養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體癥狀群軌跡及影響因素的縱向研究

吳晨曦，高靜，廖琴，何佳麗

衰弱是指老年人因生理儲備功能下降導(dǎo)致機(jī)體易損性增加、抗應(yīng)激能力降低的非特異性狀態(tài)，是一種重要的老年綜合征［1］。衰弱的發(fā)生率隨增齡而增加［2］，常伴隨睡眠障礙［3］、認(rèn)知功能下降［4］等。養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中高齡老年人普遍較多，衰弱程度較社區(qū)老年人普遍更嚴(yán)重［5］。在衰老、慢性病等多重因素作用下，老年人神經(jīng)、呼吸、消化、免疫等多個系統(tǒng)功能下降，更易出現(xiàn)軀體衰弱癥狀。研究表明，衰弱老年人的軀體癥狀通常不止一個，而是以癥狀群的形式存在［6-7］。在疾病進(jìn)展過程中，各軀體癥狀之間相互影響，循環(huán)往復(fù)，使衰弱程度更甚［8］，進(jìn)而引起跌倒［9］、住院［10］等不良結(jié)局，大大降低老年人生活質(zhì)量，加重照護(hù)負(fù)擔(dān)。同時，研究發(fā)現(xiàn)，衰弱老年人的軀體衰弱癥狀和嚴(yán)重程度會隨疾病的進(jìn)展、治療策略的改變等出現(xiàn)相應(yīng)改變，呈現(xiàn)不同的發(fā)展軌跡。因此開展軀體癥狀群的縱向調(diào)查，識別軀體衰弱癥狀群嚴(yán)重程度的變化軌跡，有利于發(fā)現(xiàn)衰弱老年人需重點(diǎn)干預(yù)的軀體癥狀和干預(yù)時間，從而實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)化干預(yù)。目前，我國尚無關(guān)于養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人的軀體衰弱癥狀群發(fā)展軌跡和影響因素的縱向研究。本研究通過調(diào)查成都市養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人不同時間點(diǎn)的軀體衰弱癥狀群，構(gòu)建潛變量增長混合模型（latent growth mixture modeling，LGMM）探索其發(fā)展軌跡，探討其發(fā)生發(fā)展的影響因素，為養(yǎng)老機(jī)構(gòu)護(hù)理人員精確判斷衰弱老年人的癥狀群變化特點(diǎn)、精準(zhǔn)防治衰弱提供參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象 2019年11 月至2020年1 月，采用便利抽樣法在成都市選取6 家養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中的253 例老年人進(jìn)行調(diào)查。6 所養(yǎng)老機(jī)構(gòu)為2 所護(hù)理院（面向中度、重度失去自理能力的老年人）、4 所養(yǎng)老院（面向正常或需要輕度照護(hù)的老年人）。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥60 歲；（2）Fried 衰弱表型評分≥3 分［11］；（3）經(jīng)簡易精神狀態(tài)問卷（Short Portable Mental Status Questionnaire，SPMSQ）篩查無重度認(rèn)知功能障礙［12］。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）正在參與其他臨床研究；（2）因身體或其他原因不能正常進(jìn)行語言交流者（如嚴(yán)重失語、嚴(yán)重聽力或視力障礙）；（3）患有心、腦、肺、肝、腎及血液系統(tǒng)功能障礙等嚴(yán)重軀體疾病（在所調(diào)查的6 所養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中占10%～30%）。脫落標(biāo)準(zhǔn)：（1）死亡；（2）離開養(yǎng)老機(jī)構(gòu)或其他原因失訪?；颊呔炇鹬橥鈺１狙芯繛榭v向研究，分別在納入研究對象時（T0）、6 個月（T1）、12 個月（T2）3 個時間點(diǎn)對研究對象進(jìn)行調(diào)查。目前尚無符合LGMM 的樣本量計算標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)劉源等［13］的研究，采用貝葉斯信息準(zhǔn)則（BIC）作為選擇模型首要考慮的指標(biāo)時，樣本量應(yīng)≥200，增加20%以控制失訪的影響，最終確定樣本量為240，實(shí)際調(diào)查253 例老年人。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行設(shè)計一般資料調(diào)查表，內(nèi)容包括年齡、性別、婚姻狀況、主要經(jīng)濟(jì)來源、家庭人均月收入、有無醫(yī)保、入住養(yǎng)老機(jī)構(gòu)時長、營養(yǎng)狀態(tài)、慢性病數(shù)量、服藥種類、過去1年應(yīng)激史、自評健康狀況、居住滿意度。其中，慢性病數(shù)量采用功能性共病指數(shù)（FCI）進(jìn)行評估，F(xiàn)CI 由GROLL 等［14］于2005年編制，包括18 種常見疾病，每患一種疾病得1 分。營養(yǎng)狀態(tài)用微型營養(yǎng)評定量表簡表（MNA-SF）評估，該量表由RUBENSTEIN 等［15］于2001年研制，包含6 個條目，即食物攝入及食量、體質(zhì)量變化情況、活動能力、急性疾病或心理創(chuàng)傷、精神心理問題及體質(zhì)指數(shù)，量表總分為0～14 分，其中0～7 分為營養(yǎng)不良，8～11 分為存在營養(yǎng)不良的風(fēng)險，12～14 分為正常營養(yǎng)狀況。過去1年使用的藥物種類由研究對象自己或照顧者報告。過去1年有無應(yīng)激史由研究對象自我報告有無發(fā)生過嚴(yán)重創(chuàng)傷或急性事件（如跌倒、感染、搶救、手術(shù)、住院、喪偶等）。自評健康狀況和居住滿意度由研究對象自我報告，分為“差”“一般”“好”3 個等級。

1.2.2 記憶癥狀評估量表（MSAS）MSAS 用于評估軀體衰弱癥狀。該量表由FU 等［16］于2018年漢化，用于評估過去1 周內(nèi)被調(diào)查者經(jīng)歷的28 個軀體癥狀及4 個心理癥狀的頻率及程度。其中發(fā)生頻率及嚴(yán)重程度采用Likert 4 級評分法（1～4 分），困擾程度采用Likert 5 級評分法（0～4 分）。前24 個癥狀的得分為發(fā)生頻率、嚴(yán)重程度、困擾程度3 項(xiàng)得分的平均值，后8 個癥狀得分為嚴(yán)重程度和困擾程度2 項(xiàng)得分的平均值，得分越高表明癥狀越嚴(yán)重。此外，MSAS 還設(shè)置了“其他癥狀”條目，用于評估除上述32 個癥狀之外的癥狀。該量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.78～0.87，聚合效度為0.62～0.68。由于本研究是對軀體癥狀進(jìn)行評估，故在分析時去掉了4 個評估心理癥狀的條目數(shù)據(jù)。前期預(yù)調(diào)查結(jié)果顯示，多例研究對象回避條目19（性欲下降或性生活減少），經(jīng)咨詢醫(yī)學(xué)科研設(shè)計專家和小組討論后排除對此條目的調(diào)查。

1.3 質(zhì)量控制 招募符合要求的研究對象時，告知其研究目的及方式，征得其同意并簽署知情同意書后，進(jìn)行調(diào)查。在6、12 個月兩個時間節(jié)點(diǎn)進(jìn)行面對面現(xiàn)場調(diào)查或電話隨訪。為保證結(jié)果的準(zhǔn)確性、可靠性，在正式資料收集前便利抽取了10 例老年人進(jìn)行預(yù)調(diào)查（此10例人員未納入正式調(diào)查）；在資料收集過程中對研究對象進(jìn)行“一對一”詢問式調(diào)查，細(xì)心、耐心解答其疑問，電話隨訪時間控制在10 min 以內(nèi)；在資料處理階段由雙人、雙機(jī)錄入資料，再進(jìn)行交叉核對，確保數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS 21.0、SAS 9.4 和Mplus 8.3統(tǒng)計軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。正態(tài)分布計量資料以（）表示，非正態(tài)分布計量資料以中位數(shù)（四分位數(shù)間距）〔M（QR）〕表示；計數(shù)資料以頻數(shù)和百分比表示，組間比較采用R×C表的Fisher's 確切概率法；多組等級資料比較采用Kruskal-WalllisH檢驗(yàn)。采用探索性因子分析提取癥狀群；因資料非正態(tài)分布，采用重復(fù)測量的廣義估計方程分析各時間點(diǎn)癥狀嚴(yán)重程度的差異。使用LGMM 判斷養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體癥狀群的軌跡類別，根據(jù)信息指數(shù)及模型擬合檢驗(yàn)結(jié)果來選擇模型類別個數(shù)。其中，信息指數(shù)包括最大似然比卡方值（G2/LL）、艾凱克信息標(biāo)準(zhǔn)（AIC）、BIC、樣本校正的BIC（aBIC）及Entropy值，采用VLRT（vuong-lo-mendellrubin likelihood ratio test）檢驗(yàn)和BLRT（bootstrapped likelihood ratio test）檢驗(yàn)進(jìn)行模型擬合。AIC、BIC、aBIC越低，Entropy越高（≥0.8 表明分類準(zhǔn)確率超過90%），且LMR和BLRT達(dá)到顯著性，為擬合度較好［17］。采用多因素Logistic 回歸分析軀體癥狀群嚴(yán)重程度軌跡的影響因素。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人一般資料 本研究初步納入研究對象253例，隨訪過程中，11例因死亡、10例因住院、26 例因離開養(yǎng)老機(jī)構(gòu)等原因無法聯(lián)系，共47 例退出研究，失訪率為18.6%，最終共206 例養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人完成3 次調(diào)查。206 例衰弱老年人年齡63～100 歲，平均年齡（83.4±5.7）歲；140 例（68.0%）為女性；150例（72.8%）喪偶；172 例（83.5%）以退休金或個人儲蓄為主要經(jīng)濟(jì)來源；152 例（73.8%）家庭人均月收入≥3 000 元；197 例（95.6%）有醫(yī)保；91 例（44.2%）入住養(yǎng)老機(jī)構(gòu)時長≥3年；139例（67.5%）營養(yǎng)狀態(tài)正常；143 例（69.4%）同時罹患慢性病≥4 種；83 例（40.3%）服用≥3 種藥物，其中42 例（20.4%）服藥≥5 種；89例（43.2%）在過去1年內(nèi)發(fā)生過應(yīng)激事件；99 例（48.1%）自評健康狀況一般；122 例（59.2%）對居住養(yǎng)老院感到滿意。

2.2 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人不同時間點(diǎn)癥狀群發(fā)生情況

2.2.1 因子分析結(jié)果 因子提取原則：癥狀發(fā)生率≥20%［18］、因子載荷≥0.4、特征值≥1。適宜性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，3 個時間點(diǎn)的KMO值分別為0.692、0.766、0.759，Bartlett's 球形檢驗(yàn)P值均＜0.01，適合做因子分析。3 個時間點(diǎn)均提取了5 個因子，其中，T0 時各因子載荷值為0.481～0.865，方差貢獻(xiàn)率為62.538%；T1 時各因子載荷值為0.426～0.631，方差貢獻(xiàn)率為57.946%；T3時各因子載荷值為0.451～0.741，方差貢獻(xiàn)率為54.560%（表1）。

表1 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人不同時間點(diǎn)軀體衰弱癥狀群因子分析結(jié)果Table 1 Results of factor analysis of somatic symptom clusters in frail elderly people in nursing homes at three time points

2.2.2 重復(fù)測量廣義估計方程結(jié)果 以各癥狀群的MSAS 得分為因變量，以隨訪時間點(diǎn)為自變量，采用廣義估計方程進(jìn)行一般線性回歸，作業(yè)相關(guān)矩陣采用不確定性相關(guān)。模型結(jié)果顯示：隨訪時間點(diǎn)是影響各癥狀群MSAS 的因素（P＜0.001），即3 個時間點(diǎn)上調(diào)查對象的神經(jīng)系統(tǒng)癥狀群、能量不足癥狀群、呼吸道癥狀群、消化道癥狀群、衰老相關(guān)癥狀群的MSAS 得分比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.001），見表2。

表2 不同時間點(diǎn)各癥狀群MSAS 得分的重復(fù)測量廣義估計方程分析Table 2 Results of repeated measurement generalized estimation equation analysis for MSAS score at three time points

2.3 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體衰弱癥狀群的LGMM采用自由估計時間參數(shù)模型，從1 開始依次增加模型中的類別個數(shù)至5，擬合軀體衰弱癥狀群的LGMM。保留4 個類別時，AIC、BIC、aBIC值最低，Entropy值較高，VLRT和BLRT雖無統(tǒng)計學(xué)意義，但結(jié)合軀體衰弱軌跡的理論背景、模型的類別概率及結(jié)果的可解釋性，最終認(rèn)為保留4 個潛類別自由估計的模型最優(yōu)（C1、C2、C3、C4），每個類別歸屬于該類別的平均概率為79.8%～100.0%，表明分類結(jié)果可信，具體擬合指標(biāo)見表3。C1 類計34 例（16.5%），其初始MSAS 得分高，T0 到T1 明顯下降，T1 到T2 稍有上升但總體呈下降趨勢，命名為“高下降組”。C2 類計26 例（12.5%），其初始MSAS 得分低，從T0 到T2 整體呈上升趨勢，但T0 到T1 的上升幅度較T1 到T2 的上升幅度高，命名為“低上升組”。C3 類計136（66.0%），其T0 到T3 的MSAS 得分差異不大，命名為“中維持組”。C4 類計10 例（5.0%），其T0 到T3 的MSAS 得分明顯上升，命名為“高上升組”。4 個組的變化軌跡見圖1。

表3 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體衰弱癥狀群變化軌跡的LGMM 擬合指標(biāo)Table 3 Fitting indices of the latent growth mixture model for analyzing the somatic symptom cluster trajectories in frail elderly people in nursing homes in nursing homes

圖1 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體癥狀群軌跡Figure 1 Trajectories of somatic symptom clusters in frail elderly people in nursing homes

2.4 不同軀體癥狀群軌跡養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人的一般資料比較 不同軀體癥狀群軌跡養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人主要經(jīng)濟(jì)來源、慢性病數(shù)量、服藥種類、過去1年應(yīng)激史、自評健康狀況比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），見表4。

表4 不同軀體癥狀群軌跡養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人的一般資料比較〔n（%）〕Table 4 Comparison of general data in frail elderly people in nursing homes with different trajectories of somatic symptom clusters

2.5 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體衰弱癥狀群軌跡影響因素的多因素Logistic 回歸分析 以軌跡類別為因變量，以單因素分析中有統(tǒng)計學(xué)意義的變量為自變量，進(jìn)行多因素Logistic 回歸分析。結(jié)果顯示慢性病數(shù)量、服藥種類是養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體衰弱癥狀群嚴(yán)重程度的影響因素（P＜0.05），見表5。

表5 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體衰弱癥狀群軌跡影響因素的多因素Logistic 回歸分析Table 5 Multivariate Logistic regression analysis of possible factors influencing somatic symptom cluster trajectories in frail elderly people in nursing homes

3 討論

3.1 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體癥狀群存在不同變化軌跡 本研究發(fā)現(xiàn)3 個時間點(diǎn)的軀體衰弱癥狀群內(nèi)癥狀的組成和個數(shù)存在變化，其中神經(jīng)系統(tǒng)癥狀群、能量不足癥狀群、呼吸道癥狀群、消化道癥狀群在3 個時間點(diǎn)持續(xù)存在，而衰老相關(guān)癥狀群存在于T0 和T1，T2 時新出現(xiàn)其他癥狀群；同時，通過LGMM 識別出4 條潛在軌跡，證明養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體癥狀群存在差異，這與HOWREY 等［19］和HSU 等［20］的研究相似?！案呦陆怠避壽E者占16.5%，該組老年人在T0 時經(jīng)歷的癥狀最多，也最嚴(yán)重，初次調(diào)查6 個月后，軀體衰弱癥狀數(shù)量及程度明顯減輕，在T1 至T2 時又呈緩慢上升趨勢；值得注意的是，該組老年人的軀體衰弱癥狀雖然呈高下降趨勢，但其在3 個時間點(diǎn)中的癥狀最低程度仍高于其余三組。“低上升”軌跡者占12.5%，該組老年人的軀體癥狀嚴(yán)重程度較輕，在T0 至T1 時軌跡呈緩慢上升趨勢，T1 至T2 時軀體衰弱癥狀保持相對穩(wěn)定。66.0%受訪者的癥狀軌跡呈“中維持”，表現(xiàn)為3 個時間點(diǎn)的軀體衰弱癥狀群嚴(yán)重程度均持續(xù)處于中高水平，且變化幅度較小?！案呱仙避壽E占比最少（5.0%），表現(xiàn)為軀體衰弱癥狀群嚴(yán)重程度均值呈持續(xù)上升趨勢，且T1 至T2 時上升幅度較大。

上述結(jié)果表明，在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中，絕大多數(shù)衰弱老年人的軀體衰弱癥狀嚴(yán)重程度持續(xù)處于中高水平，且個別老年人還可能出現(xiàn)短時間內(nèi)的驟然上升。因此，養(yǎng)老機(jī)構(gòu)醫(yī)護(hù)人員應(yīng)盡早評估老年人的神經(jīng)系統(tǒng)、能量不足、呼吸道、消化道及衰老相關(guān)等軀體癥狀群，根據(jù)不同的軀體癥狀軌跡及相關(guān)癥狀的嚴(yán)重程度篩查人群，并在早期給予針對性的干預(yù)措施。

3.2 養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體癥狀群軌跡的影響因素分析

3.2.1 慢性病 本研究結(jié)果顯示，養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人慢性病數(shù)量多是“高下降”和“高上升”軌跡人群的獨(dú)立預(yù)測因素，即慢性病多是衰弱老年人軀體衰弱癥狀嚴(yán)重程度的危險因素，這與周巧學(xué)等［21］的研究相似。養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中的老年人多合并慢性病，如尹雨晴［22］所調(diào)查的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中有85.3%的老年人罹患慢性病，以高血壓、糖尿病多見；在本研究中，69.4%的被調(diào)查者患有4～6種慢性病。MA 等［23］的研究結(jié)果顯示，老年人所患慢性病數(shù)量與衰弱的發(fā)生率呈正比，患≥5 種慢性病者的衰弱發(fā)生率是無慢性病者的50 倍。另有多項(xiàng)研究表明，多種慢性病共存是衰弱發(fā)生的重要因素［24-25］，如心腦血管疾病、慢性阻塞性肺疾病、糖尿病等均可導(dǎo)致衰弱發(fā)生的風(fēng)險增加［26］。各種慢性病往往伴隨軀體活動能力減弱［27］、疼痛［28］、認(rèn)知功能障礙［4］等軀體癥狀，隨時間推移，各疾病癥狀間相互作用、相互促進(jìn)，使疾病及癥狀進(jìn)一步加重。此外，患慢性病數(shù)量越多則需服用的藥物可能越多，各藥物間相互作用或藥物的不良反應(yīng)常造成皮膚瘙癢、腹脹、眩暈、注意力不集中等癥狀出現(xiàn)。故在本研究中，大部分老年人的軀體衰弱癥狀群嚴(yán)重程度呈“中等維持”軌跡［29］。綜上，應(yīng)定期對養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中的衰弱老年人進(jìn)行慢性病調(diào)查，在了解其現(xiàn)存疾病的種類、數(shù)量的基礎(chǔ)上，給予針對性的治療和護(hù)理，從而延緩軀體衰弱癥狀的發(fā)生、發(fā)展。本研究中有一小部分老年人軀體衰弱癥狀呈“高下降”軌跡，即隨著時間推移其癥狀嚴(yán)重程度逐漸減輕，原因可能為T0 時其慢性病處于相對嚴(yán)重階段，進(jìn)入養(yǎng)老機(jī)構(gòu)后得到了更好的照護(hù)，軀體癥狀減少或者減輕。

3.2.2 服藥種類 服藥種類多是“高上升”軌跡的獨(dú)立預(yù)測因素，服藥種類多的老年人軀體衰弱癥狀嚴(yán)重程度呈持續(xù)上升趨勢，且上升幅度逐漸增大。已有多項(xiàng)研究表明，用藥種類數(shù)與衰弱的發(fā)生率呈正相關(guān)［30-33］，衰弱老年人服用多種藥的概率是非衰弱老年人的6 倍［34］，而養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中大多數(shù)老年人都存在服用多種藥物的情況［35］。在本研究中，僅有19.8%的被調(diào)查者沒有服用藥物，有20.4%的被調(diào)查者服藥種類≥5 種，尤其以降壓藥、降糖藥、調(diào)脂類藥物居多。多重用藥后，患者常出現(xiàn)頭暈、頭痛、干咳、胃腸道不適等癥狀；用藥種類過多、用藥時間過長或藥物使用不當(dāng)?shù)冗€可引起多器官或系統(tǒng)損害［36］；也可能增加老年人發(fā)生跌倒、功能障礙等不良結(jié)局的風(fēng)險［37］。隨增齡，機(jī)體對藥物的轉(zhuǎn)化及代謝率下降，藥物不良反應(yīng)增強(qiáng)。因此，在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中的高齡老年人，更可能因?yàn)槎嘀赜盟帉?dǎo)致更多軀體癥狀的出現(xiàn)或現(xiàn)存癥狀的加重，造成軀體衰弱嚴(yán)重程度呈“高上升”軌跡。綜上，機(jī)構(gòu)醫(yī)務(wù)人員應(yīng)對入住老年人的用藥情況有全面且具體的了解，合理制定用藥方案，保障用藥安全的同時，降低其經(jīng)歷的軀體衰弱癥狀群，提高其生命及生活質(zhì)量。

綜上，養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人同時經(jīng)歷多種軀體癥狀，不同癥狀組合成癥狀群，不同時間點(diǎn)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)衰弱老年人軀體癥狀群內(nèi)癥狀個數(shù)和組成不同，各癥狀的嚴(yán)重程度也不同，呈現(xiàn)“高下降”“低上升”“中維持”“高上升”4 種軌跡；慢性病多是“高下降”組和“高上升”組軌跡的影響因素，服藥種類多是“高上升”組軌跡的影響因素。養(yǎng)老機(jī)構(gòu)醫(yī)護(hù)人員可根據(jù)判斷軀體嚴(yán)重程度的軌跡，針對衰弱老年人的具體情況，采取針對性的干預(yù)措施，以預(yù)防或者延緩軀體衰弱的發(fā)生、發(fā)展。本研究也存在一定局限性：（1）樣本量較小、研究對象均為成都市養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的老年人，樣本的代表性受到一定影響；（2）在隨訪過程中存在失訪（包括死亡），無法判斷失訪對象的軀體癥狀群走向，從而可能影響研究結(jié)果；（3）研究僅關(guān)注了人口社會學(xué)因素對衰弱老年人軀體癥狀的影響，未探討?zhàn)B老機(jī)構(gòu)照護(hù)質(zhì)量與衰弱老年人軀體癥狀群的關(guān)系，未來相關(guān)領(lǐng)域研究可從此處著手。

作者貢獻(xiàn)：吳晨曦進(jìn)行文章的構(gòu)思與設(shè)計、論文的撰寫；高靜負(fù)責(zé)研究的可行性分析、論文修訂，對文章整體負(fù)責(zé)、監(jiān)督管理；廖琴負(fù)責(zé)研究的實(shí)施、數(shù)據(jù)處理、論文的撰寫；何佳麗進(jìn)行數(shù)據(jù)整理、論文撰寫。

本文無利益沖突。