醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良預測模型的構(gòu)建及驗證

劉金枚，張 坤，彭 楊，廖明姝，魏心才，曾 兢*

1.成都醫(yī)學院護理學院，四川 610083；2.成都醫(yī)學院第一附屬醫(yī)院

營養(yǎng)不良是指由于攝入不足或利用障礙引起能量或營養(yǎng)素缺乏的狀態(tài)，是一種常見的老年綜合征，嚴重影響老年人的健康狀況和生活質(zhì)量，是養(yǎng)老機構(gòu)老年人死亡的重要危險因素[1-3]。在我國一般人群中，48.4%的老年人營養(yǎng)狀況欠佳，且養(yǎng)老機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良發(fā)生率遠高于社區(qū)老年人[4]。醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)是指同時具備醫(yī)療衛(wèi)生資質(zhì)和養(yǎng)老服務能力的醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)或養(yǎng)老機構(gòu)，更適合失能、失智及高齡老年人居住[5]，其老年人的營養(yǎng)狀況需更加關注，但目前關于醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)狀況的研究不足。《國民營養(yǎng)計劃（2017—2030 年）》[6]指出要建立老年人群營養(yǎng)健康管理與照護制度，實現(xiàn)營養(yǎng)工作與醫(yī)養(yǎng)結(jié)合服務內(nèi)容的有效銜接。列線圖是以傳統(tǒng)多因素回歸分析結(jié)果為基礎，通過將多個危險因素進行整合形成的可視化平面模型，其風險預測結(jié)果更為直觀。因此，本研究以醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人作為研究對象，了解其營養(yǎng)不良現(xiàn)狀及其危險因素，在Logistic 回歸分析基礎上構(gòu)建醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良的預測模型，以期為機構(gòu)工作者的臨床決策和營養(yǎng)不良高危人群的管理提供參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用便利抽樣法，選取2022 年1 月—5 月成都市3所醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人作為研究對象。將2 所醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型醫(yī)療機構(gòu)的老年人作為建模組，將1 所醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機構(gòu)的老年人作為驗證組。采用自變量事件數(shù)(events per variable，EPV)法計算建模組樣本量，設定EPV=10，預計納入Logistic 回歸的自變量為10 個，由于目前尚未檢索到針對醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良發(fā)生率的數(shù)據(jù)，因此參考趙妹等[7]研究中的養(yǎng)老機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良發(fā)生率（20.2%），并考慮10%的樣本量脫落率，計算得到建模組至少需要樣本量440 人，最終納入571 人。預測模型外部驗證所需樣本量為預測因子的10～20 倍，本研究的預測模型共納入5 個預測因子，所需樣本量為50～100 人，最終納入123 人。醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)納入標準：雙證齊全（醫(yī)療執(zhí)業(yè)許可證書和養(yǎng)老機構(gòu)登記證書）的醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)。老年人納入標準：年齡≥60 歲；病歷資料完整；生命體征平穩(wěn)；老年人或家屬知情同意。老年人排除標準：資料收集當天不在醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)；水腫。本研究已經(jīng)通過成都醫(yī)學院倫理委員會審批（審批號：2022NO.01）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料收集表

閱讀文獻結(jié)合專家意見自行設計一般資料收集表，包括老年人的人口學資料、疾病相關資料。1）人口學資料：性別、年齡、婚姻狀況、醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)居住時間、文化程度、進食方式、牙齒數(shù)量、吸煙史、飲酒史。2）疾病相關資料：糖尿病、腦卒中、高血壓、帕金森病、癡呆、冠心病、消化道潰瘍、慢性阻塞性肺疾?。–OPD）、慢性支氣管炎、胃食管反流、肝臟疾病、貧血、腫瘤、用藥種類。

1.2.2 簡易營養(yǎng)評價精法（Mini-Nutritional Assessment Short-Form，MNA-SF）

MNA-SF 由Rubenstein 等[8]于2001 年在簡易營養(yǎng)評估量表（Mini Nutritional Assessment，MNA）基礎上簡化而成，用于評估營養(yǎng)狀態(tài)，該量表共6 個條目，即近3 個月有無進食量下降、近3 個月體重下降情況、活動能力、近3 個月有無急性疾病（或心理創(chuàng)傷）、精神心理狀況和體質(zhì)指數(shù)（無法獲得體重者，以小腿圍代替），量表總分為0～14 分，得分越高表明營養(yǎng)狀態(tài)越好，0～7 分表示存在營養(yǎng)不良，8～11 分表示存在營養(yǎng)不良風險，12～14 分表示營養(yǎng)狀況正常。2005 年何揚利等[9]將MNA-SF 翻譯為中文并將之與MNA 進行比較，得出MNA-SF 的敏感度為85.7%，特異度為96.0%，校標效度為0.933。MNA-SF 操作便捷，適合于養(yǎng)老機構(gòu)老年人的營養(yǎng)評判，對于無法獲得體質(zhì)指數(shù)的人群，可以小腿圍代替體質(zhì)指數(shù)進行評定[10]。

1.2.3 Barthel 指數(shù)（Barthel Index，BI）

BI 由美國學者Mahoney 等[11]于1965 年編制，用于評定老年人的日常生活活動能力，該量表包括進食、穿衣、控制大小便、如廁、上下樓梯、洗澡、修飾、床椅轉(zhuǎn)移、行走10 項內(nèi)容，根據(jù)是否需要幫助及依賴程度分別計0 分、5 分、10 分、15 分，總分0～100 分，得分越高表示自理能力越好，根據(jù)總分劃分為4 個等級，即完全自理（100 分）、輕度依賴（61～99 分）、中度依賴（41～60分）、重度依賴（≤40 分）。2012 年侯東哲等[12]將BI 進行漢化，中文版BI 的Cronbach's α 系數(shù)為0.916。

1.3 資料收集方法

研究者經(jīng)過培訓后進入機構(gòu)收集資料，營養(yǎng)狀態(tài)及日常生活活動能力資料由研究者與老年人面對面收集，人口學資料、疾病相關資料通過查閱老年人電子病歷獲取，電子病歷獲取不全的資料（如牙齒數(shù)量等）由研究者觀察獲取，資料收集時避開老年人進食、休息、娛樂時間及養(yǎng)老護理員忙碌、休息時間。

1.4 統(tǒng)計學方法

采用SPSS 26.0 和R 4.2.1 軟件進行統(tǒng)計分析。符合正態(tài)分布的定量資料以均數(shù)±標準差（±s）描述，組間比較采用獨立樣本t檢驗，非正態(tài)分布的定量資料以中位數(shù)（四分位數(shù)）[M（P25，P75）]描述，組間比較采用Mann-WhitneyU檢驗；定性資料以頻數(shù)、百分比（%）描述，組間比較采用χ2檢驗或Fisher 確切概率法，等級資料比較采用Mann-WhitneyU檢驗。多因素分析采用二元Logistic 回歸進行分析，選取赤池信息準則（Akaike information criterion，AIC）信息量最小的Logistic回歸模型作為最終預測模型，并繪制列線圖。采用受試者工作特征（ROC）曲線下面積（AUC）評估模型區(qū)分度。采用Hosmer-Lemeshow 檢驗和校準曲線評估模型校準度。采用臨床決策曲線分析（decision curve analysis，DCA）評估模型的臨床實用性。對列線圖進行內(nèi)部及外部驗證，以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結(jié)果

2.1 老年人一般資料

建模組共納入571 名老年人，年齡61～102（83.860±7.342）歲；用藥種類為0～18（7.792±3.521）種；非營養(yǎng)不良306 人[包括營養(yǎng)狀況正常95 人（16.64%），存在營養(yǎng)不良風險211 人（36.95%）]，存在營養(yǎng)不良265 人（46.41%）。驗證組共納入123 名老年人，年齡66～103（85.789±7.291）歲，＞80 歲101 人（82.11%）；女79 人（64.23%）；無配偶75 人（60.98%）；非營養(yǎng)不良85 人（69.11%）[包括營養(yǎng)狀況正常32 人（26.02%），存在營養(yǎng)不良風險53 人（43.09%）]，存在營養(yǎng)不良38 人（30.89%）。

2.2 老年人營養(yǎng)不良影響因素的單因素分析（見表1）

表1 老年人營養(yǎng)不良影響因素的單因素分析

2.3 營養(yǎng)不良風險預測模型的構(gòu)建

以是否有營養(yǎng)不良為因變量（無=0，有=1），以老年人營養(yǎng)不良影響因素的單因素分析中差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）的變量（進食方式、牙齒數(shù)量、腦卒中、癡呆、冠心病、貧血、BI 評分）為自變量，自變量賦值情況：進食方式（經(jīng)口進食=0，管飼=1），牙齒數(shù)量（≤20顆=0，＞20顆=1），腦卒中（否=0，是=1），癡呆（否=0，是=1），冠心?。ǚ?0，是=1），貧血（否=0，是=1），BI 評分為原值代入。采用向后LR 法進行二元Logistic回歸分析，結(jié)果顯示：進食方式、牙齒數(shù)量、癡呆、貧血、BI 評分進入模型，回歸分析結(jié)果見表2。基于Logistic回歸結(jié)果建立預測醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良的列線圖模型，見圖1。本研究以最小AIC 原則構(gòu)建模型，雖然多因素分析癡呆無統(tǒng)計學意義（P＞0.05），但也納入預測模型中。

圖1 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良的列線圖

表2 老年人營養(yǎng)不良影響因素的多因素分析

2.4 預測模型效能檢驗及驗證

ROC 曲線分析結(jié)果顯示，列線圖在預測建模組中老年人營養(yǎng)不良的AUC 為0.828[95%CI（0.795，0.862）]，約登指數(shù)為0.516，靈敏度為87.1%，特異度為73.5%，最佳臨界值為0.447，說明該模型有較好的區(qū)分度，見圖2。Hosmer-Lemeshow 檢驗結(jié)果顯示：χ2=0.911，P=0.823。校準曲線顯示：模型預測結(jié)果與觀察結(jié)果之間一致性較好，見圖3。DCA 結(jié)果顯示：當營養(yǎng)不良閾值概率為4%～91%時，使用該列線圖能夠獲得凈收益，見圖4。模型內(nèi)部驗證使用10 折交叉驗證法，重復抽樣1 000 次，最終得到平均AUC 為0.822。外部驗證結(jié)果顯示：AUC 為0.928[95%CI（0.886，0.971）]，約登指數(shù)為0.707，靈敏度為89.5%，特異度為81.2%，最佳臨界值為0.354，見圖5。Hosmer-Lemeshow檢驗結(jié)果顯示：χ2= 3.280，P=0.350。校準曲線顯示：列線圖的預測結(jié)果和觀察結(jié)果之間較一致，見圖6。驗證組DCA 結(jié)果顯示：當營養(yǎng)不良閾值概率為0～94%時，使用該列線圖能夠獲得凈收益，見圖7。

圖2 建模組ROC 曲線

圖3 建模組校準曲線

圖4 建模組DCA 曲線

圖5 驗證組ROC 曲線

圖6 驗證組校準曲線

圖7 驗證組DCA 曲線

3 討論

3.1 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良現(xiàn)狀

醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)狀況不容樂觀，本研究共納入老年人694 人，總體營養(yǎng)不良發(fā)生率為43.66%（303/694），與黃風英等[13]對養(yǎng)老機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良的調(diào)查結(jié)果（47.1%）相近，但高于我國部分養(yǎng)老機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良發(fā)生率調(diào)查結(jié)果（1.67%～23.7%）[10]。這可能與醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)多為高齡、失能、失智、多病共存的老年人有關[14]。由此可見，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)應該重視老年人的營養(yǎng)管理，早期識別營養(yǎng)不良高危老年人，積極干預，改善老年人的營養(yǎng)狀況。

3.2 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良的相關因素

3.2.1 管飼、牙齒≤20 顆的老年人易發(fā)生營養(yǎng)不良

本研究發(fā)現(xiàn)管飼是營養(yǎng)不良的危險因素之一。管飼是進食困難老年人的一種替代喂養(yǎng)方式，在管飼前老年人可能已發(fā)生營養(yǎng)不良，加之管飼后僅能進食低密度流質(zhì)食物，營養(yǎng)攝入量可能無法滿足機體需求，容易加重老年人營養(yǎng)不良，甚至可能引起血紅蛋白等生化指標降低[15]。張鑫等[16]的研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老院135 名管飼老年人中僅2 名老年人營養(yǎng)狀況良好。本研究建模組數(shù)據(jù)顯示，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人管飼率為28.37%，高于傳統(tǒng)養(yǎng)老機構(gòu)（10.89%）[17]。因此，建議醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)加強老年人的進食訓練，減少老年人管飼率，同時為管飼老年人制定個性化的膳食計劃，改善其營養(yǎng)狀況。此外，本研究發(fā)現(xiàn)牙齒數(shù)量≤20 顆是老年人營養(yǎng)不良的危險因素之一。原因可能是老年人牙齒缺損后對固體食物的研磨、粉碎能力下降，進食固體類型食物困難，可能導致食物組成發(fā)生變化，影響老年人食欲，導致營養(yǎng)不良。有研究也發(fā)現(xiàn)，牙齒數(shù)量與營養(yǎng)狀況呈正相關[18]，且有0～9 顆牙齒的老年人死亡率高于有≥20 顆牙齒的老年人，營養(yǎng)狀況為中介效應[19]，可見，改善營養(yǎng)狀況可能降低牙齒數(shù)量少的老年人的死亡率。建議醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)關注老年人口腔健康，減少老年人牙齒脫落，必要時指導老年人正確佩戴義齒，提高咀嚼能力，改善老年人營養(yǎng)狀況，降低死亡率。

3.2.2 癡呆、貧血、自理能力下降的老年人易發(fā)生營養(yǎng)不良

本研究結(jié)果顯示，癡呆是老年人營養(yǎng)不良的預測因素之一。癡呆老年人由于認知障礙，常常忘記進食，隨著病情進展，甚至失去自主進食能力，導致食物攝入量下降。 我國癡呆病人進食困難發(fā)生率高達86.8%[20]，這可能也是營養(yǎng)不良發(fā)生率高的重要原因。建議醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)加強癡呆老年人的認知訓練，提高其自主進食能力，以降低營養(yǎng)不良發(fā)生率[20]。此外，本研究發(fā)現(xiàn)，老年人貧血與營養(yǎng)不良高度相關，與尹倩等[21-22]的研究結(jié)果一致。營養(yǎng)不良老年人可能由于鐵、維生素B12和葉酸缺乏導致貧血，同時營養(yǎng)不良會導致肝臟白蛋白合成減少，血清蛋白水平降低[23]。提示，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)應增加飲食的多樣性，幫助老年人增加鐵等微量元素的攝入，糾正貧血。日常生活自理能力下降是老年人營養(yǎng)不良的重要危險因素，與趙妹等[7,24]的研究結(jié)果相似。原因可能為：1）自理能力下降的老年人因活動不便，為自己提供營養(yǎng)的能力下降[25]；2）隨著自理能力越來越差，老年人活動減少，腸蠕動減慢，胃腸道消化吸收能力減弱，出現(xiàn)營養(yǎng)問題；3）活動能力下降還可能導致老年人社會孤立，出現(xiàn)食欲缺乏，增加營養(yǎng)不良風險[26-27]。因此，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)要及時對自理能力下降的老年人進行營養(yǎng)不良篩查，制定個性化康復鍛煉措施，提高老年人的活動能力，并關注其心理狀況。

3.3 醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良預測模型的預測能力較好

本研究根據(jù)多因素Logistic 回歸分析結(jié)果建立醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良預測模型列線圖，模型最終納入進食方式、牙齒數(shù)量、癡呆、貧血及BI 評分5 個變量，這些變量均容易獲取，方便醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)工作人員使用。該模型在建模組中的AUC 為0.828[95%CI（0.795，0.862）]，在驗證組中的AUC 為0.928[95%CI（0.886，0.971）]，建模組和驗證組的Hosmer-Lemeshow檢驗結(jié)果均P＞0.05，說明該模型的區(qū)分度、校準度較好，且DCA 結(jié)果表明該模型有較好的臨床適用性。本研究建模組2 所醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)是醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型的醫(yī)療機構(gòu)，而驗證組的醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)為醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型的養(yǎng)老機構(gòu)，兩組老年人基線資料可能有所差異，但外部驗證結(jié)果仍顯示該模型預測能力較好。因此，該模型能夠協(xié)助醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)工作人員對老年人營養(yǎng)不良進行篩查。

4 小結(jié)

本研究開發(fā)并驗證了預測醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)老年人營養(yǎng)不良的列線圖，具有較好的臨床應用價值。但本研究也有一些不足：1）未對存在營養(yǎng)不良風險的老年人進行進一步評估，可能低估了老年人營養(yǎng)不良發(fā)生率。2）采用便利抽樣法，樣本代表性有待加強，且未進行縱向比較，各因素對營養(yǎng)狀況的影響隨時間的變化尚不清楚。3）未對老年人口腔健康做全面評估，僅關注老年人牙齒數(shù)量，還需進一步開展營養(yǎng)不良與口腔健康相關性的研究。