach's α系數為0.894，信效度較好。

1.2.4 運動自我效能量表（Self-efficacy for Exercise，SEE） 由Resnick 等［11］開發，主要用于老年人的運動評價。共有10 個條目，根據患者面對不同環境下運動的信心程度，從“沒什么信心”到“非常有信心”，分別計0～10 分，以10 個條目的平均分計分，總分為0～10 分，分數越高表示自我效能感越強。量表信度和內容效度分別為0.75和0.90，Cronbach's α系數為0.915。

1.2.5 醫院焦慮抑郁量表（Hospital Anxiety and Depression Scale，HADS） 該量表由14 個條目組成，采用Likert 4 級計分，焦慮分量表（HAD-A）和抑郁分量表（HAD-D）分別含有7 個條目，每個條目0～3 分，根據患者癥狀的不同等級評分，2個分量表總分均為0～21分，≥8分則表示有焦慮或抑郁風險。量表的Cronbach's α 系數分別為0.879、0.806，重測信度分別為0.945、0.921。

1.2.6 家庭關懷度指數問卷（Family Care Index questionnaire，APGAR） 評價患者對家庭功能的滿意程度。量表共5個條目，包括適應情況、合作情況、成長情況、情感方面和親密程度。量表采用Likert 3級計分，根據家庭關懷的程度，每個條目分別計0～2 分，總分為0～10 分，≤6 分提示存在家庭功能障礙。量表Cronbach's α 系數為0.857，重測信度為0.80～0.83。

1.2.7 微型營養評估量表簡表（Mini-Nutritional Assessment Short Form，MNA-SF） 該量表共6個條目，包括飲食、體重指數（BMI）、精神心理狀況、活動能力等內容，每個條目0～2 分，總分14 分，≤11 分表示存在營養不良風險。量表信效度較好，Cronbach's α系數為0.933。

1.3 資料收集方法 問卷調查在患者入院48 h 內填寫，研究者在病房向患者及家屬說明填寫問卷的目的、方法及保密等事項，獲取患者或家屬同意后發放問卷，幫助患者填寫并當場核對無誤。問卷填完現場回收，及時查閱并核對。患者病情資料和數據錄入均由2名研究人員收集并核查。本次調查共發放300 份問卷，有效回收290 份，回收率為96.7%。

1.4 統計學方法 采用SPSS 21.0 軟件進行統計學分析，符合正態分布的計量資料采用均數±標準差表示，組間比較采用t檢驗；非正態分布的計量資料采用［M（P25，P75）］表示，組間比較Mann-WhitneyU檢驗；計數資料采用［n（%）］表示，組間比較采用χ2檢驗，等級資料采用非參數檢驗。衰弱與和健康素養得分之間相關性分析采用Spearman 相關分析。多因素分析采用二元Logistic 回歸分析，P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 老年慢性心功能不全患者衰弱現狀 本次調查結果顯示，共有66 例患者發生衰弱，衰弱發生率為22.8%；已發生衰弱的年齡段中，70歲及以上老年人衰弱發生率較高，為55 例（83.4%）。

2.2 老年心功能不全患者衰弱單因素分析 衰弱組和無衰弱組年齡、每周鍛煉次數、LVEF、營養、慢病種類、BNP、健康素養、血栓評分、白蛋白、肌酐等比較差異有統計學意義（P＜0.05），見表1。

表1 老年心功能不全患者發生衰弱單因素分析

2.3 慢性病健康素養與衰弱Spearman 相關性分析 慢性病健康素養總分和各條目與衰弱均呈負相關（P＜0.05），見表2。

表2 慢性病健康素養得分與衰弱Spearman相關性分析

2.4 老年心功能不全患者衰弱二元Logistic回歸分析 將衰弱視為因變量，將單因素分析中有統計學意義的變量作為自變量作二元Logistic 回歸分析。二元Logistic 回歸分析結果顯示，長期失眠、存在營養和抑郁風險、所患慢病種類≥5 種、慢性病健康素養、慢性病信息獲取能力得分和運動自我效能是老年心功能不全患者衰弱獨立預測因子（P＜0.05），見表3。

表3 老年心功能不全患者衰弱二元Logistic回歸分析

3 討論

3.1 老年慢性心功能不全住院患者衰弱發病率較高 本研究結果顯示老年慢性心功能不全患者衰弱發生率為22.8%，其衰弱發生率遠高于社區老年人衰弱發生率（3.7%）［12］，與王灣灣等［13］的研究結果相似；但低于國內外研究［14-15］報告的慢性心衰患者衰弱率（36.5%、56.1%），也低于內科住院患者衰弱發生率（53.5%）［16］。其原因可能是：（1）本研究納入年齡為≥60歲，低于國外研究（≥65歲），而年齡是老年患者衰弱的危險因素，年齡越大，發生衰弱的概率越大［17］。（2）本研究衰弱評估工具與之不同，目前針對衰弱的評估工具種類繁多，各工具間存在一定異質性。在衰弱患者中，≥70 歲老年人衰弱占比較高83.4%（55 例），老年人隨著增齡，生理儲備能力和抵抗能力降低，身體多系統退行性改變等會導致衰弱。因此，臨床工作人員應重視心功能不全住院老年患者衰弱的識別，≥70 歲的老年心功能不全患者，盡早篩查其危險因素，合理制定針對性的防治策略。

3.2 老年慢性心功能不全患者衰弱影響因素分析

3.2.1 長期失眠、存在抑郁風險的老年人更容易發生衰弱 研究結果表明長期失眠、存在抑郁風險是老年人發生衰弱的獨立危險因素，這與尹佳慧等［18］和張紹敏等［19］的研究結果相似。睡眠障礙能造成體內分解代謝激素和合成代謝激素平衡紊亂，促使炎癥反應增加，能量消耗降低。衰弱的發生也被認為可能與慢性炎癥和激素失調有關［20］。因此，失眠與衰弱在發生機制上具有相關性，加上增齡和合并多種慢病，老年人生理功能逐步退化，睡眠質量下降等會加速衰弱發生。研究表明，存在抑郁風險的患者體內C反應蛋白、白細胞介素6明顯升高，而這兩種指標會使肌肉功能和強度降低［21-22］。另外抑郁的存在使患者情緒低落，導致體力活動和飲食攝入減少，出現蛋白質營養不良，體重下降從而引發衰弱［23］。目前國內外研究結果均顯示抑郁和衰弱具有強相關性，睡眠和抑郁之間也存在關聯［19，24］。適量運動、健康飲食和心理干預，必要時給與藥物治療可以延緩該癥狀，因此臨床人員可從多維度針對老年人失眠和抑郁癥狀行預防與干預管理延緩衰弱。

3.2.2 存在營養風險、所患慢病種類≥5 種的老年人更易發生衰弱 研究結果顯示存在營養風險，所患慢病種類≥5 種是心功能不全老年人發生衰弱的獨立危險因素。這與既往研究［16-17］結果基本一致。營養不良可使肌肉加速分解，干擾細胞因子、免疫蛋白等物質的合成，促使免疫功能下降，肌肉萎縮及肌肉功能失調，骨骼脆性增加，增加骨折、跌倒等風險，導致步行困難而引發衰弱。研究認為通過補給蛋白質、氨基酸等，調整飲食結構可以改善身體成分，增加肌肉質量和力量，延緩甚至逆轉衰弱。所患慢病種類≥5 種是評估衰弱量表條目之一，兩者具有較強的相關性。共病患者常有多重用藥，出現并發癥和藥物不良反應的可能更高，機體各器官功能衰退的速度增加，患者不斷置于慢性耗損狀態，導致自理能力缺陷，行走困難而引發衰弱。臨床人員應積極應對老年患者多種慢病共存現狀，提供個體化的老年整體護理服務和治療方案，以延緩老年心功能不全患者衰弱進展。

3.3 老年慢性心功能不全患者衰弱與健康素養相關性分析 健康素養是指個體具備獲取、理解、協調和善用健康信息的能力，通過多種渠道去改善和維持健康，主動進行自我健康教育及自我管理。研究表明，健康素養的水平越高，生活質量及自我效能水平越高［6-7］。根據本研究Spearman分析結果（r=-0.291，P＜0.01） 及回歸分析結果（OR=0.419，P=0.023）顯示，慢性病健康素養總分與衰弱呈負相關。這與Liu 等［25］的研究結果相似。研究發現健康素養的水平越高，患者自我管理能力和治療依從性越高；健康素養水平越低，心血管疾病患者的住院率、死亡率及引發不良的健康結局發生率越高［26］。具有良好健康素養的患者，通常會積極主動地去關注自身健康，了解治療方法和用藥原則，用健康的飲食和運動方式進行健康管理，從而降低或延緩衰弱進程。低健康素養的患者對健康未以重視，對基本的健康技能和疾病預防及急救知識了解較少，出現身體不適時易恐慌、焦慮，可能會影響患者及時就醫，以致病情加重，誘發衰弱。在一項日本學者探討517名社區老年人的健康素養與衰弱的關系的研究中，得出高健康素養與非虛弱有關（OR=1.64，95%CI：1.03～2.61）［27］。國內一項研究老年冠狀動脈旁路移植術患者衰弱與健康素養相關性得出健康素養與衰弱呈負相關（r=-0.422，P＜0.01）［28］。在各維度中，慢性病信息獲取能力分數與衰弱相關，互動交流能力、健康意愿和經濟支持意愿在發生衰弱差異無統計學意義。這可能因為：（1）患者經濟收入不斷增加，生活水平總體提升，對健康的關注度增加，多愿意支付健康相關費用；（2）受文化程度及生活環境的影響，本研究對象部分為農民，文化素質較低，一定程度上阻礙了健康信息的獲取，導致患者未選擇合適的健康管理方式，較早出現衰弱。因此臨床人員應為老年人制定個體化的運動方案和健康管理方案，加強慢病管理知識宣傳，拓寬患者獲取信息渠道，提高患者健康素養水平。

3.4 其他可能存在爭議的影響老年慢性心功能不全患者衰弱的因素 既往有研究得出心功能分級是衰弱的獨立影響因素，可能因為心功能分級能夠反映心血管疾病患者病情的嚴重程度，心功能級別越高，病情越重，抗應激能力越低，日常活動越受限，發生衰弱的風險越高。本研究中，心功能分級在單因素中有統計學意義，但在多因素回歸分析中顯示無統計學意義。這與王巧稚［29］的研究結果相似，與楊琳［30］的研究結果相反。究其原因可能如下：本研究樣本量較小，心功能Ⅳ級患病人數占比較低，未能顯示衰弱與心功能的密切程度；與本研究所使用的衰弱評估工具與其他研究者不同導致結果存在差異等，有待下一步深入研究。本研究單因素分析結果顯示，肌酐、白蛋白等差異有統計學意義，但在多因素回歸分析中無統計學意義。這與王灣灣等［13］的研究結果一致，但與張潔等［16］的研究結果不同。血清肌酐是肌肉組織的分解產物，血漿水平受肌肉質量、肉類攝入量以及脫水的影響而不同，在一定程度上反映骨骼肌質量。血清肌酐水平升高，腎小球濾過功能下降，機體排除有害細胞特別是氮類物質的功能下降，導致氮類物質增多，干擾中樞神經系統造成大腦功能受損，認知功能下降，引發衰弱。白蛋白在一定程度上可反映患者的營養狀態，低水平的白蛋白可以導致機體水腫、肌肉量下降，出現肌少癥，也可能引發衰弱。但發病機制尚不清楚，需進一步研究論證。

綜上所述，本研究中老年心功能不全患者衰弱發生率較高，長期失眠、存在營養和抑郁風險、所患慢病種類≥5 種、健康素養與運動自我效能是其影響因素。臨床護理人員可根據其制訂干預措施，以降低老年慢性心功能不全患者衰弱發生率。由于目前篩查老年慢性心功能不全患者衰弱的工具未形成統一標準，導致衰弱發生率不一，未來需要更多研究探討適合心功能不全患者的最佳評估工具。其次，由于時間和地域受限，僅在一家醫院開展調查，研究結果缺乏代表性，未來需要在不同等級醫院進行調查，以豐富研究結果。