偏頗質(zhì)得分對健康相關(guān)生命質(zhì)量的影響：運動的中介作用

劉雯瓊，朱燕波*，馬方暉，吳新瑞，婁悅恒，趙心源，李玉瓊，龍利群，陳皮皮

健康是人類永恒的話題，隨著人類文明的進步和生活水平的提高，人們的健康觀有了很大的變化。健康相關(guān)生命質(zhì)量（Health Related Quality of Life，HRQOL）作為一種全面的綜合評價指標體系，可全面評價患者生理、心理和社會生活等方面的健康狀況，符合“以人為中心”的現(xiàn)代社會衛(wèi)生服務理念［1-2］。體質(zhì)是一種客觀存在的生命現(xiàn)象，是個體生命過程中在先天稟賦和后天獲得的基礎(chǔ)上所形成的形態(tài)結(jié)構(gòu)、生理功能和心理狀態(tài)等方面綜合的、相對穩(wěn)定的固有特質(zhì)［3］。體質(zhì)與個體健康狀態(tài)密切相關(guān)，越來越多的研究表明，中醫(yī)體質(zhì)因素和人群HRQOL 密切相關(guān)。王琦［4］將體質(zhì)分為9 種：平和質(zhì)、氣虛質(zhì)、陽虛質(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)，除平和質(zhì)外，其余8 種體質(zhì)統(tǒng)稱為偏頗質(zhì)。研究發(fā)現(xiàn)8 種偏頗質(zhì)均對HRQOL 有負面影響［5-7］。運動是健康的有利因素，史會梅等［8］研究表明，增加運動可以在一定程度上改善健康狀況。

中介變量是一個重要的統(tǒng)計概念，如果自變量X通過某一變量M 對因變量Y 產(chǎn)生影響，則稱M 為X 和Y 的中介變量［9］。研究中介作用的目的是在已知X 和Y 關(guān)系的基礎(chǔ)上，探索產(chǎn)生這個關(guān)系的內(nèi)部作用機制。中介變量的研究不僅可以解釋關(guān)系背后的作用機制，還能整合已有的研究或理論，具有顯著的理論和實踐意義［10］。既往研究顯示偏頗質(zhì)、運動及HRQOL 兩兩相關(guān)，但關(guān)于三者之間關(guān)系的研究還很少，特別是對偏頗質(zhì)如何影響HRQOL 的研究尚缺乏。因此，本研究引入中介變量，提出假設：運動在偏頗質(zhì)得分與HRQOL 間存在中介作用（圖1），探討運動在偏頗質(zhì)得分與HRQOL間的作用機制。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采用方便抽樣法，選取2015 年7—11月、2016 年5—9 月到北京紅十字血液中心獻血小屋和采血車的獻血者、陪同的未獻血者1 742例為研究對象。納入標準：（1）年齡18～60 歲；（2）可獨立完成問卷；（3）了解本研究內(nèi)容與目的，簽署知情同意書。排除標準：（1）患有精神疾病、行為障礙或其他嚴重的軀體性疾??；（2）因文化程度或其他原因不能很好理解問卷內(nèi)容。本研究經(jīng)北京中醫(yī)藥大學東方醫(yī)院臨床研究倫理委員會批準（JDF-IRB-2015030801）。所有研究對象均被告知研究目的并簽署知情同意書。

1.2 研究工具和研究指標

1.2.1 基本情況調(diào)查表 使用本團隊自行制定的《基本情況調(diào)查表》調(diào)查研究對象的基本情況和運動水平，基本情況包括性別、年齡、婚況、文化程度；運動水平根據(jù)運動習慣進行自我評價，分為不運動或不太運動、有時運動和經(jīng)常運動。

1.2.2 中醫(yī)體質(zhì)量表（CCMQ） CCMQ［11］包括平和質(zhì)、氣虛質(zhì)、陽虛質(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)9 個亞量表，共60 個條目，各亞量表轉(zhuǎn)化分為0～100 分，轉(zhuǎn)化分越高，體質(zhì)傾向性越強。除平和質(zhì)之外的8 種體質(zhì)類型為偏頗質(zhì)。

1.2.3 簡明健康狀況調(diào)查問卷（SF-36） 使用SF-36中文版評價研究對象的HRQOL，該問卷由美國波士頓健康研究所研制，普適性良好，廣泛應用于一般人群、疾病人群和各類特殊人群的HRQOL 評價［12-14］。問卷由生理功能（physical functioning，PF）、生理職能（role physical，RP）、軀體疼痛（bodily pain，BP）、一般健康狀況（general health，GH）、精力（vitality，VT）、社會功能（social functioning，SF）、情感職能（role emotional，RE）、精神健康（mental health，MH）8 個維度構(gòu)成，分為生理領(lǐng)域（physical component summary，PCS）和心理領(lǐng)域（mental component summary，MCS）。先根據(jù)條目的不同權(quán)重，計算各維度分量表得分，再通過標準化公式將分量表得分轉(zhuǎn)化為標準分（0～100 分），各分量表標準分的平均分為SF-36 得分。本研究以SF-36 得分作為HRQOL 評價指標，分數(shù)越高代表被調(diào)查者 HRQOL 越高，

1.3 質(zhì)量控制 由經(jīng)過培訓的調(diào)查員發(fā)放問卷，使用統(tǒng)一、規(guī)范的說明指導研究對象獨立完成問卷，排除其他干擾因素。本研究在數(shù)據(jù)收集與錄入階段，進行了嚴格的質(zhì)量控制，包括以下4 個方面：（1）設計問卷：統(tǒng)一制訂調(diào)查問卷以及知情同意書，進行預調(diào)查后對問卷進行修改完善；（2）招錄、培訓調(diào)查員：招錄具有中醫(yī)學相關(guān)背景人員作為調(diào)查員，并進行嚴格的培訓，包括現(xiàn)場調(diào)查規(guī)范、調(diào)查表的填寫規(guī)范等，以保證調(diào)查工作的質(zhì)量；（3）規(guī)范調(diào)查員與監(jiān)督員的職責：調(diào)查員全程監(jiān)督現(xiàn)場調(diào)研工作，保證問卷填寫的完整性；監(jiān)察員檢驗調(diào)研后的問卷質(zhì)量，調(diào)研后隨機抽取部分問卷進行檢測回訪，保證問卷真實；（4）資料的復核、錄入：篩檢回收后的調(diào)查問卷，剔除不合格的問卷，保證問卷的真實性和邏輯性。采用平行雙錄入，并對錄入數(shù)據(jù)進行交叉核對。

1.4 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 20.0 軟件進行統(tǒng)計學分析，計量資料采用（±s）進行描述，計數(shù)資料采用相對數(shù)表示；采用Pearson 相關(guān)分析探究各變量間的關(guān)系；中介作用的檢驗選擇BARON 等［15］的逐步法。運用多元線性回歸分析，對中介效應進行檢驗，檢驗步驟分為三步：第一，X 對Y 的回歸，檢驗回歸系數(shù)c 的顯著性〔圖1，公式（1）〕；第二，X 對M 的回歸，檢驗回歸系數(shù)a的顯著性〔圖1，公式（2）〕；第三，X 和M 對Y 的回歸，檢驗回歸系數(shù)b 和c'的顯著性〔圖1，公式（3）〕。中介作用的效果量（effect size）用ab/（ab+c'）來表示。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。

圖1 運動在偏頗質(zhì)得分與健康相關(guān)生命質(zhì)量間的中介作用模型Figure 1 The mediating effect model of exercise on the relationship between biased constitution and health-related quality of life

2 結(jié)果

2.1 一般資料 本研究共進行了兩次調(diào)查，調(diào)查目的相同、研究變量一致，調(diào)查問卷均包含基本情況調(diào)查表、CCMQ、SF-36。兩次調(diào)查的具體情況如下：2015 年7—11 月于北京紅十字血液中心下設采血點，發(fā)放問卷749份，回收692 份；2016 年5—9 月于北京紅十字血液中心下設采血點，發(fā)放問卷1 079 份，回收1 079 份。以上2 個數(shù)據(jù)庫均由本課題組設計問卷并組織調(diào)查所得，兩次調(diào)查時間跨度小，并嚴格把控了質(zhì)量，納入本研究的分析變量一致，因此本研究將2 個數(shù)據(jù)庫合并，剔除分析變量缺失者。

本研究共發(fā)放問卷1 828 份，回收1 771 份，剔除不合格問卷（填寫不完整、存在邏輯錯誤）29 份，有效問卷1 742 份，有效回收率為95.30%。1 742例調(diào)查對象中，女704例（40.41%），男1 038例（59.59%）；年齡18～60 歲，平均年齡為（29.4±9.2）歲；婚姻狀況：未婚990例（56.83%），已婚717例（41.16%），其他35例（2.01%）；文化程度：大專及以上1 056例（60.62%），高中或中專402例（23.08%），初中及以下284例（16.30%）；運動水平：不運動或不太運動452例（25.95%），有時運動710例（40.76%），經(jīng)常運動580例（33.30%）。

SF-36得分為（84.42±12.05）分。CCMQ 中8 種偏頗質(zhì)亞量表得分分別為：氣虛質(zhì)得分（23.20±14.61）分，陽虛質(zhì)得分（20.03±18.12）分，陰虛質(zhì)得分（20.87±15.20）分，痰濕質(zhì)得分（19.78±14.65）分，濕熱質(zhì)得分（21.70±16.57）分，血瘀質(zhì)得分（17.68±14.08）分，氣郁質(zhì)得分（19.63±15.63）分，特稟質(zhì)得分（15.30±13.62）分。

2.2 偏頗質(zhì)得分、運動水平、HRQOL 的相關(guān)分析 Pearson 相關(guān)分析結(jié)果顯示，8 種偏頗質(zhì)得分與HRQOL（SF-36得分）均呈負相關(guān)（r 為-0.413～-0.612，P＜0.01），偏頗質(zhì)得分與運動水平呈負相關(guān)（r為-0.072～-0.176，P＜0.01）（特稟質(zhì)除外），運動水平與HRQOL（SF-36 得分）呈正相關(guān)（r=0.145，P＜0.01），見表1。

表1 偏頗質(zhì)得分、運動水平、HRQOL 的相關(guān)分析Table 1 Pearson correlations between scores on biased constitution，exercise level and HRQOL

2.3 中介作用檢驗

2.3.1 偏頗質(zhì)得分對HRQOL 的影響分析 以SF-36 得分（賦值：實測值）為因變量，分別以8 種偏頗質(zhì)得分（賦值：實測值）為自變量，以年齡、性別、文化程度和婚姻狀況為控制變量，建立回歸方程，對偏回歸系數(shù)c 進行檢驗。

根據(jù)回歸分析結(jié)果依次建立8 個回歸方程：①Y=96.611-0.478X（氣虛質(zhì)）；②Y=89.728-0.295X（陽虛質(zhì)）；③Y=92.017-0.345X（陰虛質(zhì)）；④Y=91.958-0.369X（痰濕質(zhì)）；⑤Y=92.064-0.274X（濕熱質(zhì)）；⑥Y=87.903-0.423X（血瘀質(zhì)）；⑦Y=94.018-0.455X（氣郁質(zhì)）；⑧Y=90.743-0.336X（特稟質(zhì)）。其中Y為SF-36 得分，X 為相應偏頗質(zhì)得分，偏回歸系數(shù)均顯著，回歸方程具有統(tǒng)計學意義。

2.3.2 偏頗質(zhì)得分對運動水平的影響分析 以偏頗質(zhì)得分（賦值：實測值）為自變量，以運動水平（賦值：不運動或不太運動=1，有時運動=2，經(jīng)常運動=3）為因變量，以年齡、性別、文化程度和婚姻狀況為控制變量，建立回歸方程，對偏回歸系數(shù)a 進行檢驗。

根據(jù)回歸分析結(jié)果依次建立7 個回歸方程：①M=2.233-0.008X（氣虛質(zhì)）；②M=2.105-0.004X（陽虛質(zhì)）；③M=2.113-0.003X（陰虛質(zhì)）；④M=2.146-0.006X（痰濕質(zhì)）；⑤M=2.129-0.003X（濕熱質(zhì)）；⑥M=2.082-0.004X（血瘀質(zhì)）；⑦M=2.160-0.006X（氣郁質(zhì)）。其中M 為運動水平，X 為相應偏頗質(zhì)得分，特稟質(zhì)偏回歸系數(shù)不顯著，回歸方程無統(tǒng)計學意義。

2.3.3 偏頗質(zhì)得分和運動水平對HRQOL 的影響分析以偏頗質(zhì)得分（賦值：實測值）和運動水平（賦值同上）為自變量，以SF-36 得分（賦值同上）為因變量，以年齡、性別、文化程度和婚姻狀況為控制變量建立回歸方程，對偏回歸系數(shù)c'和b 進行檢驗。

根據(jù)回歸分析結(jié)果依次建立8 個回歸方程：（1）Y=95.067-0.472X+0.692M（氣虛質(zhì)）；（2）Y=86.550-0.289X+1.510M（陽虛質(zhì)）；（3）Y=88.243-0.341X+1.786M（陰虛質(zhì)）；（4）Y=89.150-0.361X+1.308M（痰濕質(zhì)）；（5）Y=88.412-0.269X+1.716M（濕熱質(zhì)）；（6）Y=84.659-0.416X+1.558M（血瘀質(zhì)）；（7）Y=91.767-0.449X+1.043M（氣郁質(zhì)）；（8）Y=86.244-0.337X+2.162M（特稟質(zhì)）。Y 為SF-36 得分，X 為相應偏頗質(zhì)得分，M 為運動水平，偏回歸系數(shù)均顯著，回歸方程具有統(tǒng)計學意義，見表2。

表2 運動在偏頗質(zhì)與HRQOL 間中介作用的多元線性回歸分析Table 2 Multiple linear regression analysis of the mediating effect of exercise on the relationship between biased constitution and HRQOL

2.3.4 運動在偏頗質(zhì)與HRQOL 間的中介作用 中介作用的效果量用ab/（ab+c'）來表示，運動在氣虛質(zhì)、陽虛質(zhì)、陰虛質(zhì)、痰濕質(zhì)、濕熱質(zhì)、血瘀質(zhì)、氣郁質(zhì)與HRQOL中起到的中介作用效果量分別為1.16%、2.05%、1.55%、2.13%、1.88%、1.48%和1.37%。

3 討論

本研究探索了偏頗質(zhì)、運動與HRQOL 的關(guān)系。偏頗質(zhì)得分與運動水平、HRQOL 之間存在負相關(guān)關(guān)系，運動水平與HRQOL 之間存在正相關(guān)關(guān)系，即偏頗質(zhì)傾向越強的個體，其生命質(zhì)量越差，運動水平越低；運動水平越高的個體其生命質(zhì)量越好。

中醫(yī)體質(zhì)與健康緊密相關(guān)，本研究發(fā)現(xiàn)偏頗質(zhì)均會對HRQOL 產(chǎn)生負向影響，其中相關(guān)性最強的是氣郁質(zhì)，其次是氣虛質(zhì)、血瘀質(zhì)、痰濕質(zhì)等，與陳柯帆［16］在9省市一般人群HRQOL 的中醫(yī)體質(zhì)因素研究中的結(jié)果一致。氣郁質(zhì)是由于長期情志不暢、氣機郁結(jié)而形成的以性格內(nèi)向不穩(wěn)定、憂郁脆弱、敏感多疑為主要表現(xiàn)的體質(zhì)狀態(tài)［3］。在如今快節(jié)奏、高強度、緊張的生活狀態(tài)下，很多人的情緒長期處于壓抑狀態(tài)而得不到發(fā)泄與釋放，使得氣郁質(zhì)人群逐數(shù)量漸增多［17］。研究表明，氣郁質(zhì)個體主要表現(xiàn)為神經(jīng)質(zhì)人格，患重度抑郁癥的風險更高，嚴重降低心理健康水平［18-19］。

隨著物質(zhì)生活的豐富，現(xiàn)代人多高糖、高油脂、高蛋白飲食，而運動量相對較少，進而產(chǎn)生一系列代謝問題，引發(fā)肥胖、高脂血癥、高血壓等慢性疾病。近年來以中醫(yī)體質(zhì)理論為基礎(chǔ)的九體辨識技術(shù)在防控慢性病、提升居民健康水平、節(jié)約醫(yī)療費用等方面發(fā)揮了重要作用［20］。本研究中除特稟質(zhì)外，其余7 種偏頗質(zhì)均與較低的運動水平相關(guān)。相關(guān)性最強的是氣虛質(zhì)，其次是

氣郁質(zhì)、陽虛質(zhì)、血瘀質(zhì)等。同樣地，潘鈺婷等［21］對114例公務員生活運動強度和中醫(yī)體質(zhì)的關(guān)系研究中發(fā)現(xiàn)，公務員平和質(zhì)得分越高者日常運動量越大，而偏頗質(zhì)得分越高者運動時間越短，運動強度越低。氣虛質(zhì)是由于一身之氣不足，以氣息低弱、臟腑功能低下為主要特征的體質(zhì)，這種體質(zhì)的人運動時容易疲勞，且過勞易于耗氣；氣郁質(zhì)的主要表現(xiàn)特征為喜靜不喜動；陽虛質(zhì)是由于陽氣不足，失于溫煦，以形寒肢冷等虛寒為主要特征的體質(zhì)［4］，這種體質(zhì)的人如果運動量過大，尤其大量出汗可能進一步損耗陽氣。

在研究運動對偏頗質(zhì)影響HRQOL 的中介作用時，發(fā)現(xiàn)運動在痰濕質(zhì)降低HRQOL 的過程中起到的中介作用最大。首先，痰濕質(zhì)是在先天遺傳或后天過食肥甘等因素的基礎(chǔ)上形成的，由于水液內(nèi)停而痰濕凝聚，以黏滯重著為主要特征的體質(zhì)狀態(tài)［3］。多項研究表明，在影響HRQOL 的偏頗質(zhì)中，痰濕質(zhì)對PCS 影響顯著［5-7］。朱燕波等［22］分別以性別和年齡為分層因素來研究一般人群的中醫(yī)體質(zhì)類型與健康狀況的關(guān)系，結(jié)果顯示女性痰濕體質(zhì)（PCS 以及PF、RP、BP、GH 和SF 5 個維度）SF-36 得分最低；60 歲以上痰濕質(zhì)（BP 維度）SF-36得分最低。其次，痰濕體質(zhì)人群具有腹部肥滿松軟、體型肥胖的特征。而肥胖與運動減少關(guān)系密切。一項國外研究表明，不活動更傾向是肥胖的結(jié)果，而不是肥胖的原因［23］。

體質(zhì)秉承于先天，又得后天滋養(yǎng)，稟賦遺傳和后天環(huán)境皆可影響體質(zhì)狀態(tài)和類型，這使得體質(zhì)表現(xiàn)出相對穩(wěn)定性和動態(tài)可變性的特點，氣候、飲食營養(yǎng)、睡眠時間、不良生活習慣等因素均可以影響體質(zhì)類型。本研究引入運動這一中介變量后，結(jié)果顯示，偏頗質(zhì)對HRQOL 的負向影響雖仍以直接作用為主，但通過運動的正向預測作用，偏頗質(zhì)對HRQOL 的負向影響降低，說明偏頗質(zhì)傾向強的個體可以通過運動調(diào)整、改善體質(zhì)偏頗情況，使其趨向平和，在一定程度上提高HRQOL。本研究運動水平評價來自調(diào)查對象的自我報告，可能存在信息偏倚，今后的研究中應當引入合適的運動水平測量工具來測量運動水平；其次，本研究數(shù)據(jù)為橫斷面調(diào)查所得，無法判定運動、偏頗質(zhì)與HRQOL 之間的因果關(guān)系，且易受到混雜因素干擾，未來需要前瞻性研究設計與分析方法，如多中心的隨機對照試驗、隊列研究，進一步深入探索運動、中醫(yī)體質(zhì)與HRQOL 之間的關(guān)系。

作者貢獻：劉雯瓊、朱燕波進行文章的構(gòu)思設計和可行性分析，并撰寫論文、對論文進行修訂；朱燕波組織數(shù)據(jù)錄入和核查；劉雯瓊、馬方輝、吳新瑞進行統(tǒng)計學處理，對結(jié)果進行分析和解釋；全體作者對論文進行討論修改；朱燕波負責文章的質(zhì)量控制及審校、對文章整體負責，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。