醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人可逆性認(rèn)知衰弱現(xiàn)狀及影響因素分析

任影，于衛(wèi)華，張利

[1.安徽醫(yī)科大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，安徽 合肥 230601；2.安徽醫(yī)科大學(xué)第三附屬醫(yī)院（合肥市第一人民醫(yī)院） 護(hù)理部，安徽 合肥 230061]

認(rèn)知衰弱最初被定義為在排除阿爾茨海默癥或其他類型癡呆的情況下， 個(gè)體同時(shí)存在身體衰弱和認(rèn)知障礙的一種異質(zhì)性臨床表現(xiàn)[1]。 后有學(xué)者拓寬認(rèn)知衰弱的范圍，將認(rèn)知衰弱分為2 個(gè)亞型：即可逆性認(rèn)知衰弱（Reversible Cognitive Frailt, RCF）和潛在可逆性認(rèn)知衰弱[2]。 可逆性認(rèn)知衰弱是指在無(wú)認(rèn)知障礙的前提下， 處于衰弱或衰弱前期的個(gè)體出現(xiàn)自我報(bào)告的主觀認(rèn)知下降[3]。 老年人發(fā)生可逆性認(rèn)知衰弱會(huì)加劇多種不良健康結(jié)局的風(fēng)險(xiǎn)，如失能、抑郁、殘疾、癡呆甚至死亡等[4-5]，給家庭及社會(huì)照顧帶來(lái)沉重負(fù)擔(dān)。鑒此，早期篩查并及時(shí)干預(yù)可逆性認(rèn)知衰弱高危人群對(duì)改善老年人身心健康， 提高晚年生活質(zhì)量至關(guān)重要。 目前國(guó)內(nèi)關(guān)于老年人可逆性認(rèn)知衰弱的研究尚不多見(jiàn)且其關(guān)注人群多為社區(qū)老年人， 而有關(guān)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的可逆性認(rèn)知衰弱現(xiàn)況如何至今尚不明確。 故本研究旨在調(diào)查了解醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的可逆性認(rèn)知衰弱現(xiàn)況， 并分析其相關(guān)影響因素， 為今后醫(yī)務(wù)人員構(gòu)建針對(duì)性干預(yù)方案及健康管理策略提供參考。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 采用便利抽樣法， 于2023 年2—5月選取安徽省合肥市5 所醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的老年人為調(diào)查對(duì)象。 納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥65 周歲；（2）入住醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)時(shí)間≥3 個(gè)月；（3）意識(shí)清楚、能正常言語(yǔ)交流；（4）知情同意，自愿參與研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）患嚴(yán)重精神疾病者；（2）臨床診斷為癡呆或輕度認(rèn)知障礙者；（3）患危重疾病致無(wú)法配合完成調(diào)查者；（4）存在嚴(yán)重視聽(tīng)障礙者。 根據(jù)橫斷面調(diào)查樣本量計(jì)算公式n=[Z2α/2P（1-P）]/δ2，其中α=0.05，Zα/2=1.96，δ=0.05，且依據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)，社區(qū)老年人可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生率約為11.18%[5-6]，即P=11.18%，考慮20%流失率，得出樣本量至少為183 例，本研究實(shí)際調(diào)查450 名社區(qū)老年人。 本研究已通過(guò)安徽醫(yī)科大學(xué)倫理學(xué)委員會(huì)批準(zhǔn)（84230045）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行編制， 包括性別、年齡、文化程度、慢性病數(shù)量、長(zhǎng)期服藥種類、近1 年跌倒史、入住養(yǎng)老機(jī)構(gòu)時(shí)長(zhǎng)、家人探望頻次、自評(píng)睡眠質(zhì)量、自我報(bào)告聽(tīng)力狀況、運(yùn)動(dòng)鍛煉情況。

1.2.2 可逆性認(rèn)知衰弱篩查評(píng)估 本研究使用Fried 衰弱表型（Frailty Phenotype, FP）[7-8]來(lái)評(píng)估衰弱狀態(tài)；蒙特利爾認(rèn)知評(píng)估量表（Montreal Cognitive Assessment, MoCA）[9-10]、臨床癡呆評(píng)定量表（Clinical Dementia Rating,CDR）[11-12]以及主觀認(rèn)知下降（Subjective Cognitive Decline, SCD）[13-14]評(píng)定條目來(lái)評(píng)估認(rèn)知功能狀況。（1）Fried 衰弱表型：由Fried 等[7]于2001 年提出，本研究采用中華醫(yī)學(xué)會(huì)《老年患者衰弱評(píng)估中國(guó)專家共識(shí)》中的版本[8]，該量表包括體質(zhì)量下降、握力減弱、疲乏、步速緩慢和低體力活動(dòng)5項(xiàng)評(píng)估指標(biāo)。 每符合一項(xiàng)計(jì)1 分，總分0～5 分，得分越高表明衰弱狀態(tài)越嚴(yán)重。 FP 得分0 分為無(wú)衰弱，1～2 分為衰弱前期，3～5 分為衰弱。 本研究中該量表Cronbach α 系數(shù)為0.805。 （2）蒙特利爾認(rèn)知評(píng)估量表：由Nasreddine 等[9]于2005 年編制，王煒等[10]于2007 年漢化， 用于篩查老年人群輕度認(rèn)知功能障礙，量表的Cronbach α 系數(shù)為0.836。 該量表包括視空間與執(zhí)行功能（5 分）、命名（3 分）、記憶（不計(jì)分）、注意（6 分）、語(yǔ)言（3 分）、抽象（2 分）、延遲回憶（5分）、定向力（6 分）8 個(gè)項(xiàng)目。 每項(xiàng)內(nèi)容答對(duì)1 題計(jì)1分，答錯(cuò)不得分?？偡譃?～30 分，14～25 分為輕度認(rèn)知障礙，≥26 分為認(rèn)知功能正常； 其中受教育年限≤12 年，總分加1 分[11]。本研究中該量表Cronbach α系數(shù)為0.807。（3）臨床癡呆評(píng)定量表：由Hughes 等[12]于1982 年編制，本研究使用中國(guó)老年醫(yī)學(xué)學(xué)會(huì)認(rèn)知障礙分會(huì)翻譯的中文版[13]，該量表包括記憶力、定向力、問(wèn)題判斷解決能力、社會(huì)事務(wù)、家庭生活與業(yè)余愛(ài)好、個(gè)人自理6 項(xiàng)內(nèi)容，評(píng)估結(jié)果以0 分、0.5 分、1分、2 分和3 分進(jìn)行評(píng)定，且分別對(duì)應(yīng)正常、可疑癡呆、 輕度、 中度和重度癡呆。 本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.840。（4）主觀認(rèn)知下降評(píng)估：采用單條目進(jìn)行評(píng)估。 測(cè)驗(yàn)結(jié)果顯示個(gè)體無(wú)明顯的認(rèn)知功能損害（CDR=0，MoCA≥26 分），但主觀上自我感覺(jué)記憶力或認(rèn)知功能水平較前明顯下降， 且與突發(fā)重大疾病等急性事件無(wú)關(guān)[14-15]，該情況則視為主觀認(rèn)知下降。依據(jù)可逆性認(rèn)知衰弱判定標(biāo)準(zhǔn)[1-2]，排除中樞神經(jīng)系統(tǒng)疾病或因使用藥物等導(dǎo)致的認(rèn)知下降外， 個(gè)體出現(xiàn)軀體衰弱并伴有主觀認(rèn)知下降的情況即為可逆性認(rèn)知衰弱。 故本研究將衰弱得分為1～5分且CDR=0，MoCA≥26 分的個(gè)體，評(píng)定為可逆性認(rèn)知衰弱。

1.2.3 微型營(yíng)養(yǎng)評(píng)估量表（Mini Nutritional Assessment, MNA） Guigoz 等[16]于1997 年編制，Tsai 等[17]漢化修訂，用于評(píng)估養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的營(yíng)養(yǎng)狀況，量表的Cronbach α 系數(shù)為0.860。 該量表包括人體測(cè)量（4 個(gè)條目）、綜合評(píng)估（6 個(gè)條目）、飲食評(píng)價(jià)（6 個(gè)條目）、自我評(píng)定（2 個(gè)條目）4 個(gè)維度18 個(gè)條目，各條目評(píng)定結(jié)果分別對(duì)應(yīng)0 分、0.5 分、1 分、2 分、3 分?？偡?～30 分，其中≥24 分為營(yíng)養(yǎng)良好，﹤17 分為營(yíng)養(yǎng)不良，17 分～﹤24 分為潛在營(yíng)養(yǎng)不良[18]。 本研究中該量表Cronbach α 系數(shù)為0.843。

1.2.4 簡(jiǎn)版老年抑郁量表 （Geriatric Depression Scale-15, GDS-15） 由Sheikh 等[19]于1986 年 編制，2013 年唐丹[20]漢化，用于評(píng)估老年人近1 周的抑郁狀況，量表的Cronbach α 系數(shù)為0.793。 該量表共15 個(gè)條目，每個(gè)條目設(shè)“是”與“否”作答，條目1、條目5、條目7、條目11 為反向計(jì)分。 總分0～15 分，0～4 分表示無(wú)抑郁情緒，≥5 分表示有抑郁情緒[21]。 本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.740。

1.3 資料收集方法 調(diào)查前獲得各醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)負(fù)責(zé)人的支持與準(zhǔn)許。 4 名經(jīng)過(guò)統(tǒng)一培訓(xùn)的研究生組成調(diào)查小組， 向符合標(biāo)準(zhǔn)老人解釋本調(diào)查的目的、意義及注意事項(xiàng)。 征得其知情同意后，小組成員發(fā)放紙質(zhì)問(wèn)卷， 采用統(tǒng)一指導(dǎo)語(yǔ)對(duì)老年人進(jìn)行一對(duì)一詢問(wèn)，并根據(jù)老人的回答，客觀如實(shí)填寫。 問(wèn)卷填寫結(jié)束后再次隨機(jī)反向詢問(wèn)老人核對(duì)答案，以確保其回答的真實(shí)可靠性。 所有問(wèn)卷確認(rèn)檢查無(wú)誤后當(dāng)場(chǎng)回收。 共發(fā)放問(wèn)卷450 份，回收有效問(wèn)卷438份，有效回收率為97.3%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用EXCEL 2019 錄入數(shù)據(jù)，SPSS 26.0 分析數(shù)據(jù)。 正態(tài)分布的計(jì)量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述，偏態(tài)分布的計(jì)量資料以M（P25，P75）描述；計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比描述；組間比較采用χ2檢驗(yàn)； 采用二元Logistic 回歸分析老年人可逆性認(rèn)知衰弱的影響因素，檢驗(yàn)水準(zhǔn)=0.05。

2 結(jié)果

2.1 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人一般資料 438 名醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的一般資料見(jiàn)表1。

表1 不同特征醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生率的單因素分析（n=438）

2.2 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人可逆性認(rèn)知衰弱現(xiàn)狀 438 名醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人，127 名老年人發(fā)生可逆性認(rèn)知衰弱， 可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生率為29.0%。 Fried 衰弱得分為1.00（0.00，3.00）分，其中衰弱139 名（31.7%），衰弱前期158 名（36.1%），無(wú)衰弱141 名（32.2%）；蒙特利爾認(rèn)知評(píng)估得分15～30（25.97±2.75）分，其中輕度認(rèn)知障礙108 名（24.7%），認(rèn)知功能正常330 名（75.3%）；臨床癡呆評(píng)定：正常294 名（67.1%）、可疑癡呆59 名（13.4%）、輕度癡呆41 名（9.4%）、中度癡呆28 名（6.4%）和重度癡呆16名（3.7%）。

2.3 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人可逆性認(rèn)知衰弱的單因素分析 單因素分析結(jié)果顯示，不同性別、近1 年跌倒史、家人探望頻次、自我報(bào)告聽(tīng)力狀況的老年人，其可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生情況比較，差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P﹥0.05）；不同年齡、文化程度、慢性病數(shù)量、長(zhǎng)期服藥種類、入住養(yǎng)老機(jī)構(gòu)時(shí)長(zhǎng)、自評(píng)睡眠質(zhì)量、運(yùn)動(dòng)鍛煉情況、營(yíng)養(yǎng)狀況及抑郁情緒的老年人，其可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生情況比較， 差異均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P﹤0.05）。 見(jiàn)表1。

2.4 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人可逆性認(rèn)知衰弱的多因素分析 以是否發(fā)生可逆性認(rèn)知衰弱（否=0，是=1）為因變量，以單因素分析中有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的9個(gè)變量（年齡、文化程度、慢性病數(shù)量、長(zhǎng)期服藥種類、入住養(yǎng)老機(jī)構(gòu)時(shí)長(zhǎng)、自評(píng)睡眠質(zhì)量、運(yùn)動(dòng)鍛煉情況、營(yíng)養(yǎng)狀況、抑郁情緒）為自變量，進(jìn)行二元Logistic回歸分析。 結(jié)果顯示，75～84 歲、≥85 歲（OR=3.243、9.832）、慢性病數(shù)量2～3 種、≥4 種（OR=2.700、4.508）、抑郁情緒（OR=3.681）是可逆性認(rèn)知衰弱的危險(xiǎn)因素（均P﹤0.05）；文化程度初中、高中/中專、大專及以上（OR=0.448、0.387、0.316）、自評(píng)睡眠質(zhì)量（OR=0.475）、潛在營(yíng)養(yǎng)不良及營(yíng)養(yǎng)良好 （OR=0.298、0.106）、1～3次/周、≥4 次/周運(yùn)動(dòng)鍛煉（OR=0.496、0.483）是可逆性認(rèn)知衰弱的保護(hù)性因素 （均P﹤0.05）。 Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)χ2=3.943（P=0.862），表明模型擬合效果良好，模型系數(shù)Omnibus 檢驗(yàn)結(jié)果χ2=170.625（P﹤0.001）。 見(jiàn)表2。

表2 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人發(fā)生可逆性認(rèn)知衰弱的二元Logistic 回歸分析結(jié)果（n=438）

3 討論

3.1 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生率為29.0% 本研究結(jié)果顯示， 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生率為29.0%，高于相關(guān)研究結(jié)果[2，5]。 究其原因：（1）可能與研究對(duì)象年齡偏高有關(guān)。既往有研究表明，年齡越大的老年人的可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)越高[12]。 本組研究對(duì)象的年齡為（83.11±7.04）歲，由于增齡使得老人軀體生理功能逐漸衰退，機(jī)體免疫功能及抵抗力下降，進(jìn)而影響軀體衰弱及認(rèn)知水平。（2）機(jī)構(gòu)老年人的日常生活方式、 居住環(huán)境等均與普通老年人存在差異有關(guān)。有研究證實(shí)，老年人可逆性認(rèn)知衰弱的發(fā)生與負(fù)性情緒密切相關(guān)[5]。 本研究對(duì)象屬于長(zhǎng)期遠(yuǎn)離家人朋友的特殊群體，居住環(huán)境相對(duì)封閉單一，使老人易產(chǎn)生孤獨(dú)、悲觀乃至抑郁等負(fù)性情緒，進(jìn)而對(duì)可逆性認(rèn)知衰弱的產(chǎn)生造成一定影響。 （3）可能與研究工具使用不一有關(guān)。由于目前尚無(wú)標(biāo)準(zhǔn)化可逆性認(rèn)知衰弱評(píng)估工具，使得研究間的可比性受限，影響檢出率。 （4）對(duì)于可逆性認(rèn)知衰弱的評(píng)估，其他相關(guān)研究?jī)H納入衰弱期人群，未納入衰弱前期人群，導(dǎo)致可逆性認(rèn)知衰弱檢出率結(jié)果偏低。而本研究同時(shí)納入衰弱期及衰弱前期人群，故這可能是本研究老年人可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生率高的重要原因之一。 因此，醫(yī)務(wù)人員應(yīng)提高對(duì)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人可逆性認(rèn)知衰弱的重視度，及早識(shí)別或篩查可逆性認(rèn)知衰弱高風(fēng)險(xiǎn)人群，并實(shí)施相關(guān)干預(yù)措施，以避免不良健康結(jié)局的發(fā)生。

3.2 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人可逆性認(rèn)知衰弱的影響因素分析

3.2.1 年齡 本研究顯示， 以65～74 歲老年人為參照，75～84 歲及≥85 歲年齡的老年人，其發(fā)生可逆性認(rèn)知衰弱的風(fēng)險(xiǎn)較大。本研究對(duì)象多為高齡老人，因高齡伴隨的身體生理機(jī)能老化， 導(dǎo)致老人自理能力逐漸下降、 體力活動(dòng)減少， 進(jìn)而增加肌少癥發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)、加劇衰弱。 且隨著年齡增長(zhǎng)，老年人大腦中樞神經(jīng)系統(tǒng)功能逐漸退化，導(dǎo)致老人記憶力減退、認(rèn)知功能下降，進(jìn)而加大可逆性認(rèn)知衰弱罹患風(fēng)險(xiǎn)[22]。建議機(jī)構(gòu)醫(yī)務(wù)人員重點(diǎn)關(guān)注高齡老年人的軀體功能和認(rèn)知功能狀況，全方位評(píng)估老人的身體狀態(tài)，并引導(dǎo)其進(jìn)行功能鍛煉、提高身體活動(dòng)水平，以改善其軀體衰弱及認(rèn)知功能，降低可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生率。

3.2.2 文化程度 本研究顯示，以文化程度為小學(xué)及以下的老年人為參照，初中、高中/中專和大專及以上的老年人，其發(fā)生可逆性認(rèn)知衰弱的風(fēng)險(xiǎn)較低。本研究對(duì)象的文化水平較高（初中以上占74.9%），文化程度高的老人其腦力活動(dòng)較多、腦細(xì)胞較為活躍，進(jìn)而延緩大腦老化及神經(jīng)退化， 有效維持了老人的認(rèn)知功能水平[23]。 另有研究表明，文化程度亦是老年人衰弱發(fā)生的保護(hù)因素[24]。 文化程度高的老人一般具備較充足的健康知識(shí)且自我健康管理意識(shí)較強(qiáng)，使其能夠更好的維持健康水平。 提示護(hù)理人員采用通俗易懂的健康教育方式對(duì)文化程度低的老人進(jìn)行知識(shí)宣講，向其科普可逆性認(rèn)知衰弱的弊端及危害。同時(shí)多組織開展如下象棋、 制作手工藝等團(tuán)體智趣活動(dòng)，以增加老人的大腦認(rèn)知刺激量，從而達(dá)到減少可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生的目的。

3.2.3 慢性病數(shù)量 本研究顯示，以患0～1 種慢性病老年人為參照， 患2～3 種及≥4 種慢性病的老年人，其發(fā)生可逆性認(rèn)知衰弱的風(fēng)險(xiǎn)較大。本研究對(duì)象不僅年齡偏高[（83.11±7.04）歲]，多重共病老人占比也高（慢性病數(shù)量≥2 種占77.4%），不僅會(huì)加速老人機(jī)體臟器功能衰退、加重軀體衰弱，而且還會(huì)損害神經(jīng)系統(tǒng)功能，增加可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)[25-26]。 建議醫(yī)務(wù)人員定期對(duì)老年人進(jìn)行健康體檢的同時(shí)，積極舉辦慢性病知識(shí)科普活動(dòng)， 并進(jìn)一步加強(qiáng)老年人用藥管理及健康教育，指導(dǎo)多重慢病老人科學(xué)用藥。另外還需加強(qiáng)機(jī)構(gòu)護(hù)理人員的技能培訓(xùn)、 改善醫(yī)養(yǎng)照護(hù)條件，提高機(jī)構(gòu)醫(yī)療水平，從而促進(jìn)老人軀體及認(rèn)知健康，降低可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。

3.2.4 自評(píng)睡眠質(zhì)量 本研究顯示， 與自評(píng)睡眠質(zhì)量差的老人相比， 自評(píng)睡眠質(zhì)量好的老人發(fā)生可逆性認(rèn)知衰弱的風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較小。 睡眠質(zhì)量差的老人白天大多出現(xiàn)諸如精神狀態(tài)差、疲倦乏力、注意力下降等不良狀態(tài)，間接影響老人的軀體功能[27]。 長(zhǎng)此以往，睡眠質(zhì)量差的老人自主神經(jīng)功能逐漸下降、認(rèn)知功能受損，進(jìn)而影響可逆性認(rèn)知衰弱的發(fā)生[28]。建議醫(yī)護(hù)人員科學(xué)采取抗阻訓(xùn)練、有氧運(yùn)動(dòng)等非藥物干預(yù)的方式對(duì)老人進(jìn)行睡眠健康指導(dǎo)，適當(dāng)增加老人日間活動(dòng)量，以促進(jìn)其夜間睡眠。

3.2.5 運(yùn)動(dòng)鍛煉 本研究顯示，以每周鍛煉0 次的老年人為參照， 每周鍛煉1～3 次和≥4 次的老年人，其發(fā)生可逆性認(rèn)知衰弱的可能性較小。運(yùn)動(dòng)鍛煉有利于改善老人的心肺功能、增強(qiáng)肌肉質(zhì)量及力量，提高基礎(chǔ)代謝率，從而有效延緩衰弱。 長(zhǎng)期有規(guī)律的運(yùn)動(dòng)鍛煉能有效維持大腦生理功能、改善神經(jīng)系統(tǒng)功能，對(duì)減緩老人主觀認(rèn)知下降、降低可逆性認(rèn)知衰弱發(fā)生率具有積極作用[29]。 建議機(jī)構(gòu)醫(yī)護(hù)人員根據(jù)老人的健康狀況科學(xué)構(gòu)建步態(tài)訓(xùn)練、平衡訓(xùn)練等多運(yùn)動(dòng)組合的個(gè)性化鍛煉方案，并適當(dāng)結(jié)合認(rèn)知功能訓(xùn)練、營(yíng)養(yǎng)護(hù)理及心理進(jìn)行綜合干預(yù)，以幫助老年人增強(qiáng)體質(zhì)、改善軀體衰弱，進(jìn)而避免或減少可逆性認(rèn)知衰弱的發(fā)生。

3.2.6 營(yíng)養(yǎng)狀況 本研究顯示， 以營(yíng)養(yǎng)不良的老年人為參照，潛在營(yíng)養(yǎng)不良和營(yíng)養(yǎng)良好的老年人，其發(fā)生可逆性認(rèn)知衰弱的風(fēng)險(xiǎn)較小。 相較于營(yíng)養(yǎng)良好的老年人，營(yíng)養(yǎng)不良的老人可能存在體質(zhì)量減輕、肌肉量下降或營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入過(guò)少等加速身體衰弱的潛在風(fēng)險(xiǎn)[30]。 長(zhǎng)期營(yíng)養(yǎng)不良的老人可能還會(huì)出現(xiàn)機(jī)體胰島素抵抗、引發(fā)神經(jīng)炎癥及氧化應(yīng)激反應(yīng)，導(dǎo)致在一定程度會(huì)加劇可逆性認(rèn)知衰弱的發(fā)生[31]。 提示機(jī)構(gòu)護(hù)理人員應(yīng)重視老年人營(yíng)養(yǎng)風(fēng)險(xiǎn)篩查工作、 加強(qiáng)老年人營(yíng)養(yǎng)管理，定期進(jìn)行營(yíng)養(yǎng)監(jiān)測(cè)，并針對(duì)營(yíng)養(yǎng)不良或潛在營(yíng)養(yǎng)不良的老人建立地中海飲食、 炎癥膳食等健康飲食模式，以增強(qiáng)老人軀體功能、減緩衰弱，從而有利于降低可逆性認(rèn)知衰弱罹患風(fēng)險(xiǎn)。

3.2.7 抑郁 本研究顯示， 有抑郁情緒的老人發(fā)生可逆性認(rèn)知衰弱的可能性， 是無(wú)抑郁情緒老人的3.681 倍。 抑郁會(huì)增加養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的衰弱發(fā)生率。 存在抑郁情緒的老人普遍對(duì)外界事物表現(xiàn)淡漠[32-33]，且隨著機(jī)體抗應(yīng)激能力逐漸衰退，老人的大腦皮層結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，導(dǎo)致老人主觀認(rèn)知能力下降、可逆性認(rèn)知衰弱風(fēng)險(xiǎn)增加[34-35]。提示機(jī)構(gòu)醫(yī)護(hù)人員著重關(guān)注老人的精神心理健康狀況、加強(qiáng)抑郁風(fēng)險(xiǎn)人群的早期篩查，并積極組建專業(yè)心理工作者隊(duì)伍，為老年人提供個(gè)性化心理咨詢與疏導(dǎo)的心理健康服務(wù)。

4 本研究的不足

考慮本研究為橫斷面研究的性質(zhì)， 樣本代表性可能存在一定的區(qū)域性局限， 建議未來(lái)的研究在擴(kuò)大樣本量并結(jié)合多中心調(diào)查的同時(shí)積極開展縱向研究，全面探索分析更多有意義的影響因素，從而為有效開展老年人可逆性認(rèn)知衰弱干預(yù)提供循證依據(jù)。