老年人社會網絡對多重慢病的作用路徑分析：體力活動和睡眠質量的中介作用研究

張夢潔，鄭曉，3，廖雁鳴，田峰，錢雋，周潔幸，張持晨，3*

1.510515 廣東省廣州市，南方醫科大學衛生管理學院

2.510515 廣東省廣州市，廣東省高校哲學社會科學（健康管理政策與精準健康服務協同創新研究）重點實驗室

3.510030 廣東省佛山市，南方醫科大學順德醫院（佛山市順德區第一人民醫院）健康管理科

4.523650 廣東省東莞市清溪鎮社區衛生服務中心

5.512200 廣東省韶關市三溪鎮衛生院

近年來，在全球老齡化背景下，我國慢性病患者基數明顯增加，且多病共存情況愈發普遍，嚴重威脅我國老年人的生命安全與生活質量［1］，多重慢病的主要后果是殘疾和功能下降、生活質量差和醫療費用高［2］。研究表明，廣東省老年人多重慢病患病率為15.90%，慢病患病率為48.46%，多重慢病是身體和心理健康損失的重要危險因素［3］。

缺少社會網絡而造成的社會隔離反映的是個體缺乏與他人的聯系和互動，預示老年人與社會聯系的缺乏，能夠導致老年人身體虛弱［4］，探討社會網絡與多重慢病之間的關系具有重要意義。

既往研究表明，低強度體力活動的老年人是多重慢病高發人群，而社會活動參與較多的老年人患多重慢病風險較低［5］，老年人睡眠時間的連續變化與多重慢病患病關聯強度呈線性劑量-反應關系［6］。同時，老年人久坐行為與睡眠質量顯著相關，老年人適當的體力活動有利于提升睡眠質量［7］。老年人的睡眠質量與社會支持相關，加大老年人社會支持網絡規模有助于改善老年人睡眠質量［8］。更有研究發現，社會網絡與體力活動參與呈現雙向調節趨勢［9］。

因此，探討老年人睡眠、體力活動、社會網絡與多重慢病的關系，探索各變量之間的作用路徑，更能針對性地施加干預，降低多重慢病患病風險。本研究以廣東省地區老年人為調查對象，了解老年群體多重慢病現狀，從睡眠、體力活動、社會網絡等角度探討多重慢病影響因素，并構建結構方程模型探討各因素對多重慢病的作用路徑，為有關部門制定防止老年人群多重慢病發生策略提供參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象

本研究選取本團隊2021 年建立的社區老年人群健康行為追蹤調查（Community Health and Behavior of the Elderly Panel Study，CHBEPS）中≥60 歲的老年人作為調查對象，此調查在第一階段基線調查中按隨機抽樣法在廣東省21 個地級市抽取4 個地級市作為一級單位。采用多階段隨機抽樣方法在4 個一級單位（4 個地級市）分別隨機選擇1 個區作為二級單位，每個二級單位分別隨機抽取2～6 個社區或行政村，對社區或行政村中符合標準的老年人展開調查。研究對象納入標準：年齡≥60 歲；意識清楚，溝通無障礙；自愿參與本次調查。CHBEPS 由南方醫科大學倫理委員會審核批準（南醫倫審［2022］第27 號），所有調查對象知情同意。

1.2 調查工具

采用問卷調查法對調查對象進行調查，問卷內容主要包括：利用自行設計的基本信息采集表收集調查對象的一般情況，包括個人基本信息，如性別、年齡、婚姻狀況、文化程度等；社會經濟狀況，如退休前職業、個人月收入、主要經濟來源、醫療保險等；以及個人家庭關系，如空巢情況、當前居住形式、日常照護者、與子女關系等。同時，通過詢問老年人近1 個月內的吸煙及飲酒情況確定是否吸煙、飲酒。

采用具有較好信效度的量表評定調查對象的睡眠、體力活動、社會網絡三方面。國際體力活動問卷（IPAQ）是目前公認有效且在國際上較為廣泛使用的成年人（15～69 歲）體力活動水平測量問卷之一，分為短卷和長卷2 個版本，已用于中國人群研究，經檢驗具有較好的效度與信度［10］，本研究采用短卷。短卷是長卷的簡化版，由7 個條目組成，前6 題涵蓋了3 種不同強度體力活動（步行、中強度、高強度）的時間（min/d）、頻率（d/周），最后一題評估個體的每日久坐時長。對各項體力活動進行代謝當量（MET）賦值，高強度體力活動的MET 值為8.0，中強度4.0，步行為3.3。各類體力活動水平計算方式為：體力活動水平=每天活動時長×每周活動天數×該項體力活動MET 值。本研究按MET 值大小將其分為8 個區間，MET 值越高說明體力活動水平越高［11］。

采用Lubben 社會網絡量表簡表（Lubben Social Network Scales，LSNS-6），用于測量個體與其家庭成員、朋友的關系網絡，衡量被調查者的社會網絡水平。LSNS-6 由家庭網絡和朋友網絡兩部分組成，共6 個條目（家庭網絡、朋友網絡各3 個條目），每個條目有6個選項，計分0～5 分，總分0～30 分，分數越高表示社會網絡水平越好，＜12 分為社會網絡不足即社會隔離。中文版LSNS-6 的內容效度為0.84～0.96［12］，本研究中Cronbach'sα系數為0.870。

采用匹茲堡睡眠質量指數量表（PSQI）評估研究對象睡眠質量，PSQI 包括主觀睡眠質量、睡眠潛伏期、睡眠持續性、習慣性睡眠效率、睡眠障礙、日間功能障礙以及睡眠藥物使用等7 部分，每部分按0～3 分計分，總分最高分為21 分，分值越高表明睡眠質量越差［13］。其中將睡眠評分分成4 級進行賦值，1=睡眠質量很好（0～5 分），2=睡眠質量還行（6～10 分），3=睡眠質量一般（11～15 分），4=睡眠質量很差（16～21 分）。

本次調查詢問經醫生診斷的老年人慢性病疾病狀況，包括冠心病、動脈粥樣硬化、心律失常、高血壓、高血脂、慢性支氣管炎、哮喘、白內障、青光眼、慢性胃炎、慢性阻塞性肺疾病、慢性肝炎/脂肪肝、慢性腎炎、風濕或風濕性關節炎、痛風、骨質疏松癥、坐骨神經痛、腦卒中/中風（梗死或出血）、老年癡呆癥/腦萎縮/帕金森病、情感或精神方面問題、糖尿病、甲狀腺功能亢進/甲狀腺功能減退、惡性腫瘤、慢性病貧血/缺鐵性貧血、其他，當慢性病數量≥2 種時為多重慢病。

1.3 質量控制

由接受過統一培訓的調查員與老年人面對面地進行問卷調查。調查結束后，由2 名問卷質量監督員對問卷進行背靠背審核，進行邏輯檢查和無效值篩選。當問卷數據缺失指標占所有指標數量的30%及以上時，該問卷被認為是無效問卷，最終共納入3 531 名≥60 歲老年人作為調查對象，共回收有效問卷3 392 份，問卷有效回收率為96.06%。

1.4 統計學方法

采用SPSS 24.0 統計軟件建立數據庫并錄入數據，應用SPSS 軟件進行一般描述性分析，符合正態分布的計量資料以（±s）表示，非正態分布的計量資料以M（P25，P75）表示；計數資料以相對數表示，組間比較采用χ2檢驗；采用Spearman 秩相關進行相關性分析；采用多因素Logstic 回歸分析探討≥60 歲老年人多重慢病發生的影響因素。應用AMOS 28.0 統計軟件設定結構方程模型，并對模型進行擬合評價和修正。以P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 調查對象基本情況

3 392名≥60 歲的老年人中，男1 490 人（43.93%），女1 902 人（56.07%）；年齡60～96 歲，其中60～69 歲1 731 人（51.03%），70～79 歲1 288 人（37.97%），80～89 歲346 人（10.20%），≥90 歲27 人（0.80%）；城市1 860 人（54.83%）；吸煙621 人（18.31%）；飲酒642 人（18.93%）；飲食規律3 174 人（93.57%）；有家族遺傳史153 人（4.51%）；婚姻狀況為已婚2 584人（76.18%），未婚49 人（1.44%），離異35 人（1.03%），喪偶724 人（21.34%）；絕對空巢578 人（17.04%），相對空巢998 人（29.42%），非空巢1 765 人（52.04%）。788 名老年人（23.23%）社會網絡不足，353 名老年人（10.41%）睡眠質量一般或很差。社會網絡得分較高的老年人群中，鍛煉方式出現頻次較多為散步（323 次）、跳舞（21 次）、爬山（16 次）等，詳見表1。體力活動總量平均值為2 426.42（495.00，3 066.00）MET-min/w，社會網絡平均得分為（15.91±6.43）分，睡眠平均得分為（5.49±3.53）分。

表1 不同基本特征調查對象多重慢病發生率比較［例（%）］Table 1 Multimorbidity among survey subjects with different basic characteristics

2.2 調查對象多重慢病現狀

調查對象多重慢病發生率為41.13%（1 395/3 392）。不同性別、年齡、月收入水平、生活區域、吸煙情況、飲酒情況、家族遺傳病史、文化程度、婚姻狀況、空巢情況的調查對象多重慢病發生率比較，差異有統計學意義（P＜0.05），見表1。

2.3 睡眠質量、體力活動、社會網絡與多重慢病的相關性分析

通過Spearman 秩相關分析發現，睡眠質量等級與體力活動呈負相關（rs=-0.057，P＜0.01），與社會網絡呈負相關（rs=-0.113，P＜0.01），與多重慢病呈正相關（rs=0.157，P＜0.01）；體力活動與社會網絡呈正相關（rs=0.073，P＜0.01），與多重慢病呈正相關（rs=0.080，P＜0.01）；社會網絡與多重慢病呈負相關（rs=-0.049，P＜0.01）。

2.4 睡眠質量、體力活動、社會網絡對多重慢病的影響

以多重慢病結果為因變量（賦值：多重慢病=1，非多重慢病=0），分別以睡眠質量、體力活動、社會網絡為自變量進行多因素Logistic 回歸分析，同時控制性別、年齡、月收入水平、生活區域、吸煙情況、飲酒情況、飲食規律、家族遺傳病史、文化程度、婚姻狀況、空巢情況11 個變量。結果顯示，相比≥12 000 MET-min/w 的體力活動等級和很差的睡眠質量，0～＜600 MET-min/w 的體力活動和睡眠質量很好是多重慢病發生的保護因素（P＜0.05），見表2。

表2 基本情況、睡眠質量、體力活動、社會網絡與多重慢病發生風險的多因素Logistic 回歸分析Table 2 Multivariate Logistic regression analysis of the basic information，sleep quality，physical activity，and social networks on multimorbidity

從基本信息來看，老年人的性別、年齡、月收入水平、飲食規律情況、婚姻狀況并不會影響多重慢病的發生風險（P＞0.05）。而生活區域為城市的老年人多重慢病發病風險更低（OR=0.687，95%CI=0.579～0.814）；吸煙的老年人多重慢病發生風險更低（OR=0.772，95%CI=0.619～0.964）；已戒酒的老年人多重慢病發生風險更高（OR=1.471，95%CI=1.141～1.897）；文化程度未接受過正規教育、小學、初中、高中/中專（OR=2.908、2.782、2.528、2.519，95%CI=1.629～5.192、1.588～4.872、1.433～4.431、1.433～4.428）、絕對空巢（OR=1.397，95%CI=1.137～1.718），以及有家族遺傳病史（OR=2.471，95%CI=1.757～3.475）的老年人群多重慢病發生風險更高（P＜0.05）。

2.5 老年人多重慢病影響因素的結構方程模型分析

根據既往文獻研究結果和相關理論背景知識構建初步模型［4-9］。模型中包括外生潛變量（社會網絡）、內生顯變量（多重慢病狀況、體力活動、睡眠等級評價），其中以家人網絡、朋友網絡作為社會網絡的指示變量。通過AMOS 28.0 軟件根據路徑顯著性對初始模型進行反復調適、評價和修正，刪除β'=0 的無效路徑后得到擬合較好的修正模型，最終構建模型見圖1，擬合指標如下：χ2/df=4.256，P=0.002，近似誤差均方根（RMSEA）=0.031，擬合優度指數（GFI）=0.998，修正擬合優度指數（AGFI）=0.993，規范擬合指數（NFI）=0.986，相對擬合指數（RFI）=0.966，增值擬合指數（IFI）=0.990，特克-萊伯指數（TLI）=0.974，比較擬合指數（CFI）=0.989，達到適配標準（參考標準：χ2/df＜5，RMSEA＜0.08，GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI、TLI、CFI＞0.90），擬合效果良好。結果顯示，社會網絡影響體力活動和睡眠質量（標準化路徑系數=0.096，t=4.982，P＜0.001；標準化路徑系數=-0.043，t=-5.981，P＜0.001），體力活動影響多重慢病（標準化路徑系數=0.023，t=5.280，P＜0.001），睡眠質量也會影響多重慢病（標準化路徑系數=0.111，t=9.409，P＜0.001）。

圖1 模型路徑分析圖Figure 1 Model path analysis diagram

結構方程模型結果顯示，本研究中社會網絡對多重慢病不存在直接影響，而是通過體力活動和睡眠質量兩個中介對多重慢病產生間接影響。其中社會網絡通過體力活動對多重慢病的間接效應占總效應的10.0%；社會網絡通過睡眠對多重慢病的間接效應占總效應的36.5%，見表3。

表3 對中介效應顯著性檢驗的Bootstrap 分析示意圖Table 3 Bootstrap analysis diagram for significance testing of mediating effects

3 討論

3.1 調查對象多重慢病患病情況有待改善

本研究結果顯示，3 392 名老年人多重慢病發生率為41.13%，低于國外相關研究發現50%～77%的老年人患有2 種或2 種以上的慢性病［14］和劉依婷等［1］發現南京市老年人多重慢病患病率為42.33%，高于既往發現的廣東省老年人多重慢病患病率（15.90%）［3］和太原市老年人多重慢病患病率（20.95%）［15］。應重視多重慢病的預防和管理，通過轉變醫療衛生服務重心和診療觀念、以預防為主、加強社區和農村健康宣傳教育、提高醫療保障水平、臨床與預防相結合等途徑多維度提升老年多重慢病患者管理水平，保障老年人健康，實現精準有效的多重慢病防治。同時在醫療保健政策制定、管理和醫學研究中也應考慮到多重慢病［16］。非社會隔離老年人鍛煉方式出現頻次較多為散步，這可能進一步增加迫切構建適老化步行空間合理性。

國外有研究表明，患多重慢病的風險隨著年齡的增長而顯著增加，如年齡、受教育程度、工作狀況等均與多重慢病有關［17］，多重慢病的影響因素還有吸煙、缺乏運動和BMI，男性的文化程度低也預示著多重慢病的發生［18］，本研究結果與之類似。本研究結果顯示，老年人群體中，生活區域為農村、已戒酒、絕對空巢、有家族遺傳病史、文化程度在大專/高職以下的老年人更容易患多重慢病，與馬建等［19］研究結果大致相同，但與劉依婷等［1］調查的生活在城市老年人更易得多重慢病結果存在差異，與張朋等［20］調查的多重慢病發生率與文化程度差異無關的結果亦有所不同。究其原因，一是本次調查結果可能是由于農村居民健康意識淡薄和醫療條件較差［19］，尤其是農村老年人傾向于出現病癥后才就醫，發現時間較晚致使病程遷延，使得農村老年人更易患多重慢病。而文化程度越高的老年人其對健康重視程度較高，能夠更好地利用工具進行診斷和及時就醫，故而可能影響多重慢病患病情況。其次，已戒酒的老年人多重慢病患病率更高，這一結果可能是由于老年人確診多重慢病后，對自己的健康產生危機意識而進行的戒酒行為。絕對空巢的老年人易患多重慢病，這與他們長期獨居或僅與配偶共同居住，缺乏子女的代際支持有關［21］，提示應重點關注和積極應對老年人群絕對空巢問題和空巢家庭高齡化趨勢，給予老年人相應的關心與支持。再次，有家族遺傳病史的老年人群由于先天遺傳因素較普通人群更容易罹患多重慢病，但家族遺傳病的發生具有一定預示性，這為提前根據家族遺傳病史對老年人個體進行健康風險識別與預防，將共病預防關口前移，更好開展健康教育與健康促進工作提供了新契機。同時其他研究發現40 歲及以上女性多重慢病患者與男性相比在部分多重慢病類別中具有更高的相對風險［22］，而本研究并未發現老年人多重慢病發生率在性別上的差異。本次調查發現吸煙的老年人群多重慢病發生風險較低，與成超男［23］發現吸煙是高血壓、糖尿病等慢性病的危險因素和唐亞麗等［24］發現的吸煙是慢性病患病的危險因素不同，造成本研究結果的原因可能是本次橫斷面研究不能確定因果關聯，無法排除吸煙者是否在多重慢病發生后改變了吸煙行為，雖與部分研究［25-26］發現相同，未來可以通過隊列研究進一步探索真正原因。

3.2 社會網絡通過體力活動的中介作用間接影響多重慢病狀況

本研究發現，老年人社會網絡通過體力活動的中介作用負向預測多重慢病。社會網絡與體力活動雙向調節［9］，隨著老年人社會網絡的增加，體力活動也增加，多重慢病發生率隨之減少。李雅娜等［4］發現患慢病是導致社會隔離的危險因素，而本研究剛好與其發現互相補充，提示社會網絡與多重慢病二者之間可能存在雙向調節關系。在老年人社會網絡通過體力活動的中介作用負向預測多重慢病的過程中，社會交往活動隨著社會網絡的擴大而逐漸豐富，體力活動相對應增加，有利于延緩機體衰退［27］，降低老年人多重慢病的風險。應采取措施避免老年人社會隔離狀態的發生，擴大老年人社會網絡，要重視同伴、朋輩對老年人活動參與的影響，使老年人群在社交活動中獲得更高的體力活動水平，從而降低多重慢病發生率。

3.3 社會網絡通過睡眠質量的中介作用間接影響多重慢病狀況

本研究發現，老年人社會網絡通過睡眠質量等級的中介作用負向預測多重慢病。老年人社會隔離與睡眠質量相關［28］，加大老年人社會支持網絡規模有助于改善老年人睡眠質量［8］，相關分析結果顯示社會網絡與睡眠質量等級呈負相關，隨著老年人社會網絡的增加，睡眠質量上升，多重慢病發生率隨之減少。既往研究顯示積極心理狀態與良好睡眠的關系顯著［29］，社會網絡對多重慢病雖然沒有直接的影響，但隨著老年群體社交活動的增加，雖然可能會占用部分個人休息時間，老年人總體睡眠質量上升了，同時也獲得了更好的心理健康水平和身體素質，從而使多重慢病發生率降低。應重視老年人社會網絡通過睡眠對多重慢病的影響作用，提升老年人睡眠質量，分析成因，并采取針對性措施預防多重慢病，促進老年人健康。

綜上所述，老年人多重慢病的發生率較高，其社會網絡通過體力活動和睡眠質量對多重慢病產生間接影響。應更多地關注老年人多重慢病的健康管理，可以社會隔離為切入點，擴大老年人社會網絡以保持良好的心理健康水平提升老年人睡眠質量，保持適量體力活動，從而預防多重慢病的發生。本研究嘗試從睡眠質量、體力活動、社會網絡等角度探討多重慢病影響因素并構建結構方程模型探討其作用路徑，不足之處是僅做了橫斷面調查，未做縱向分析與探討，后續研究設計中期望在廣東省各地市繼續開展廣泛、深入的縱向追蹤調查，挖掘更多因果聯系以推廣研究結論的適用性。

作者貢獻：張夢潔、張持晨提出主要研究目標，負責研究的構思與設計；張夢潔負責資料查找以及撰寫論文，數據整理，統計學處理，圖、表的繪制與展示；張夢潔、鄭曉、廖雁鳴進行數據收集；張夢潔、鄭曉、廖雁鳴、田峰、錢雋、周潔幸進行論文的修訂；鄭曉、張持晨負責文章的質量控制與審查，全程監督管理。

本文無利益沖突。