中国8个长寿地区老年人抑郁症状影响因素分析论文

2020年9月15日10:23:08中国8个长寿地区老年人抑郁症状影响因素分析论文已关闭评论

中国8个长寿地区老年人抑郁症状影响因素分析论文

中文摘要

目的:

抑郁症状是影响老年人生活质量的重要因素之一,明确老年人抑郁症状流行 特征并识别其影响因素是开展老年人抑郁症状预防工作的基础。本研究利用我国 8个长寿地区数据探究长寿地区老年人抑郁症状的流行特征、影响因素以及各影 响因素之间的路径关系,不仅可弥补相关研究的不足,也为日后开展前瞻性队列 研究提供科学依据。

方法:

本研究数据来源于中国老年健康影响因素跟踪调查(Chinese longitudinal healthy longevity survey, CLHLS),调查现场为中国老年学会评选认定的中国8 个长寿地区,排除抑郁调查信息缺失个体后共纳入2180名调查对象。调查问卷 主要收集社会人口学特征、行为生活方式、慢性病患病情况、功能状态、亲友和 社会支持、体格检查指标和实验室检查指标等信息。本研究通过包含10个条目 的流调中心用抑郁量表(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale, CES- D)抑郁量表判别老年人是否有抑郁症状。

描述研究对象的基本特征并构建抑郁症状影响因素logistic回归模型。在单 因素分析中,利用%2检验分别比较有抑郁症状的老年人和无抑郁症状的老年人社 会人口学特征、行为生活方式、慢性病患病情况、功能状态、亲友和社会支持, 利用Wilcoxon秩和检验比较老年人体格检查指标和实验室检查指标在有无抑郁 症状组间的差异,将有差异的因素(PV0.10)通过“向前逐步回归法%内入多因素 logistic回归中。在多因素分析中,双侧检验P<0.05为差异有统计学意义,即该 因素为抑郁症状影响因素。

在logistic回归模型的基础上,结合文献报道构建老年人抑郁症状影响因素 结构方程模型。结构方程模型构建包括假设模型构建、模型估计、模型评估和模 型修正四个步骤。本研究分别以老年人社会支持、亲友支持和日常活动为外生潜 变量,以睡眠时间、焦虑障碍、生活满意度和抑郁症状为内生观测变量构建假设 模型1;以慢性病为内生潜变量,超氧化物歧化酶(SOD)和丙二醛(MDA) 为外生观测变量,以抑郁症状为内生观测变量构建假设模型2。模型估计采用加 权最小二乘法(WLS)。使用加值、拟合优度指数(GFI)、调整拟合优度指数(AGFI)、 残差均方根(RMR)、标化残差均方根(SRMR)、近似误差均方根(RMSEA)评 估模型与数据的适配程度。结合专业知识进行模型修正,以探索满足适配要求的 最佳模型。

结果:

  • 我国8个长寿地区老年人抑郁症状检出率为0%,男性和女性抑郁 症状检出率分别为11.5%和18.5%o各年龄段老年人抑郁症状检出率存在差异, 其中80〜89岁老年人抑郁症状检出率最高为20.6%, 65〜79岁老年人抑郁症状检 出率最低为9.2%, 90〜99岁老年人和100岁及以上老年人抑郁症状检出率分别 为 19.3% 和 15.4%。
  • 多因素logistic回归结果显示老年人有过教育经历(020.660, 95%CI:

0.463〜0.941)、锻炼身体(OR=0・444, 95%CI: 0.274〜0.719)、享受社区服务 (OR=0.707, 95% CI: 0.518〜0.966)抑郁症状检出率较低。老年人年龄越大 (021.023, 95%CI: 1.006〜1.041)、生活满意度低(OR=3.483, 95%CI:

2.507〜4.839 )、睡眠不足(OR=1.934, 95%CI: 1.415〜2.643 )、有焦虑障碍 (OR-17.720, 95%CI: 6.303〜49.816)、患呼吸系统疾病(OR=1.702, 95%CI:

1.052〜2.755)、患胃肠溃疡(OR=2.662, 95%CI: 1.337〜5.303)、患 2 型糖尿病 (ORF.557, 95%CI: 1.003〜2.418)、经济条件差(OR=2.809, 95%CI: 1.610〜4.903)

抑郁症状检出率高。本研究还发现实验室检测指标SOD (021.014, 95%CI: 1.003〜1.024)和 MDA (OR-1.026, 95%CI: 1.001 〜1.052)与老年人抑郁症状存 在关联关系。

  • 结构方程模型1结果显示,老年人社会支持对抑郁症状既可产生直接 效应也可产生间接效应。社会支持对抑郁症状的直接效应的标准化路径系数为. 28,社会支持通过睡眠时间、焦虑障碍和生活满意度间接影响抑郁症状,间接 效应的标准化路径系数为・0.29,其中社会支持通过睡眠时间对抑郁症状作用的间 接效应的标准化路径系数为・0.06,社会支持通过焦虑障碍对抑郁症状作用的间接效应的标准化路径系数为009,社会支持通过生活满意度对抑郁症状作用的间接 效应的标准化路径系数为・0.14。老年人日常活动参与对抑郁症状无直接效应,日 常活动通过睡眠时间对抑郁症状作用的间接效应的标准化路径系数为0.06,日常 活动通过焦虑障碍对抑郁症状作用的间接效应的标准化路径系数为・0.07,日常活 动通过生活满意度对抑郁症状作用的间接效应的标准化路径系数为-Olio

(4)结构方程模型2结果显示老年人慢性病对抑郁症状有直接效应,标准 化路径系数为0.37o老年人SOD和MDA通过慢性病对老年人抑郁症状有间接 效应,其中SOD通过慢性病对抑郁症状影响的标准化路径系数为0.07, MDA通 过慢性病对抑郁症状影响的标准化路径系数为O.lOo

结论:

(1) 我国8个长寿地区老年人抑郁症状检出率低于普通地区。不同年龄段 老年人抑郁症状检出率也存在差异,其中80〜89岁老年人抑郁症状检出率最高, 65〜79岁老年人抑郁症状检出率最低。

(2) 老年人有过教育经历、经常锻炼身体、能够享受社区服务抑郁症状风 险较低。老年人年龄越大、生活满意度低、睡眠不足、存在焦虑障碍、患呼吸系 统疾病、患胃肠溃疡、患2型糖尿病、经济条件差抑郁症状风险更高。本研究还 发现研究对象血清中SOD和MDA含量越高,老年人抑郁症状风险越高。

(3) 老年人社会支持对抑郁症状有直接负向影响和间接负向影响,日常活 动参与对抑郁症状有间接负向影响。老年人睡眠时间、焦虑障碍和生活满意度对 抑郁症状有直接影响,其中睡眠时间和生活满意度对抑郁症状有负向直接影响, 焦虑障碍对抑郁症状有直接正向影响。

(4) 老年人患有特定慢性病对抑郁症状有直接正向影响,同时这些特定慢 性病作为重要的中介变量调节SOD和MDA对抑郁症状的影响。

关键词:

老年人,抑郁症状,影响因素,logistic回归模型,结构方程模型

ABSTRACT

Analysis of influencing factors of depressive symptoms in old people
in 8 longevity areas in China

Objective:

Depressive symptoms are one of the important factors affecting the quality of life in the elderly. This study used the data of 8 longevity regions in China to explore the prevalence characteristics, influencing factors and the path relationship among depression symptoms in the elderly in longevity regions, which can not only make up for the deficiency of related studies, but also provide scientific basis for the prospective cohort study.

Methods:

The data of this study was from the Chinese longitudinal healthy longevity survey (CLHLS). The survey sites were 8 longevity regions identified by the Gerontological Society of China in China. After excluding the missing information of depression survey, a total of 2,180 subjects were included. The questionnaire mainly collected information such as social demographic characteristics, behavioral lifestyle, chronic diseases, functional status, relatives and social support, physical examination and laboratory examination. This study used the Center for Epidemiologic Studies Depression Scale (CES-D), a 10-item streaming Center, to determine whether the elderly had depressive symptoms.

Firstly, the basic characteristics of the subjects were described and the logistic regression model of influencing factors of depressive symptoms was constructed. In single factor analysis, the chi-square test was used to compare the social demographic characteristics, behavior, way of life, chronic disease prevalence, functional status, family and social support of the elderly with and without depression symptoms, the Wilcoxon rank sum test was used to compare the differences of physical examination and laboratory examination indicators of the elderly between groups with and without depressive symptoms. Different factors (P < 0.10) were included in the multivariate logistic regression by nstepwise forward regression". In the multivariate analysis, P < 0.05 in the bilateral test was considered statistically significant, that is, the factor wasan influential factor of depressive symptoms.

Secondly, on the basis of logistic regression model and combining with literature report, the structural equation model of influencing factors of depressive symptoms in the elderly was constructed. The construction of structural equation model includes four steps: hypothesis model construction, model estimation, model evaluation and model modification. In this study, social support, family support and daily activities of the elderly were taken as exogenous latent variables, and sleep time, anxiety disorders, life satisfaction and depression symptoms were taken as endogenous observational variables to construct hypothesis model I. Chronic diseases were taken as endogenous latent variables, superoxide dismutase (SOD) and malondialdehyde (MDA) as exogenous observed variables, and depression symptoms as endogenous observed variables to construct hypothesis model II. The model is estimated by the weighted least square method (WLS). Chi-square value, GFI, AGFI, RMR, SRMR and RMSEA were used to evaluate the suitability of the model to the data. The model was modified with professional knowledge to explore the best model to meet the requirements of adaptation.

Results:

  • The detection rate of depressive symptoms in the elderly in 8 longevity regions of China was 15.0%, and that in males and females was 11.5% and 18.5%, respectively. There were differences in the detection rates of depressive symptoms among elderly people of different ages, among which the highest rate was 20.6% in the elderly of 80〜89 years old, the lowest rate was 9.2% in the elderly of 65〜79 years old, 19.3% in the elderly of 90〜99 years old and 15.4% in the elderly of 100 years old and above.
  • Multivariate logistic regression results showed that the elderly who had

educational experience (OR=0.660, 95%CI: 0.463-0.941), physical exercise

(OR=0.444, 95%CI: 0.274-0.719), and community service (OR=0.707, 95%CI: 0.518- 0.966) had a lower detection rate of depressive symptoms. The elderly who were older (OR=1.023, 95%CI: 1.006-1.041) or with lower life satisfaction (OR=3.483, 95%CI: 2.507-4.839), sleep deprivation (OR=1.934, 95%CI: 1.415-2.643), anxiety disorders (OR=17.720, 95%CI: 6.303-49.816), respiratory diseases (OR=1.702, 95%CI: 1.052- 2.755), and gastrointestinal ulcers (OR=2.662, 95%CI: 1.337-5.303), type 2 diabetes (OR=1.557, 95%CI: 1.003-2.418) and poor economic conditions (OR=2.809, 95%CI: 1.610-4.903)had a higher detection rate of depressive symptoms. This study alsofound that SOD (OR=1.014, 95%CI: 1.003-1.024) and MDA (OR=1.026, 95%CI: 1.001-1.052) were correlated with depression symptoms in the elderly.

  • The results of structural equation model 1 showed that social support in the elderly had both direct and indirect effects on depressive symptoms. The standardized path coefficient for the direct effect of social support on depressive symptoms was - 28. Social support indirectly affects depressive symptoms through sleep time, anxiety disorders and life satisfaction, indirect effect of standardized path coefficient was 0.29, in which the standardized path coefficient of the indirect effect of social support on depressive symptoms through sleep time was -0.06, the standardized path coefficient of the indirect effect of social support on depressive symptoms through anxiety disorders was -0.09, and the standardized path coefficient of the indirect effect of social support on depressive symptoms through life satisfaction was -0.14. The participation in daily activities of elderly has no direct effect on depressive symptoms, the standardized path coefficient of the indirect effect of daily activities on depressive symptoms through sleep time was 0.06, the standardized path coefficient of the indirect effect of daily activities on depressive symptoms through the action of anxiety disorder was -0.07, and the standardized path coefficient of the indirect effect of daily activities on depressive symptoms through life satisfaction was -Oil.
  • The results of structural equation model 2 showed that chronic diseases of the elderly had a direct effect on depressive symptoms, and the standardized path coefficient was 0.37. SOD and MDA have indirect effects on depression symptoms in the elderly through chronic diseases, in which the standardized path coefficient of SODs influence on depression symptoms through chronic diseases was 0.07, and the standardized path coefficient of MDA's influence on depression symptoms through chronic diseases was 0.10.

Conclusion:

  • The detection rate of depressive symptoms in the elderly in 8 longevity areas of China was lower than that in ordinary areas. There were also differences in the detection rates of depressive symptoms in the elderly of different age groups, among which the detection rates of depressive symptoms were the highest in the elderly of 80- 89 years old, and the lowest in the elderly of 65-79 years old.
  • Older adults with educational experience, regular physical exercise and access to community services had a lower risk of depressive symptoms. The elderly who were older, had lower life satisfaction, lack of sleep, anxiety disorders, respiratory illness, gastrointestinal ulcers, type 2 diabetes, and poor economic conditions were at higher risk for depressive symptoms. The present study also found that the higher SOD and MDA levels in the serum of the study subjects, the higher the risk of depressive symptoms in the elderly.
  • Social support had direct and indirect negative effects on depressive symptoms in the elderly, and daily activity participation has indirect negative effects on depressive symptoms. Sleep time, anxiety disorder and life satisfaction had direct effects on depressive symptoms in the elderly. Among them, sleep time and life satisfaction had direct negative effects on depressive symptoms, while anxiety disorder had direct positive effects on depressive symptoms.
  • Chronic disease in the elderly had a direct positive effect on depressive symptoms, and chronic disease, as an

important mediator, regulated the effects of SOD and MDA on depressive symptoms.

Key words:

elderly, depressive symptoms, influencing factors, logistic regression model, structural equation model.

英文缩略词表

英文缩写 英文全称 中文全称
YLD

CLHLS

CHARLS

years lived with disability

Chinese Longitudinal Healthy Longevity

Survey

China Health and Retirement Longitudinal

Survey

伤残损失寿命年

中国老年健康影响因素跟踪

调查

中国健康与养老追踪调查

ADL activities of daily living 生活自理能力
MMSE mini-mental state examination 简易认知量表
CES-D center for epidemiological survey 流行病学研究中心抑郁量表
GDS geriatric depression scale 老年抑郁量表
HAMD hamilton depression scale 汉密尔顿抑郁量表
BDI- II beck depression inventory-II 贝克抑郁量表第2版
BMI body Mass Index 身体质量指数
UA uric acid 尿酸
TC serum total cholesterol 总胆固醇
TG triglyceride 甘油三酯
SOD superoxide dismutase 超氧化物歧化酶
MDA malonaldehyde 丙二醇

第1章绪论

1.1人口老龄化形势

随着世界范围内人口低出生率以及人均寿命的延长,老年人口数不断增加, 人口老龄化加速发展。不同国家对老年人定义有所区别:在发达国家N65岁为老 年人,发展中国家匕60岁为老年人。老龄化社会的是指N65岁的老年人占总人口 的比例超过7%或260岁的老年人占总人口的比例超过10%0 2015年世界范围内 65岁以上的老年人占总人口比例已达到8%,很多国家和地区进入老龄化社会。 2010年第六次全国人口普查结果显示我国60岁以上老年人口接近1.78亿,占总 人口的13.26%⑴。预计到2050年60岁以上老年人口超过4.50亿,将占总人口 的30.00%以上⑵。老年人寿命延长和比例增加体现了人类在医学领域取得的伟 大成就,但老龄化社会也暴露了关乎未来个人、家庭和社会持续发展的诸多问题。 在健康领域,很多疾病在老年阶段呈现高患病状态,对老年人生活质量的影响正 在逐步加深。在老龄化社会,老年人能否“活得好J能否得到亲友和社会的足够 支持均面临考验卩4】。

1.2老年人抑郁症状检出情况

老年人常患的慢性病不仅包括癌症和心血管疾病等躯体疾病,也包括抑郁等 精神疾病。以往研究多关注躯体疾病对老年人健康的影响,近些年来精神疾病特 别是老年人抑郁症已成为研究热点。世界卫生组织关于抑郁症和其他精神疾病的 全球健康评估显示,2015年抑郁症导致全球超过5000万个伤残损失寿命年(years lived with disability, YLD),这种非致命疾病负担的80%以上发生在低收入和中 等收入国家。国内外老年人抑郁症状检出率存在较大差异。德国65〜79岁男性和 女性使用PHQ-9抑郁量表获得的抑郁症状的检出率分别为4.3%和8.0%⑸。美国 一项针对虚弱老年人的研究使用CES-D量表评估抑郁症状,显示检出率为36%, 使用相同方法评估普通老年人时显示抑郁症状检出率在7.2〜15%之间⑹。一项 南欧国家使用CES-D量表评估抑郁症状的系统综述显示,西班牙老年人抑郁症 状检出率为37%,意大利老年人抑郁症状检出率为49%,而法国老年人抑郁症状 检出率为14%⑹。发展中国家也存在抑郁症状相关研究oRosangela等人使用GDS- 15 (Geriatric Depression Scale, GDS)量表的横断面研究结果显示巴西75岁以上 和60〜75岁的老年人抑郁症状检出率分别为26.0%和16.5%,且积极参加活动的 老年人抑郁症状的检出率明显低于不参加活动的老年人⑺。亚洲国家中,日本的 一项覆盖77个社区的研究使用GDS-15量表评估抑郁症状,结果显示65岁以上 社区的男性和女性老年人抑郁症状检出率分别为12.2%和10.7%⑻。与国外同龄 老年人相比,我国老年人抑郁症状的检出水平存在差异。中国健康与养老追踪调 查(China Health and Retirement Longitudinal Survey, CHARLS)使用 CES-D 量 表调查老年人抑郁症状,结果显示我国60岁及以上老年人抑郁症状检出率为 32.55%切。一项包含81项的meta分析中使用CES-D和GDS-30量表进行老年人 抑郁症状研究,显示我国老年人抑郁症状总的检出率为23.6%[10】。

1.3老年人抑郁症状影响因素

1.3.1社会人口学因素

以往研究发现社会人口学特征与老年人抑郁症状检出风险存在关联关系O 一 项纳入122项研究的系统综述显示,女性是抑郁症状的重要预测因素⑹。Anstey 等人使用CES-D抑郁量表进行纵向研究发现女性抑郁量表得分比男性高1.29分。 以往研究结果显示抑郁症状与老年人受教育相关联。一项澳大利亚的研究结果显 示老年人受教育年限超过九年时,教育年限每增加一年抑郁症状评分会下降0.22 分Hi】。我国一项横断面研究同样发现受教育程度高的老年人抑郁症状风险更低⑼。 以往有研究发现随年龄升高抑郁症状风险增加[12】,但也有研究调整躯体疾病和生 活自理能力(activities of daily living, ADL)等疾病和功能状态后,年龄与抑郁 症状的关系呈负向关联2】。以往国内研究发现居住在农村的老年人抑郁症状风险 更高,可能与农村的老年人经济条件差和接受的社会支持较少有关系⑼。

1.3.2行为生活方式

以往研究发现老年人行为生活方式与抑郁症状相关联。日本的一项纵向研究 结果显示老年人晚上难以入睡与抑郁症状风险存在显著关联[⑷,一项meta分析 显示有睡眠障碍的人抑郁症状风险是没有睡眠障碍的人的两倍卩]。老年人参与有 规律的运动或日常活动也与抑郁症状相关联。我国的一项随机对照试验发现打太 极拳的老年人抑郁症状风险更低[⑹。关于抑郁管理的系统综述显示,重度老年抑 郁症患者适当锻炼身体可以有效延缓病情,对于轻中度老年抑郁抑郁症患者,运 动疗法可以作为常规药物疗法的补充"I。一项前瞻性队列研究发现老年人参加聚 会、文艺和政治活动等频率越高,抑郁症状风险越低"I。还有研究发现不同的饮 食模式或饮食习惯的老年人抑郁症状风险不同。日本的一项研究结果显示相对于 其他饮食模式的老年人,日本饮食模式老年人抑郁症状患病风险更低"]。我国一 项分析饮食与抑郁症状关联关系的研究显示相比于西式饮食的人,我国传统蔬菜 谷物饮食者抑郁症状风险更低[内。除了上述老年人行为生活方式与抑郁症状相关 联外,也有研究显示在日常生活中吸烟和饮酒的老年人抑郁症状风险更高“a]。

1.3.3慢性病和功能状态

以往研究发现慢性病也是影响老年人抑郁症状风险的重要因素之一。一项包 含多个前瞻性队列研究的meta分析显示,老年人中风或脑血管疾病、听力受损、 视力障碍、心脏病和慢性肺病与抑郁症状相关联,老年人关节炎、高血压和糖尿 病与抑郁症状的关联关系并不明确01。一项针对黑色人种的研究发现,患关节炎 的老年人抑郁症状风险更高[22]oBisschop等人研究发现一些常见的慢性病与老年 人抑郁症状的关联关系可以被一些心理因素缓冲,例如老年人拥有伴侣和感觉不 那么孤独可能缓冲特定慢性病对抑郁症状的负面影响㈡】。老年人慢性病与抑郁症 状关联关系的机制复杂,对老年人的日常护理中需同时兼顾老年人生理和心理的 需求。老年人的功能状态也与抑郁症状存在关联关系。老年人抑郁症状与认知功 能和生活自理能力可能存在交互作用,Mehta等人在一项前瞻性队列研究中发现 基线ADL正常的老年人随访两年,抑郁症状与功能状态的下降没有关联关系; 但基线ADL受损的研究对象随访两年后,抑郁症状会增加功能状态下降的风险 Bl。一项韩国的研究结果显示老年人抑郁症状与咀嚼能力和睡眠状态相关联,咀 嚼能力差或睡眠不足的老年人抑郁症状风险更高©I

1.3.4亲友和社会支持以及负性生活事件

一项针对欧美人群的系统综述显示,社会支持在在一定程度上能有效预防抑 郁症状的发生和发展,且不同年龄人群抑郁症状发生与否与社会支持的大小和类 型有关系,如父母和亲友的支持对青少年时期抑郁症状影响最为明显;配偶、亲 友和工作对成年人抑郁症状有重要影响;配偶是否健在或者夫妻关系是否和谐是 影响老年人抑郁症状的重要因素[绚。Liu等人通过结构方程模型发现社会支持作 为一种重要的中介因素对老年人孤独发展到抑郁有重要的调节作用【27]。一项针对 老年人抑郁干预措施的系统综述显示,利用怀旧疗法对城市老年人干预能减少抑 郁症状风险陈]。Julien等人研究发现不同的社区特质对老年人抑郁症状风险有重 要影响,例如老年人所处社区邻居的经济状况、社区种族或民族组成、居住的稳 定性和老年人的集中度都对老年人抑郁症状风险存在关联关系[29】。以往研究发现 负性生活事件与抑郁症状存在关联关系,但不同时期负性生活事件与抑郁症状的 关联关系并不明确。一项小样本横断面研究发现老年人抑郁症状不仅与近期的负 性生活事件存在关联关系,也与老年人儿童期和成年期的负性生活事件相关联㈤]。 前瞻性队列研究和meta分析同样发现,负性生活事件对抑郁症状的影响是长期 的,儿童或者青少年时期经历的负面的社会环境,如性虐待、情感虐待和忽视都 有可能对成年甚至老年抑郁症状产生重要影响,但研究没有发现老年人近期的负 性生活事件与抑郁症状之间的关联关系[辽辺。

1.3.5体格检查与实验室检查指标

新加坡的一项前瞻性队列研究分别研究了体质指数、腰围和腰臀比与抑郁症 状的关系,结果显示体质指数与抑郁症状存在关联关系,且老年人高体质指数相 关的抑郁症状风险比低体质指数下降4.8%,研究没有发现腰围和腰臀比与抑郁 症状存在关联关系卩习。Yamamoto等人在一项纵向调查研究日本老年人牙齿数和 口腔健康与抑郁症状的关系,发现老年人牙齿数少、无牙齿和口腔健康不良均是 抑郁症状的危险因素"I。Kilavuz等人在一项横断面研究中发现老年人肌肉减少 症与抑郁症状存在负向关联关系,进一步提示老年人肌肉减少症可能是抑郁症状 的预测和筛查指标[均。以往关于实验室检查指标与老年人抑郁症状关系的研究较 少,少有的研究主要包含炎症、氧化应激和血细胞计数等指标与抑郁症状的关联 关系。Song等人在韩国社会生活、健康和老龄化健康检查队列研究中发现了老 年人抑郁与血清C■反应蛋白(CRP)的关联关系昭。然而Zhang等人研究我国 的CHARLS数据显示血清CRP与抑郁症状不存在关联关系mi。Shafiee等人分 别研究了血中平均白细胞和红细胞计数与抑郁症状的关系,发现白细胞和红细胞 计数越大,老年人抑郁症状越严重[网。

1.4常见的抑郁量表

现有研究所用抑郁量表种类较多,且随着流行病学的发展,更多研究者选择 以流调为目的的量表而非采用临床研究量表卩刃。CES-D量表、GDS量表、汉密 尔顿抑郁量表(HamiltonDepression Scale, HAMD)和贝克抑郁量表第2版(Beck DepressionInventory-II, BDI-II)等。所有量表均根据筛查界值判断调查对象的抑 郁状况。CES-D是评定中老年人心理健康水平的常用工具,1977年由Radloff编 制,最原始的量表有20个条目。1994年Andresen对量表进行改进,只留下10 个条目Ho】,分为4个维度,分别代表消极情绪、积极情绪、躯体症状和人际关系。 每个条目得分范围0〜3分,总分范围为0〜30分,所得分数越高,抑郁情绪 越重HU,分数N10为有抑郁症状。CES-D是评定老年人心理健康的常用工具,有 着较高的信度和效度[何。GDS由美国心理学家Brinkt和Yesavage于1982年编 制,被全球广泛用以测量老年人的抑郁水平[43]o 1986年Sheikh和Yesavage[44]在 30个条目的标准版本基础上设计出包含15个条目的简版老年抑郁量表(GDS・ 15),由于其更为简短和易于操作,简版抑郁量表作为GDS的替代同样得到临 床工作者和心理学研究者的肯定和广泛使用o该量表在老年人群中已被广泛使用, 主要涉及有慢性躯体疾病、认知障碍以及参与宗教信仰的老年人的研究。HAMD 主要用于抑郁严重程度和抗抑郁药物治疗效果的评价⑷,佝。BDI-II已在多种不同 文化背景下证实了其在成人H7]和青少年郎]中良好的信度和效度。

1.5结构方程相关概念

结构方程建模是一个通用的术语,是用样本数据评估实体理论的有效性。结 构方程模型包括为测量模型和结构模型。结构方程模型中测量模型估计一组观察 变量与其代表的潜变量关系的同时,结构模型分析各潜变量的关系,且潜变量的 关系估计不受测量误差的影响[倒。测量模型的基本目的是描述观测变量是否适合 作为潜变量或因子的测量手段。本研究用验证性因子分析(CFA)来检验观测变 量是否适合作为潜变量或因子。它们实际上是将观测变量作为因变量,相关潜变 量作为自变量的线性回归系数。结构模型可评估潜变量之间的相互关系。

潜变量指不能直接测量或无法直接观察得到的,只能以间接方式推论出来的 变量。作为“因啪勺潜变量又称为自变量或外生潜变量;作为“果沖勺潜变量称为因 变量或内生潜变量。潜变量通常用椭圆形表示。观测变量又被称为测量变量或外 显变量,即研究者可以直接测量获得的数据。外生潜变量的观察变量用符号“X" 表示,内生潜变量的观察变量用符号“Y,表示。观测变量通常用矩形表示。

在结构方程模型图中,没有箭头所指的变量为外生变量,与传统的自变量类 似。在结构方程模型图中,箭头所指变量通常为内生变量,与传统的因变量类似。

直接效应指由原因变量(可以是外生变量或内生变量)到结果变量(内生变量) 的直接影响,用相对应的路径系数来衡量直接效应。在结构方程中用单箭头表示。

间接效应指原因变量通过影响一个或者多个中介变量,对结果变量的间接影 响。当只有一个中介变量时,间接效应的大小是两个路径系数的乘积。总效应为 直接效应和间接效应相加所得的和。

1.6现有研究的不足

人口老龄化背景下的老年人抑郁症状被国内外研究者广泛关注,其日益升高 的疾病负担对世界各地社会经济的影响逐渐加深。为了有效预防抑郁症状、减少 抑郁相关疾病负担和提高老年人生活质量,早期识别抑郁症状可能的影响因素尤 为关键。现有老年人抑郁症状影响因素分析由于研究对象特征差异以及待纳入研 究的因素和所选择的统计学方法不同,使得不同情境下的研究证据尚不充分。现 有研究存在以下不足:(1)现有研究多以普通地区老年人或养老院等特定场所老 年人为研究对象,缺少全国范围典型长寿地区研究。(2)现有老年人抑郁症状影 响因素分析待研究的因素以社会学相关因素为主,缺少体格检查指标和实验室检 查指标与抑郁症状相关性分析。(3)现有研究有用logistic回归模型或线性回归 模型分析抑郁症状医学相关影响因素,也有研究运用结构方程模型分析抑郁症状 社会学相关影响因素,还有研究同时运用logistic回归模型和结构方程模型分析 抑郁症状的社会学或医学相关影响因素,但少有研究同时运用两种方法分析包含 了医学和社会学的多个维度的抑郁症状影响因素。

1.7本研究的目的和意义

本研究以中国8个长寿地区老年人为研究对象,通过描述不同性别和年龄段 抑郁症状的检出率,将进一步明确长寿地区老年人抑郁症状的流行特征。老年人 抑郁症状logistic回归模型中纳入可能影响因素不仅包括社会学因素,也包括老 年人饮食情况、慢性病、功能状态、体格检查指标和实验室指标等因素,因此研 究结果将显示老年人抑郁症状多个维度的影响因素。本研究在logistic回归模型 基础上,结合文献报道构建结构方程模型可进一步确定各影响因素之间以及各影 响因素与抑郁症状的之间的直接和间接关系。

第2章研究对象和方法

2.1研究对象

2.1.1调查现场

本次研究的调查现场为2017年中国老年健康影响因素跟踪调查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey, CLHLS )项目中经中国老年学会评选认定 的8个长寿地区。8个长寿地区包括江苏省南通市如东县、山东省烟台市莱州市、 河南省商丘市夏邑县、湖北省荆门市钟祥市、湖南省怀化市麻阳县、广西桂林市 永福县、海南省澄迈县和四川都江堰市。如图1所示

图1.1 “中国老年健康影响因素跟踪调查叮页目调查区域分布图

2.1.2研究对象纳入标准

  • 8个长寿地区中年龄大于等于65岁的老年人。
  • 8个长寿地区中所有自愿参加调查的百岁及以上老年人。
  • 8个长寿地区百岁以下年龄段老年人的选取原则为:每选择10位百 岁老年人,选择就近访问10位90〜99岁老年人,10位80〜89岁老年人,10位 70〜79岁老年人和5位65〜69岁老年人。如百岁老年人是上半年出生,则访问 男性90〜99岁老年人、男性80〜89岁老年人、和男性65〜79岁老年人。如百 岁老年人是下半年出生,则访问女性90〜99岁老年人、女性80〜89岁老年人和 女性65〜79岁老年人。

2.1.3研究对象排除标准

  • 研究对象与其他被访者有血缘和家庭关系。
  • 未按选取原则和方法调查的样本。
  • 研究对象存在重大身体疾病或神志不清。

2.2研究变量的定义

2.2.1老年人抑郁症状测定

本研究使用CES-D抑郁量表判定研究对象是否存在抑郁症状。该量表共包 括10个条目Ho】,每个条目得分范围0〜3分,总分范围为0〜30分。所得分数 越高,抑郁情绪越重⑷】。当调查对象V10分时被评估为正常,N10分时被评估为 存在抑郁症状。量表的10个条目分别为(1) “您会因一些小事而烦恼吗? (2) “您现在做事是不是很难集中精力? (3) “您是不是感到难过或压抑? " (4) “您 是不是觉得越老越不中用,做什么事都很费劲? ”(5)"您是不是对未来的生活 充满希望? " (6) “您是不是感到紧张和害怕? " (7) “您是不是觉得与年轻时一 样快活?叫8)“您是不是觉得孤独?叫9)“您是不是感到无法继续自己的生活? 55 (10) “您现在睡眠质量如何? S

2.2.2社会人口学特征

社会人口学特征指研究对象性别、年龄、居住地、受教育程度和在当地经济 条件。其中“有配偶咛旨婚姻状况中已婚且配偶健在,“无配偶咛旨分居、离婚、丧 偶和从未结过婚;“独居咛旨身边没有任何亲属也不在养老机构生活;“无教育经 历咛旨未接受教育或接受教育的时间不超过一年。本研究使用国际标准的生活满 意度来衡量主观幸福感[河O

2.2.3行为生活方式

行为生活方式指研究对象吸烟和饮酒情况、锻炼身体情况、是否参加文娱活 动、户外活动、社会活动以及新鲜蔬菜、新鲜水果、鱼类等海产品、豆制品和奶 制品的食用频率。其中“锻炼身体咛旨有规律的健身活动;“文娱活动"包括种花养 宠物、阅读书报、饲养家禽、家畜、打牌或打麻将或看电视听广播等。“社会活 动''是指参加社区或团体等有组织的活动;膳食频率评估中,“经常吃咛旨每周至 少摄入一次,“有时吃咛旨每月至少摄入一次,“几乎不吃吟旨摄入频率大于每个月 一次;“睡眠不足咛旨每天睡眠时间小于7小时冋。

2.2.4患慢性病情况和功能状态

本研究纳入分析的慢性病包括高血压、2型糖尿病、心脏病、脑卒中或脑血 管病、呼吸系统疾病、白内障、胃肠溃疡、关节炎、胆囊炎或胆结石。本研究纳 入分析的老年人功能状况包括视力、听力、认知功能状况、ADL和焦虑障碍。其 中“高血压咛旨收缩压>140mmHg (1 mmHg = 0.133 kPa),或者舒张>E>90 mmHg 或自我报告高血压且正在服药;“视力障碍''评估过程为已备好的圆形纸剪开一个 开口,若研究对象不戴眼镜不能正确识别圆形纸的开口方向即存在视力障碍;“2 型糖尿病咛旨空腹血糖>7mmol/L或自我报告糖尿病且正在服药。“认知功能障碍" 指简易认知量表(mini・mental state examination, MMSE)评价得分 V24 分[52,53]; “ADL失能”是指洗澡、穿衣、上厕所、室内活动、控制大小便或吃饭任何一项受 限[刑;本研究采用GAD-7量表评估老年人广泛性焦虑障碍,研究对象得分V10 分为有焦虑障碍少】。

2.2.5亲友和社会支持情况

本研究纳入分析的社会支持包括老年人是否有养老金、是否做常规体检、是 否享受社区服务、获得医疗服务情况。“享受社区服务咛旨享受“起居照料J “上门 看病、送药J “精神慰藉,聊天解闷J “日常购物J “社区娱乐活动J “法律援 助J “保健知识''和“处理家庭邻里纠纷"中的任何一项。“养老金"包括退休金和养 老保险金。“获得医疗服务咛旨老年人生病后能获得及时治疗或者重病后能有条件 到达医院治疗。本研究纳入分析的亲友支持包括老年人婚姻状态、是否独居和亲

友照顾情况。

2.2.6实验室指标检测

所有调查对象均采集5 ml空腹静脉血,肝素抗凝后分离血浆,在・20 °C条件 下运至首都医科大学临床检验中心完成统一检测。采用全自动血液分析仪检测血 常规;通过自动生化仪(Hitachi7180,瑞士罗氏公司),采用胆固醇氧化酶法测 定总胆固醇(TC),采用甘油磷酸氧化酶■过氧化物酶法测量甘油三酯(TG),采 用直接法测定高敏度脂蛋白胆固醇(HDL-C),采用免疫比浊法测定超敏C反应 蛋白(hs-CRP),采用尿酸酶比色法检测血尿酸(UA),采用黄卩票吟氧化酶法测 定血浆总SOD,采用硫代巴比妥酸法测定MDA。

2.3统计分析

本研究首先描述研究对象社会人口学特征、行为生活方式、患慢性病情况、 功能状况和社会支持情况,并分别比较可能的影响因素在有无抑郁症状组间差异 是否有统计学意义。若本研究定量变量满足正态分布,采用艮士s描述,组间比 较采用t检验;若定量变量不满足正态分布,采用M (P25, P75)描述,组间比较 采用Wilcoxon秩和检验。分类变量采用频数(%)描述,组间比较采用%2检验。 采用多因素logistic回归分析抑郁症状影响因素,具体方法为将单因素分析中P <0.10的变量通过“向前逐步回归"筛选纳入logistic回归模型中。多因素logistic 回归结果用优势比(oddsratio, OR)表示,双侧检验P<0.05为差异有统计学意 义。所有统计分析均使用SPSS 22.0软件。

本研究同时构建结构方程模型。构建结构方程模型包括四个步骤,分别为模 型假设、模型估计、模型评估和模型修正。老年人抑郁症状影响因素结构方程模 型构建过程如下:(1)结构方程模型假设需建立在科学理论基础上。本研究依据 第2章老年人抑郁症状影响因素多因素logistic分析有统计学意义的因素,以已 有文献为依据纳入单因素分析中有统计学意义的因素,将其统一纳入结构方程模 型中构建假设模型。(2)结构模型估计与多元回归不同,它不是极小化因变量拟 合值与观察值之间的差异,而是极小化样本方差/协方差与模型估计的方差/协方 差之间的差异。结构方程模型有多种估计方法,比较常见的是最大似然法(ML) 和加权最小二乘法(WLS)。ML估计法主要用于分析连续指标,当研究分类指 标时模型估计需要复杂的数值积分结算,不仅十分耗时,输出结果也不提供模型 拟合指数和模型修正指数,而WLS估计法可以规避上述问题。本研究内生观测 变量存在分类变量,因此本研究使用WLS法进行模型估计。(3)结构方程模型 评估分析的一个重要特征是在零假设基础上,对整体模型拟合进行检验,也就是 说评估模型估计的方差/协方差矩阵与观察样本方差/协方差矩阵之间的差异度。 常见的评估差异度的指标主要为绝对拟合指数和增值拟合指数。绝对评估指数包 括模型加值、拟合优度指数(GFI)、调整拟合优度指数(AGFI)、残差均方根 (RMR)、标化残差均方根(SRMR)、近似误差均方根(RMSEA)等。增值拟合 指数包括规范拟合指数(NFI)、Tucker-Lewis (TLI)和比较拟合指数(CFI)等。

各指标不同的适配度表示了模型不同拟合状况。一般情况下并不需要所有指标均 满足最佳适配度。Hu等人提出CFI>0.9, TLI>0.9, RMSEA<0.08和SRMRV 0.08即可满足适配条件。研究中样本量对%2值影响较大,研究结果可能拒接零假 设,因此%2值范围并不是模型估计的充分条件,但在研究中应报告咒2值和自由度 [殉。(4)在结构方程模型分析中,人们通常在现有理论、文献或先前研究的基础 上提出模型,然后用设定的模型来拟合可用的数据。这样初始模型常有设定不当 之处,因而需要寻找模型拟合不良的可能原因,确定导致模型设定错误的因素, 然后修正模型并用统一数据进行检验,此过程为模型修订。特别注意在模型修正 过程中需要有理论知识和实际诗句的基础上对模型进行调整,不能以改善模型拟 合度为目的单纯地增加或去除参数。结构方程模型采用Mplus &3.0软件分析。

2.4质量控制

本次调查实行严格的质量控制,统一对调查人员进行培训,健康体检人员选 择具有3年以上相关工作经验的县级地方工作人员。在调查过程中,调查员审 核全部问卷,发现问题者需补充调查,国家级或省级项目组进行现场督导和随机 质量抽查,抽查问卷份数占当地调查总样本数的5%以上。

2.5、技术路线

文献归纳总结与结构方程建模准备

基于理论构 建结构方程 假设模型

使用最小二 乘法估计模 型

使用多种差 异度指标评 估模型

结合理论知 识与适配要 求修正模型

模型假设

模型估计

模型评估

模型修正

图2.1技术路线图

构建老年人抑郁症状影响因素模型

第3章研究结果

3.1研究对象基本情况

3.1.1研究对象社会人口学特征

研究共纳入2 180名N65岁老年人,平均年龄为80.7±9.7岁。研究对象中男 性1096人,占总人数的50.3%,女性1084人,占总人数的49.7%。不同年龄段 研究对象占比不同,其中65〜79岁人数为913人,占总人数的41.9%, 80〜89 岁人数为591人,占总人数的27.1%, 90〜99岁人数为429人,占总人数的19.7%, 100岁及以上老年人为247人,占总人数的11.3%o研究对象中农村人口多于城 镇人口,其中居住在城镇的老年人为105人,占总人数的5.5%,居住在农村的 老年人为1808人,占总人数的94.5%O与当地处于富裕经济水平的老年人为491 人,占总人数的22.7%,经济水平一般的老年人为1455人,占总人数的67.1%, 贫穷的老年人为221人,占总人数的10.2%o详见表3.1。

表3.1研究对象社会人口学分布特征

基本特征 人数 构成比(%)
性别 男性 1096 50.3
女性 1084 49.7
年龄 65岁〜 913 41.9
80岁〜 591 27.1
90岁〜 429 19.7
100岁〜 247 11.3
居住地 城镇 59 2.7
农村 2121 97.3
有无教育经历 1101 50.5
1079 49.5
在当地的经济水平 富裕 491 22.7
一般 1455 67.1
贫穷 221 10.2

3.1.2研究对象不同行为生活习惯分布特征

研究对象日常生活习惯不同,其中吸烟的老年人为395人,占总人数的18.2%, 不吸烟的老年人为1781人,占总人数的81.8%o饮酒的老年人为396人,占总 人数的18.2%,不饮酒的老年人为1775人,占总人数的81.8%o日常锻炼身体的 老年人为481人,占总人数的22.1%,日常不锻炼的老年人为1673人,占总人 数的77.7%。每天睡眠时间不足的老年人为948人,占总人数的43.6%,睡眠时 间充足者为1225人,占总人数的56.4%。研究对象日常行为习惯也不同,其中 参加户外活动的老年人为1601人,占总人数的73.4%,不参加户外活动的老年 人为579人,占总人数的26.6%;参加文娱活动的老年人为366人,占总人数的 16.8%,不参加文娱活动的老年人1814人,占总人数的83.2%;参加社会活动的 老年人为204人,占总人数的9.4%,不参加社会活动的老年人为1966人,占总 人数的90.6%o详见表3.2。

表3.2研究对象行为生活习惯分布特征

行为生活习惯 人数 构成比(%)
是否吸烟 395 18.2
1781 81.8
是否饮酒 396 18.2
1775 81.8
是否锻炼身体 481 22.1
1673 77.7
是否参加户外活动 1601 73.4
579 26.6
是否参加文娱活动 366 16.8
1814 83.2
是否参加社会活动 204 9.4
1966 90.6
睡眠时间 不足 948 43.6
充足 1225 56.4

老年人日常膳食中,经常吃新鲜蔬菜的老年人为2015人,占总人数的92.7%,

有时吃新鲜蔬菜的老年人为119人,占总人数的5.5%,几乎不吃新鲜蔬菜的老年人为38人,占总人数的1.7%o经常吃新鲜水果的老年人为982人,占总人数 的45.2%,有时吃新鲜水果的老年人为708人,占总人数的32.6%,几乎不吃新 鲜水果的老年人为482人,占总人数的22.2%O经常吃肉类的老年人为1761人, 占总人数的80.9%,有时吃肉类的老年人为215人,占总人数的9.9%,几乎不吃 肉类的老年人为200人,占总人数的9.2%O经常吃鱼等海产品的老年人为1028 人,占总人数的47.3%,有时鱼等海产品的老年人为473人,占总人数的21.7%, 几乎不吃鱼等海产品的老年人为673人,占总人数的31.0%o经常吃蛋类的老年 人为1420人,占总人数的69.9%,有时吃蛋类的老年人为302人,占总人数的 13.9%,几乎不吃蛋类的老年人为343人,占总人数的16.2%o经常吃豆制品的 老年人为1134人,占总人数的52.2%,有时吃豆制品的老年人为521人,占总 人数的24.0%,几乎不吃豆制品的老年人为519人,占总人数的23.9%o经常吃 奶制品的老年人为663人,占总人数的30.5%,有时吃奶制品的老年人为215人, 占总人数的9.9%,几乎不吃奶制品的老年人为1286人,占总人数的59.5%。详 见表3.3o

表3.3研究对象膳食习惯特征

饮食习惯 人数 构成比(%)
新鲜蔬菜 经常吃 2015 92.7
有时吃 119 5.5
几乎不吃 38 1.7
新鲜水果 经常吃 982 45.2
有时吃 708 32.6
几乎不吃 482 22.2
肉类 经常吃 1761 80.9
有时吃 215 9.9
几乎不吃 200 9.2
鱼等水产品 经常吃 1028 47.3
有时吃 473 21.7
几乎不吃 673 31.0
蛋类 经常吃 1420 69.9
有时吃 302 13.9
几乎不吃 343 16.2

续表3.3研究对象膳食习惯特征

饮食习惯 人数 构成比(%)
豆制品 经常吃 1134 52.2
有时吃 521 24.0
几乎不吃 519 23.9
奶制品 经常吃 663 30.5
有时吃 215 9.9
几乎不吃 1286 59.5
3.1.3研究对象患慢性病和功能状况分布特征

研究对象中患高血压的老年人为1427人,占总人数的65.5%,没有高血压 的老年人为753人,占总人数的34.5%;有心脏病的老年人为243人,占总人数 的11.4%,没有心脏病的老年人为1894人,占总人数的88.6%;患脑卒中或脑血 管疾病的老年人为149人,占总人数的7.0%,没有脑卒中或脑血管疾病的老年 人为1985人,占总人数的93.0%;患呼吸系统疾病的老年人为192人,占总人 数的9.1%,没有呼吸系统疾病的老年人为1918人,占总人数的90.9%;患白内 障的老年人为149人,占总人数的7.0%,没有白内障的老年人为1982人,占总 人数的93.0%;患胃肠溃疡的老年人为67人,占总人数的3.1%,没有胃肠溃疡 的老年人为2075人,占总人数的96.9%;患关节炎的老年人为175人,占总人 数的&2%,没有关节炎的老年人为1971人,占总人数的91.8%;患胆囊炎或胆 结石的老年人为62人,占总人数的2.9%,没有胆囊炎或胆结石的老年人为2070 人,占总人数的97.1%。详见表3.4。

表3.4研究对象慢性病分布特征

慢性病 人数 构成比(%)
咼血压 1427 65.5
753 34.5
心脏病 243 11.4
1894 88.6
脑卒中或脑血管病 149 7.0
1985 93.0
续表3.4研究对象慢性病分布特征
慢性病 人数 构成比(%)
呼吸系统疾病 192 9.1
1918 90.9
白内障 149 7.0
1982 93.0
胃肠溃疡 67 3.1
2075 96.9
关节炎 175 8.2
1971 91.8
胆囊炎或胆结石 62 2.9
2070 97.1
2型糖尿病 266 12.2
1914 87.8

研究对象中存在认知功能障碍者为420人,占总人数的19.3%,没有认知功 能障碍的研究对象为1760人,占总人数的80.7%oADL失能的老年人为275人, 占总人数的12.6%, ADL正常的老年人为1905,占总人数的87.4%。存在焦虑障 碍的老年人为37人,占总人数的1.7%,不存在焦虑障碍的老年人为2129人, 占总人数的98.3%o听力正常的老年人为1548人,占总人数的28.6%,听力困难 的老年人为619人,占总人数的71.4%。视力正常的老年人为1588人,占总人 数的73.6%,视力障碍的老年人为571人,占总人数的26.4%O详见表3.5。

表3.5研究对象功能状态分布特征

基本特征 人数 构成比(%)
认知功能障碍 420 19.3
1760 80.7
日常生活自理能力 失能 275 12.6
正常 1905 87.4
焦虑障碍 37 1.7
2129 98.3
听力 正常 1548 28.6
困难 619 71.4
视力 正常 1588 73.6
障碍 571 26.4

3.1.4研究对象体格检查指标和临床指标分布特征

研究对象体格检查指标中,BMI均值为22.31kg/m2,TC均值为4.82mmol/L, TG均值为1.28mmol/L, HLD-C均值为1.42mmol/Lo研究对象实验室检查指标 结果如下:hs-CRP均值为1.27mg/L,UA均值为pimol/L, HCT的均值为39.70%, SOD 均值为 510U/L, MDA 均值为 3.88nmol/mlo 详见表 3.6。

表3.6研究对象体格检查和实验室指标均值

检测指标 M (P25, P75)
BMI (kg/m2) 22.31 (19.72, 24.97)
TC (mmol/L ) 4.82 (4.17,5.62)
TG (mmol/L ) 1.28 (0.93,1.66)
HLD-C (mmol/L) 1.42 (1.17, 1.77)
hs-CRP (mg/L) 1.27 (0.58,3.46)
UA (|imol/L) 328.0 (276.0,394.0)
HCT (%) 39.70 (37.20, 43.20)
SOD (U/L) 510.52 (430.87,580.39)
MDA (nmol/ml) 3.88 (3.17,4.92)

3.1.5研究对象亲友支持分布特征

研究对象有配偶者1104人,占总人数的50.6%,无配偶者1076人,占总人 数的49.4%O处于独居状态的研究对象355人,占总人数的16.7%,没有独居的 研究对象1773人,占总人数的83.6%o有配偶照顾的研究对象777人,占总人 数的36.1%,其他直系亲属照顾的研究对象1296人,占总人数的60.2%o详见表3.7。

表3.7研究对象亲友支持情况分布特征

亲友支持情况 人数 构成比(%)
有无配偶 1104 50.6
1076 49.4
是否独居 355 16.7
1773 83.3
亲友照顾 配偶 777 36.1
其他直系亲属 1296 60.2
旁系亲属和朋友 37 1.7
无人照顾 42 2.0

3.1.6研究对象社会支持分布特征

研究对象中,有养老金的老年人为663人,占总人数的30.9%,没有养老金 的老年人为1483人,占总人数的69.1%;做常规体检的老年人为1763人,占总 人数的81.2%,不做常规体检的老年人为409人,占总人数的18.8%;可获得医 疗服务的老年人为2116人,占总人数的97.6%,不能获得医疗服务的老年人为 52人,占总人数的2.4%。详见表3.8。

表3.8研究对象社会支持情况分布特征

社会支持情况 人数 构成比(%)
养老金 663 30.9
1483 69.1
做常规体检 1763 81.2
409 18.8
可获得医疗服务 2116 97.6
52 2.4
享受社区服务 1224 56.5
941 43.5

3.2研究对象抑郁症状现状

本研究发现中国8个长寿地区65岁及以上老年人抑郁症状检出率为15.0%, 其中男女性抑郁症状检出率分别为11.5%和18.5%O老年人抑郁症状检出率随年 龄增加出现先升高后下降的趋势,其中80〜89岁老年人抑郁症状检出率最高为 20.6%, 65〜79岁老年人抑郁症状检出率最低为9.2%。男性和女性抑郁症状分年 龄段检出率也随年龄增加出现先升高后下降的趋势。其中男性65〜79岁老年人、 80〜89岁老年人、90〜99岁老年人和大于等于100岁老年人抑郁症状检出率分别 为8.0%、17.2%、13.5%和4.6%。女性对应年龄段老年人抑郁症状检出率分别为 10.9%、24.4%、24.8%和 17.7%。详见表 3.9。

表3.9不同年龄和性别老年人抑郁症状检出率

年龄段 合计
n/N 检出率(%) n/N 检出率(%) n/N 检出率(%)
65岁〜 43/537 8.00 41/376 10.90 84/913 9.20
80岁〜 53/308 17.21 69/283 24.38 122/591 20.64
90岁〜 28/207 13.53 55/222 24.77 83/429 19.34
100岁〜 2/44 4.55 36/203 17.73 38/247 15.38
合计 126/1096 11.50 201/1084 18.54 327/218

0

15.00

3.3老年人抑郁症状影响因素分析

3.3.1老年人一般人口学特征与抑郁症状的相关性分析

研究结果显示不同年龄段老年人抑郁症状检出率差异有统计学意义(F-5.60, PV0.05)。不同性别研究对象的抑郁症状检出率存在统计学差异(咒2=21.22, P< 0.05),女性抑郁症状检出率高于男性。不同教育经历的研究对象抑郁症状检出率 存在统计学差异(咒2=36.20, PV0.05),有教育经历比无教育经历的研究对象抑 郁症状检出率低。不同经济条件的老年人的抑郁症状检出率存在统计学差异

(咒2=146.55, PV0.05),贫穷的老年人比富裕的老年人抑郁症状检出率高。研究 结果还显示不同生活满意度的老年人抑郁症状检出率存在统计学差异

(咒2=248.24, PV0.05),且生活满意度低的老年人比生活满意度高的老年人抑郁
症状检出率高。本研究未发现不同居住地的老年人抑郁症状检出率的统计学差异(xM.ll, P>0.05)o 详见表 3.10o

表3.10不同社会人口学特征的老年人抑郁症状检出情况

社会人口学特征 调查人数N 抑郁症状n 检出率(%) 必值 P
年龄 65岁〜 913 84 9.2 45.23 <0.001
80岁〜 591 122 20.6
90岁〜 429 83 19.3
100岁〜 247 38 15.4
性别 男性 1096 126 11.5 21.22 <0.001
女性 1084 201 1&5

续表3.10不同社会人口学特征的老年人抑郁症状检出情况

社会人口学特征 调查人数N 抑郁症状n 检出率(%) 必值 尸值
居住地 农村 2121 321 15.1 1.11 0.292
城镇 59 6 10.1
教育经历 1101 115 10.4 36.20 <0.001
1079 212 19.6
经济条件 富裕 491 39 7.9 146.55 <0.001
一般 1455 192 13.2
贫穷 221 92 41.6
生活满意度 1575 140 8.9 248.24 <0.001
604 186 30.8

3.3.2老年人生活行为习惯与抑郁症状的相关性分析

研究结果显示老年人饮酒与否的抑郁症状检出率差异存在统计学意义
(咒2=14.31, PV0.05),饮酒的老年人抑郁症状检出率低于不饮酒的老年人。老
年人是否锻炼身体抑郁症状检出率存在统计学差异(咒2=33.81, PV0.05),锻炼
身体老年人抑郁症状检出率低于不锻炼身体的老年人。老年人抑郁症状检出率在
是否参加户外活动、文娱活动和社会活动的差异有统计学意义。参加户外活动

(咒2=4.23, PV0.05)、文娱活动(咒2=24.36, PV0.05)和社会活动者(/2=10.38,

PV0.05)的老年人抑郁症状检出率更低。研究结果还显示睡眠时间是否充足的 老年人抑郁症状检出率差异有统计学意义(咒2=55.08, PV0.05),睡眠时间不足 的老年人抑郁症状检出率更高。本研究未发现老年人吸烟与否的抑郁症状检出率 存在统计学差异(咒2=0.42, P>0.05)o详见表3.11o

表3.11不同行为生活习惯的老年人抑郁症状检出情况

行为生活方式 调查人数N 抑郁症状n 检出率(%) 才值 尸值
是否吸烟 395 55 13.9 0.42 0.515
1781 271 15.2
是否饮酒 396 35 8.8 14.31 <0.001
1775 290 16.3
锻炼身体 481 32 6.7 33.81 <0.001
1673 291 17.4

续表3.11不同行为生活习惯的老年人抑郁症状检出情况

行为生活方式 调查人数N 抑郁症状n 检出率(%) Z2 尸值
参加户外活动 1601 225 14.1 4.23 0.040
579 102 17.6
参加文娱活动 1814 238 13.1 29.95 <0.001
366 89 24.3
参加社会活动 204 15 7.4 10.38 0.001
1966 311) 15.8
睡眠时间 充足 1225 123 10.0 55.08 <0.001
不足 948 204 21.5

本研究还比较了不同饮食习惯的老年人抑郁症状检出率存在统计学差异。结 果显示老年人经常吃新鲜蔬菜(咒2=36.17, PV0.05)、新鲜水果(咒2=24.20, P< 0.05)、肉类(咒2=10.82, PV0.05)、鱼类等水产品(%M0.85, PV0.05)、蛋类

(咒2=37.26, PV0.05)、豆制品(咒2=13.72, PV0.05)和奶制品(汽 13.41, P< 0.05)的抑郁症状检出率更低,各组间的差异有统计学意义。详见表3.12o

表3.12不同饮食习惯的老年人抑郁症状检出情况

饮食习惯 调查人数N 抑郁症状n 检出率(%) 才值 尸值
新鲜水果 经常吃 982 107 10.9 36.17 <0.001
有时吃 708 109 15.4
几乎不吃 482 110 22.8
新鲜蔬菜 经常吃 2015 281 13.9 24.20 <0.001
有时吃 119 31 26.1
几乎不吃 38 13 34.2
肉类 经常吃 1761 243 13.8 10.82 0.004
有时吃 215 40 18.6
几乎不吃 200 43 21.5
鱼类等水产品 经常吃 1028 111 10.8 30.85 <0.001
有时吃 473 77 16.3
几乎不吃 673 138 20.5
蛋类 经常吃 1520 184 12.1 37.26 <0.001
有时吃 302 56 18.5
几乎不吃 353 86 24.4

续表3.12不同饮食习惯的老年人抑郁症状检出情况

饮食习惯 调查人数N 抑郁症状n 检出率(%) z2 尸值
豆制品 经常吃 1134 160 14.1 13.72 0.001
有时吃 521 63 12.1
几乎不吃 519 103 19.8
奶制品 经常吃 663 73 11.0 13.41 0.001
有时吃 215 30 14.0
几乎不吃 1296 223 17.2

3.3.3老年人慢性病患病情况与抑郁症状的相关性分析

本研究分析了有无慢性病的老年人抑郁症状检出率差异。结果显示患呼吸系 统疾病者(咒2=7.89, PV0.05)、患胃肠溃疡者(咒2=9.89, PV0.05)、患关节炎者 (咒2=32.32, PV0.05)、2型糖尿病者(ZM.68, PV0.05)的老年人抑郁症状检 出率更高,差异有统计学意义。本研究未发现有无高血压者(咒2=0.25, P>0.05)、 心脏病者(咒2=0.14, P>0.05)、脑卒中或脑血管病者(咒2=1.53, P>0.05)、胆囊 炎或胆结石者(咒2=0.99, P>0.05)老年人抑郁症状检出率存在统计学差异。详 见表3.13o

表3.13不同慢性病患病状态的老年人抑郁症状检出情况

慢性病 调查人数N 抑郁症状n 检出率(%) Z2 尸值
高血压 1427 218 15.3 0.25 0.618
753 109 14.5
心脏病 243 38 15.6 0.14 0.708
1894 279 14.7
脑卒中或脑血管病 149 27 1&1 1.53 0.217
1985 286 14.4
呼吸系统疾病 192 42 21.9 7.89 0.005
1918 274 14.3
胃肠溃疡 67 19 2&4 9.89 0.002
2075 300 14.5
关节炎 175 52 29.7 32.32 <0.001
1971 270 13.7
胆囊炎或胆结石 62 12 19.4 0.99 0.319
2070 306 14.8
2型糖尿病 266 54 20.3 6.68 0.010
1914 273 14.3

3.3.4老年人功能状态与抑郁症状的相关性分析

本研究分别分析了老年人不同的功能状态抑郁症状检出情况。结果显示存在 认知功能障碍(咒2=26.74, PV0.05)、日常生活自理能力失能(咒2=5.31, PV0.05)、 焦虑障碍(咒2=110.89, PV0.05)、听力困难(咒2=14.72, PV0.05)、视力障碍

(咒2=24.52, PV0.05)的老年人抑郁症状检出率更高,各组间的差异有统计学意 义。详见表3.14o

表3.14不同功能状态的老年人抑郁症状检出情况

功能状态 调查人数N 抑郁症状n 检出率(%) 才值 尸值
认知功能 障碍 420 97 23.1 26.74 <0.001
正常 1760 230 13.1
日常生活自理能力 失能 275 54 19.6 5.31 0.021
正常 1905 273 14.3
焦虑障碍 37 28 75.7 110.89 <0.001
2129 292 13.7
听力 困难 619 121 19.5 14.72 <0.001
正常 1548 202 13.0
视力 障碍 571 121 21.2 24.52 <0.001
正常 1588 200 12.6

3.3.5老年人获得的亲友支持与抑郁症状的相关性分析

本研究分析了不同亲友支持情况的老年人抑郁症状检出率。结果显示有配偶 的老年人比无配偶的老年人抑郁症状检出率低(咒2=22.57, PV0.05),差异有统 计学意义。独居的老年人抑郁症状检出率高于非独居的老年人(咒2=16.04, P< 0.05),差异有统计学意义。研究还发现不同亲友照顾的老年人抑郁症状检出率存 在统计学差异,被配偶照顾的老年人相对于被其他亲属照顾的老年人抑郁症状检 出率低(咒2=25.15, PV0.05)。详见表 3.15o

表 3.15 获得不同亲友支持的老年人抑郁症状检出情况
亲友支持 调查人数N 抑郁症状n 检出率(%) 才值 尸值
1104 126 11.4 22.57 <0.001
有无配偶
1076 201 1&7
355 78 22.0 16.04 <0.001
是否独居
1773 242 13.6
亲友照顾 配偶 777 82 10.6 25.15 <0.001
其他亲属 1365 241 21.3

3.3.6老年人获得的社会支持与抑郁症状的相关性分析

本研究分析了获得不同社会支持的老年人抑郁症状检出情况。结果显示有养 老金(咒2=3.73, PV0.10)、可获得医疗服务(咒2=15.99, PV0.05)、能够享受社 区服务的老年人抑郁症状检出率更低(咒2=10.17, PV0.05),组间差异有统计学 意义。本研究未发现做常规体检者与不做常规体检的老年人抑郁症状检出率存在 统计学差异(咒2=2.56, P>0.05)o详见表3.16o

表3.16获得不同社会支持的老年人抑郁症状检出情况

社会支持 调查人数N 抑郁症状n 检出率(%) 才值 尸值
养老金 663 85 12.8 3.73 0.053
1483 238 16.0
做常规体检 1763 255 14.5 2.56 0.110
409 72 17.6
可获得医疗服务 2116 308 14.6 15.99 <0.001
52 18 34.6
享受社区服务 1224 158 12.9 10.17 0.001
941 168 17.9

3.3.7老年人实验室指标与抑郁症状的相关性分析

本研究分别分析多种实验室指标结果在有无抑郁症状组间差异。结果显示无抑郁症状老年人BMI比有抑郁症状老年人大(Z=4.37, PV0.05),差异有统计学
意义。存在抑郁症状的老年人HDL-C检测结果比无抑郁症状者大(Z=2.35, P<
0.05),差异有统计学意义。无抑郁症状老年人HCT检测结果高于抑郁症状老年
人(Z=3.70, PV0.05),差异有统计学意义。存在抑郁症状老年人SOD检测结果
高于无抑郁症状老年人(Z=1.72, PV0.10),差异有统计学意义。存在抑郁症状
老年人MDA检测结果高于无抑郁症状老年人(Z=2.36, PV0.05),差异有统计
学意义。本研究未发现 TC (Z=1.28, P>0.10)、TG (Z=1.62, P>0.10)、hs-CRP

(Z=1.55, P>0.10)和UA (Z=1.50, P>0.10)检测结果在有无抑郁症状组间差 异有统计学意义。详见表3.17o

表3.17不同实验室检测结果的老年人抑郁症状检出情况

体格检查指标 无抑郁症状

M (P25,P75)

有抑郁症状

M (P25,P75)

Z P
BMI 22.48 (19.92, 25.08) 21.52 (18.85, 24.24) 4.37 <0.001
TC 4.81 (4.16,5.61) 4.91 (4.23,5.79) 1.28 0.200
TG 1.27 (0.93, 1.66) 1.32 (0.96, 1.69) 1.62 0.105
HDL-C 1.41 (1.16, 1.75) 1.46 (1.20, 1.88) 2.35 0.019
hs-CRP 1.26 (0.56,3.36) 1.32 (0.63,4.11) 1.55 0.121
UA 329 (27& 396.25) 321 (267,382) 1.50 0.133
HCT 39.90 (37.40, 43.40) 39.67 (36.40,41.80) 3.70 <0.001
SOD 51.26 (43.75,58.39) 53.04 (45.39, 58.74) 1.72 0.086
MDA 3.87 (3.16, 4.87) 4.07 (3.30, 5.26) 2.36 0.018

注:连续性变量用M (P25, P75)描述

3.4老年人抑郁症状多因素logistic回归分析

将单因素有意义的变量通过“向前逐步回归”筛选后纳入多因素logistic回归 分析中。多因素logistic回归变量赋值详见表3.18o

表3.18多因素logistic回归变量赋值表
变量 赋值情况
抑郁症状 0二否;1二是
年龄 连续性变量
性别 1二男;2二女
有无配偶 1二有;2=无
独居 1=是;2二否
教育经历 1=无;2二有
饮酒 1=是;2二否
锻炼身体 1二是;2二否
户外活动 1二否;2二是
文娱活动 1=否;2=是
社会活动 1=否;2二是
睡眠时间 1二不足;2二充足
新鲜蔬菜 1二经常吃;2二有时吃;3二几乎不吃
新鲜水果 1二经常吃;2二有时吃;3二几乎不吃
肉类 1二经常吃;2二有时吃;3二几乎不吃
鱼类 1二经常吃;2二有时吃;3二几乎不吃
蛋类 1二经常吃;2二有时吃;3二几乎不吃
豆制品 1二经常吃;2二有时吃;3二几乎不吃
奶制品 1二经常吃;2二有时吃;3二几乎不吃
认知功能 1二正常;2二障碍
ADL 1二正常;2二失能
焦虑障碍 1二否;2二是
听力 1二困难;2二正常
视力 1二正常;2二障碍
续表3.18 多因素logistic回归变量赋值表
变量 赋值情况
呼吸系统疾病 1=是;2二否
白内障 1二是;2二否
胃肠溃疡 1二是;2二否
关节炎 1二是;2二否
2型糖尿病 1二是;2二否
养老金 1二有;2二无
医疗服务 1二有;2二无
亲友照顾 1二配偶; 2二其他直系亲属;3二旁系亲属和朋友;4二无人照顾
经济水平 1二富裕;2二一般;3二贫穷
社区服务 1二无;2二有
生活满意度 1二不满意;2二满意
BMI 连续性变量
HDL-C 连续性变量
HCT 连续性变量
SOD 连续性变量
MDA 连续性变量

多因素logistic回归结果显示老年人有过教育经历(020.660, 95%CI:

0.463〜0.941)、锻炼身体(ORF444, 95%CI: 0.274〜0.719)、享受社区服务 (020.707, 95% CI: 0.518〜0.966)抑郁症状检出率较低。老年人年龄越大 (021.023, 95%CI: 1.006〜1.041)、生活满意度低(OR=3.483 , 95%CI:

2.507〜4.839 )、睡眠不足(OR=1.934, 95%CI: 1.415 〜2.643 )、有焦虑障碍
(OR=17.720, 95%CI: 6.303〜49.816)、患呼吸系统疾病(OR=1.702, 95%CI:

1.052〜2.755)、患胃肠溃疡(OR=2.662, 95%CI: 1.337〜5.303)、患 2 型糖尿病 (OR=1.557, 95%CI: 1.003〜2.418)、经济条件差(OR=2.809, 95%CI: 1.610〜4.903)

抑郁症状检出率高。本研究还发现实验室检测指标SOD (OR=1.014, 95%CI:

1.003〜1.024)和 MDA (OR=1.026, 95%CI: 1.001 〜1.052)与老年人抑郁症状存 在关联关系。详见表3.19o

表3.19老年人抑郁症状影响因素的多因素Logistic回归分析结果

变量 P S x Wald x2 值 P OR (95%CI)
年龄 0.023 0.009 7.258 0.007 1.023 (1.006〜1.041)
有教育经历 -0.416 0.181 5.279 0.022 0.660 (0.463〜0.941)
生活满意度低 1.248 0.168 55.295 <0.001 3.483 (2.507〜4.839)
锻炼身体 -0.813 0.246 10.888 0.001 0.444 (0.274〜0.719)
睡眠不足 0.659 0.159 17.116 <0.001 1.934 (1.415〜2.643)
焦虑障碍 2.875 0.527 29.712 <0.001 17.720 (6.303〜49.816)
呼吸系统疾病 0.532 0.246 4.692 0.030 1.702 (1.052〜2.755)
患胃肠溃疡 0.979 0.352 7.758 0.005 2.662 (1.337〜5.303)
2型糖尿病 0.443 0.224 3.896 0.048 1.557 (1.003〜2.418)
经济条件一般 0.105 0.232 0.207 0.649 1.111 (0.706〜1.749)
经济条件差 1.033 0.284 13.215 <0.001 2.809 (1.610〜4.903)
享受社区服务 -0.346 0.159 4.730 0.030 0.707 (0.518〜0.966)
SOD 0.013 0.005 6.586 0.010 1.014 (1.003〜1.024)
MDA 0.025 0.013 3.848 0.050 1.026 (1.001 〜1.052)

3.5老年人抑郁症状影响因素结构方程模型

3.5.1老年人抑郁症状影响因素结构方程初始模型的构建

本研究拟参考以往文献、专业知识和第2章多因素logistic回归结果构建结 构方程假设模型。多因素logistic回归结果显示,研究对象年龄、有无教育经历、 生活满意度、锻炼身体、睡眠时间、焦虑障碍、是否有呼吸系统疾病、是否患胃 肠溃疡、是否患2型糖尿病、经济条件、是否享受社区服务、SOD和MDA均与 老年人抑郁症状存在关联关系。结构方程模型中,抑郁症状以实际得分进行分析, 其他各变量的赋值参照logistic模型赋值。为了使结构方程模型各路径设置更加 科学合理,本研究拟构建两个结构方程假设模型,分别评估这两个假设模型与数 据的适配程度,以进一步分析各影响因素与抑郁症状之间直接和间接关系。所构 建的两个结构方程模型如下:

(1)基于多因素logistic回归结果,老年人锻炼身体、经济条件和是否享受 社区服务与抑郁症状相关联。为了更全面的探讨上述三个因素所代表的可能影响 因素与抑郁症状的直接或间接关系,本研究在多因素logistic回归结果的基础上 以文献为依据适当补充单因素有意义的结果共同构建结构方程测量模型。老年人 锻炼身体与抑郁症状存在关联关系提示,老年人可能参与的日常活动与抑郁症状 存在路径关系。老年人经济条件和孚受社区服务与抑郁症状相关联提不,老年人 获得的亲友和社会支持可能与抑郁症状存在路径关系。因此在结构方程假设模型 构建过程中,分别以老年人是否有养老金、是否能获得医疗服务和是否能享受社 区服务为观测变量构建测量模型,并且以社会支持作为该测量模型的潜变量;以 是否独居、婚姻状况和亲友照顾为观测变量构建测量模型,以亲友支持作为该测 量模型的潜变量;以户外活动、休闲活动和社会活动为观测变量构建测量模型, 以日常活动作为该测量模型的潜变量。分别研究①社会支持一睡眠时间/焦虑障 碍/生活满意度T抑郁症状;②亲友支持T睡眠时间/焦虑障碍/生活满意度一抑郁 症状;③日常活动T睡眠时间/焦虑障碍/生活满意度一抑郁症状的路径关系。

  • 多因素logistic回归结果显示,老年人是否患有呼吸系统疾病、胃肠溃 疡和2型糖尿病与抑郁症状存在关联关系。根据以往文献报道呼吸系统疾病、胃 肠溃疡、2型糖尿病和关节炎的发病均可能与氧化应激有关,SOD和MDA也与 机体氧化应激相关联。因此本研究以呼吸系统疾病、胃肠溃疡、2型糖尿病和关 节炎为观测变量构建测量模型,并且以慢性病作为该测量模型的潜变量。分别研 究①SOD—抑郁症状;②MDA—抑郁症状;③SOD—慢性病—抑郁症状;④ MDA—慢性病—抑郁症状的路径关系。

3.5.1.1测量模型的构建依据

Kaplan等人将社会支持定义为:“一个人通过与他人的互动满足其基本社会 需求的程度S社会支持可以被视为从一个人的社会网络中获得的情感、工具和 经济援助3】。强化社会支持需从多个层面出发,其中改善老年人看病难、看不起 病的处境,在一定程度上保证老年人身体健康。养老金的发放可以为老年人提供 养老保障,缓解老年人生活方面的经济压力。社区定期举办老年活动,为老年人 提供关怀访视、生活陪伴、情感交流和心理咨询是在精神慰藉层面保障老年人健 康。结构方程假设模型以研究对象是否享受医疗服务、养老金和享受社区服务为

观测变量,以社会支持为潜变量构建测量模型。

居家养老是我国养老服务的主题方式,90%以上的老年人在家庭中度过晚年 生活,我国老年人家庭观念根深蒂固[斶。家庭在老年人晚年生活中发挥重要作用, 家庭成员是老年人重要的依赖主体,与儿女和亲戚的关系对老年人身心健康有重 要影响。在结构方程假设模型中以调查对象是否独居、婚姻状况和亲友照顾情况 为观测变量,以亲友支持为潜变量构建测量模型。

以往研究发现社会交往、锻炼身体和社团组织等活动对老年人生理和精神有 重要的影响,参与不同类型的活动有助于老年人的身心健康少削。因此结构方程 假设模型中以研究对象是否参与户外活动、社会活动和文娱活动为观测变量,以 日常活动为潜变量构建测量模型。

研究发现氧化应激在许多疾病的发生和发展过程中起重要作用⑹]。许多呼吸 系统疾病均与氧化应激存在关联关系。一项系统综述显示慢性阻塞性肺疾病与氧 化应激存在关联关系,可能由于体内氧化剂的暴露可显著增加肺对中性粒细胞弹 性蛋白酶损伤的敏感性2习。Bowler等人研究发现氧化应激还与过敏性肺部疾病 相关联2习。Augusto等人研究消化道疾病与氧化应激关系时发现胃炎由氧化应激 标志物TNF-a的表达有关a】。还有研究发现氧化应激还与糖尿病di和关节炎26] 存在关联关系。因此结构方程假设模型以老年人是否患有呼吸系统疾病、胃肠溃 疡、2型糖尿病和关节炎为观测变量,以慢性病为潜变量构建测量模型。

3.5.1.2结构模型的构建依据

黄俭强等人发现老年人睡眠质量与孤独和社会支持相关联。其中睡眠质量通 过入睡时间、睡眠时间、睡眠效率和睡眠障碍评估,社会支持通过SSRS社会支 持量表评估。该研究发现所有睡眠相关因素均与社会支持存在关联关系,老年人 缺少社会支持影响睡眠质量3】。以往研究社会支持与老年健康的关系时,社会关 系一般同时包括家庭和社区关系。本研究拟分别研究家庭因素和社区因素分别对 睡眠时间的影响。Obayon等人研究发现老年人在日常活动中表现活跃可能有效 对抗失眠,提示我们日常参与日常活动可能影响老年人睡眠时间仗】。睡眠时间与 抑郁症状的关系已在前文表述HQ]。基于以上研究,因此本研究拟分别分析社区 支持-睡眠时间一抑郁症状、亲友支持-睡眠时间-抑郁症状和参与日常活动-

睡眠时间一抑郁症状的路径关系。

本研究采用GAD-7量表评估老年人广泛性焦虑障碍少]。Luisa等人研究发 现老年人缺少社会支持与焦虑的发生有关。该研究中社会支持包括依赖于同事、 朋友、家人和教会成员的支持a】。Hiles等人分别评估了三个不同的活动水平指 标:体育参与、一般体育活动和久坐行为与焦虑之间的关系时,发现焦虑障碍患 者的体育参与和一般体育活动均较低,且更严重的焦虑障碍与更低的活动相关联。 Fletcher等人的一项研究发现进入老龄阶段的老年人身份认同发生变化,社会适 应力、预期的社会排斥或与他人交流机会减少可能增加焦虑和抑郁症状风险㈤]。 基于以上研究,我们假设老年人获得亲友支持、社会支持和参与日常活动情况均 可能影响焦虑状态,老年人焦虑与抑郁症状关系同样已在前文中表述"I"],因此 本研究拟分别分析社会支持-焦虑障碍一抑郁症状、亲友支持一焦虑障碍-抑郁 症状和参与日常活动一焦虑障碍一抑郁症状的路径关系。

本研究使用国际标准的生活满意度来衡量主观幸福感a】。Park等人通过研 究发现老年人获得较高的社会支持有利于生活满意度的提高。社会支持同样来自 于亲友、朋友和配偶。Yeung等人研究社会支持对老年人生活满意度的影响时发 现亲友支持对老年人生活满意度比朋友支持对老年人生活满意度的影响更大,且 与其他家庭成员关系密切时比疏远时对老年人生活满意度的影响更大⑴]。 Sugiyama等人研究发现户外环境为老年人提供了与大自然接触,与朋友和邻居 见面的机会,这些日常活动均有助于提高老年人的生活质量[74】。生活满意度与抑 郁症状的关系在上文中已有表述El。基于以上理论依据,本研究拟分别研究社会 支持-生活满意度一抑郁症状、亲友支持-生活满意度一抑郁症状和参与日常活 动-生活满意度一抑郁症状的路径关系。

上述拟构建的测量模型显示,老年人呼吸系统疾病、胃肠溃疡、2型糖尿病 和关节炎均与氧化应激存在关联关系。SOD在机体发生氧化应激时发挥重要作 用,SOD作为一种抗氧化酶通常与其他神经保护物质相互作用可以将ROS代谢 成毒性较小的分子,如SOD催化超氧化物代谢成毒性更小的H2O2的反应El。 MDA作为一种氧化应激产物,同样与机体氧化应激相关联"I SOD、MDA和慢 性病与抑郁症状的关联关系在前文中已有表述。因此本研究拟分别研究①SOD- 抑郁症状;②MDA—抑郁症状;③SOD—慢性病—抑郁症状;④MDA—慢性病

3.5.2结构方程模型结果与评估

本研究初始模型1共有3个潜在变量和13个观测变量,采用WLS法对构 建的初始模型进行拟合。老年人抑郁症状影响因素结构方程模型中各变量之间的 非标准化和标准化路径系数如表3.20所示。其中S.E.为估计值的标准误,C.R.为 路径系数与估计的标准误的比值。老年人睡眠时间、焦虑障碍、生活满意度和社 会支持对抑郁症状有直接影响(PV0.05),标准化路径系数分别为0142、0.246、 -0.235和-0.277,表明其他变量一定时,睡眠时间每增加一个单位老年人抑郁症 状风险减少0.142;焦虑障碍每增加一个单位,老年人抑郁症状风险增加0.246, 生活满意度每增加一个单位,老年人抑郁症状风险减少0.235;社会支持每增加 一个单位,老年人抑郁症状风险减少0.277o亲友支持对抑郁症状没有直接影响

(P>0.05)o社会支持和参与日常活动对老年人生活满意度有直接影响(PV0.05),
路径系数分别为0.680和0.477;亲友支持对老年人生活满意度的直接影响没有
统计学意义(P>0.05)o社会支持和参与日常活动对老年人睡眠时间有直接影响

(PV0.05),路径系数分别为0.442和-0.402;亲友支持对老年人睡眠时间的直接 影响没有统计学意义(P>0.05)o社会支持和参与日常活动对老年人焦虑障碍有 直接影响(PV0.05),路劲系数分别为・0.431和-0.290o亲友支持对老年人焦虑障 碍直接影响没有统计学意义(P>0.05)o

表3.20结构方程模型1路径分析结果

作用路径 ■非标准化系数 标准化系数 S.E. C・R・ P
外生变量 内生变量
社会支持 医疗服务 1.000 0.396 0.067 5.948 <0.001
社会支持 养老金 1.051 0.416 0.039 10.555 <0.001
社会支持 社区服务 0.429 0.170 0.037 4.648 <0.001
亲友支持 是否独居 1.000 0.712 0.024 29.750 <0.001
亲友支持 婚姻状况 1.397 0.994 0.017 57.048 <0.001
亲友支持 亲友照顾 1.208 0.875 0.047 18.446 <0.001
参与日常活动 户外活动 1.000 0.525 0.037 14.094 <0.001
参与日常活动 社会活动 1.272 0.668 0.053 12.534 <0.001
参与日常活动 文娱活动 1.665 0.875 0.047 18.446 <0.001
社会支持 抑郁症状 -3.085 -0.277 0.047 -6.320 <0.001
社会支持 生活满意度 0.769 0.680 0.184 3.690 <0.001
亲友支持 抑郁症状 -0.148 -0.026 0.042 -0.615 0.538
亲友支持 生活满意度 0.055 0.088 0.090 0.978 0.328
参与日常活动 生活满意度 0.406 0.477 0.159 3.001 0.003

续表3.20结构方程模型1路径分析结果

作用路径

外生变量 内生变量 -非标准化系数 标准化系数 S.E. C・R・ P
社会支持 睡眠时间 0.826 0.442 0.126 3.500 <0.001
亲友支持 睡眠时间 0.098 0.094 0.065 1.448 0.148
参与日常活动 睡眠时间 -0.566 -0.402 0.108 -3.707 <0.001
社会支持 焦虑障碍 -0.141 -0.431 0.122 -3.538 <0.001
亲友支持 焦虑障碍 -0.117 -0.096 0.058 -1.649 0.099
参与日常活动 焦虑障碍 -0.071 -0.290 0.106 -2.742 0.006
睡眠时间 抑郁症状 -0.786 -0.142 0.021 -6.670 <0.001
焦虑障碍 抑郁症状 7.803 0.246 0.040 6.220 <0.001
生活满意度 抑郁症状 -2.151 -0.235 0.022 -10.665 <0.001

模型2以呼吸系统疾病、胃肠溃疡和2型糖尿病为内生观测变量,慢性病作 为外生潜变量构建测量模型。用慢性病、SOD、MDA和抑郁症状构建结构方程 模型。结果显示老年人SOD和MDA对慢性病有直接影响,标准化路径系数分 别为0.181和0.204 (PV0.05)。老年人慢性病对抑郁症状有直接影响,标准化路 径系数为0.343 (PV0.05)。本模型未发现老年人SOD和MDA对抑郁症状有直 接影响(P>0.05)o详见表3.21o

表3.21结构方程模型2路径分析结果

作用路径

外生变量 内生变量 非标准化系数 标准化系数 S.E. C・R・ P
慢性病 呼吸系统疾病 1.000 0.290 0.082 3.547 <0.001
慢性病 胃肠溃疡 1.149 0.332 0.106 3.122 <0.001
慢性病 关节炎 1.882 0.542 0.113 4.811 <0.001
慢性病 2型糖尿病 0.212 0.062 0.082 0.755 0.450
SOD 慢性病 0.003 0.181 0.043 4.201 <0.001
MDA 慢性病 0.011 0.204 0.056 3.662 <0.001
慢性病 抑郁症状 4.836 0.343 0.077 4.466 <0.001
SOD 抑郁症状 0.003 0.011 0.035 0.332 0.740
MDA 抑郁症状 0.022 0.030 0.039 0.784 0.433

社会支持不仅对对抑郁症状有直接效应,还可以通过睡眠时间、焦虑障碍和 生活满意度间接影响抑郁症状,间接效应为-0.329,其中社会支持通过睡眠时间 对抑郁症状作用的间接效应为-0.063,社会支持通过焦虑障碍对抑郁症状作用的 间接效应为-0.106,社会支持通过生活满意度对抑郁症状作用的间接效应为. 0.160o 详见表 3.22o

表3.22老年人获得社会支持对抑郁症状的间接效应
效应分类 路径系数 S.E. C・R P
总效应 -0.628 0.074 -8.469 <0.001
直接效应 -0.298 0.047 -6.320 <0.001
间接效应
社会支持一睡眠时间一抑郁症状 -0.063 0.020 -3.163 0.002
社会支持T■焦虑障碍T■抑郁症状 -0.106 0.036 -2.918 0.004
社会支持T生活满意度T抑郁症状 -0.160 0.045 -3.587 <0.001

亲友支持对抑郁症状间接作用没有统计学意义(表3.23 )o老年人参与日常 活动通过睡眠时间、焦虑障碍和生活满意度间接影响抑郁症状,间接效应为-0.126, 其中老年人参与日常活动通过睡眠时间对抑郁症状作用的间接效应为0.057,通 过焦虑障碍对抑郁症状作用的间接效应为-0.071,通过生活满意度对抑郁症状作 用的间接效应为-0112o详见表3.24o

表3.23老年人获得亲友支持对抑郁症状的间接效应

效应分类 路径系数 S.E. C・R P
总效应 -0.083 0.068 -1.229 0.219
直接效应 -0.026 0.042 -0.615 0.538
间接效应
苯友支持一睡眠时间一抑郁症状 -0.013 0.009 -1.445 0.148
苯友支持f焦虑障碍^抑郁症状 -0.024 0.015 -1.622 0.105
亲友支持-生活满意度一抑郁症状 -0.021 0.021 -0.987 0.324

表3.24老年人参与日常活动对抑郁症状的间接效应

效应分类 路径系数 S.E. C.R P
总效应 -0.126 0.072 -1.751 0.001
间接效应
参与日常活动-睡眠时间一抑郁症状 0.057 0.018 3.119 0.002
参与日常活动一焦虑障碍-抑郁症状 -0.071 0.030 -2.359 0.018
参与日常活动-生活满意度-抑郁症状 -0.112 0.039 -2.852 0.004

老年人SOD对抑郁症状间接作用有统计学意义(PV0.05), SOD通过慢性 病对抑郁症状的间接作用标准化路径系数为0.062o详见表3.25o老年人MDA对 抑郁症状间接作用有统计学意义(PV0.05), MDA通过慢性病对抑郁症状的间 接作用标准化路径系数为0.070o详见表3.26o

表3.25老年人SOD对抑郁症状的间接效应

效应分类 路径系数 S.E. C・R P
总效应 0.074 0.030 2.469 0.014
间接效应
SOD—慢性病—抑郁症状 0.062 0.024 2.548 0.011

表3.26老年人MDA对抑郁症状的间接效应

效应分类 路径系数 S.E. C・R・ P
总效应 0.100 0.025 3.990 <0.001
间接效应
MDA—慢性病—抑郁症状 0.070 0.029 2.381 0.017

结果显示模型1的才值为264.61,自由度为51, RMSEA值为0.044, CFI值 为0.98, TLI值为0.97, SRMR值为0.07。结构方程假设模型1与实际数据基本 适配。模型2评估结果显示才值为28.39,自由度为11, RMSEA值为0.03, CFI 值为0.83, TLI值为0.69, SRMR值为0.07。结构方程模型2与实际数据适配欠 佳。

3.5.3结构方程模型的修正

初始结构方程模型1中,亲友支持对抑郁症状影响的总效应和间接效应均没 有统计学意义(P>0.05)o因此新的结构方程模型删除亲友支持这一潜变量。初 始结构方程模型2测量模型中2型糖尿病作为内生变量,慢性病作为外生变量的 路径关系没有统计学意义(P>0.05),模型修正时,将该测量模型中2型糖尿病 后,重新构建老年人抑郁症状影响因素结构方程模型。

图3.5修正后的结构方程模型1

图3.6修正后的结构方程模型2

修正后的模型1结果显示老年人睡眠时间、焦虑障碍、生活满意度和社会支 持对抑郁症状有直接影响(PV0.05),标准化路径系数分别为-0.138>0.249>-0.244 和-0.282,表明其他变量一定时,睡眠时间每增加一个单位老年人抑郁症状将减 少0.138;焦虑障碍每增加一个单位,老年人抑郁症状风险增加0.249,老年人生 活满意度每增加一个单位,抑郁症状风险减少0.244;社会支持每增加一个单位, 老年人抑郁症状风险减少0.282o社会支持和参与日常活动对老年人生活满意度 有直接影响(PV0.05),路径系数分别为0.588和0.442;亲友支持对老年人生活 满意度的直接影响没有统计学意义(P>0.05)o社会支持和参与日常活动对老年 人睡眠时间有直接影响(PV0.05),路径系数分别为0.432和-0.437;亲友支持对 老年人睡眠时间的直接影响没有统计学意义(P>0.05)o社会支持和参与日常活 动对老年人焦虑障碍有直接影响(PV0.05),路劲系数分别为0363和-0.280o亲

友支持对老年人焦虑障碍直接影响没有统计学意义(P>0.05)o详见表3.27。

表3.27修正后结构方程模型1路径分析结果

作用路径

外生变量 内生变量 '非标准化系数 标准化系数 S.E. C・R・ P
社会支持 医疗服务 1.000 0.288 0.078 3.678 <0.001
社会支持 养老金 1.521 0.437 0.041 10.686 <0.001
社会支持 社区服务 0.851 0.245 0.039 6.252 <0.001
参与日常活动 户外活动 1.000 0.579 0.039 14.975 <0.001
参与日常活动 社会活动 1.343 0.778 0.059 13.179 <0.001
参与日常活动 文娱活动 1.265 0.733 0.044 16.672 <0.001
社会支持 抑郁症状 -4.016 -0.282 0.032 -8.752 <0.001
社会支持 生活满意度 0.916 0.588 0.141 4.183 <0.001
参与日常活动 生活满意度 0.342 0.442 0.142 3.122 0.002
社会支持 睡眠时间 1.112 0.432 0.113 3.818 <0.001
参与日常活动 睡眠时间 -0.558 -0.437 0.112 -3.886 <0.001
社会支持 焦虑障碍 -0.163 -0.363 0.104 -3.488 <0.001
参与日常活动 焦虑障碍 -0.063 -0.280 0.102 -2.763 0.006
睡眠时间 抑郁症状 -0.761 -0.138 0.021 -6.524 <0.001
焦虑障碍 抑郁症状 7.889 0.249 0.040 6.221 <0.001
生活满意度 抑郁症状 -2.227 -0.244 0.021 -11.535 <0.001

修正后的模型2结果显示老年人SOD和MDA对抑郁症状有直接影响(P< 0.05),标准化路径系数分别为0.186和0.222,表明其他变量一定时,SOD每增 加一个单位老年人抑郁症状风险增加0.186,或其他变量不变时,MDA每增加一 个单位老年人抑郁症状风险增加0.222o老年人慢性病对抑郁症状有直接影响(P <0.05),标准化路径系数为0.371,表明其他变量不变时,慢性病系数每增加一 个单位,抑郁症状风险增加0.371。详见表3.28o

表3.28修正后结构方程模型2路径分析结果

作用路径 非标准化系数 标准化系数 S.E. C.R. P
外生变量 内生变量
慢性病 呼吸系统疾病 1.000 0.278 0.081 3.421 0.001
慢性病 胃肠溃疡 1.169 0.324 0.107 3.020 0.003
慢性病 关节炎 1.848 0.510 0.112 4.556 <0.001
SOD 慢性病 0.003 0.186 0.047 3.919 <0.001
MDA 慢性病 0.011 0.222 0.062 3.591 <0.001
慢性病 抑郁症状 5.463 0.371 0.088 4.245 <0.001

修正后的模型1显示社会支持通过睡眠时间、焦虑障碍和生活满意度间接影 响抑郁症状,间接效应为-0.294o其中社会支持通过睡眠时间对抑郁症状作用的 间接效应为-0.060,社会支持通过焦虑障碍对抑郁症状作用的间接效应为-0.090, 社会支持通过生活满意度对抑郁症状作用的间接效应为-0.143o详见表3.29o

表3.29修正后老年人社会支持对抑郁症状的间接效应

效应分类 路径系数 S.E. C・R・ P
总效应 -0.576 0.056 -10.361 <0.001
直接效应 -0.282 -0.032 -8.752 <0.001
间接效应
社会支持一睡眠时间一抑郁症状 -0.060 0.018 -3.381 0.001
社会支持f焦虑障碍T•抑郁症状 -0.090 0.031 -2.880 0.004
社会支持-生活满意度-抑郁症状 -0.143 0.035 -4.117 <0.001

修正后的模型1显示老年人参与日常活动对抑郁症状有间接效应(PV0.05)。 老年人参与社会活动通过睡眠时间、焦虑障碍和生活满意度间接影响抑郁症状, 间接效应为-0.118,其中老年人参与日常活动通过睡眠时间对抑郁症状作用的间 接效应为0.060,通过焦虑障碍对抑郁症状作用的间接效应为-0.071,通过生活满 意度对抑郁症状作用的间接效应为-0108o详见表3.30o

表3.30修正后老年人参与日常活动对抑郁症状的间接效应

效应分类 路径系数 S.E. C・R P
总效应 -0.118 0.065 -1.815 <0.001
间接效应
参与日常活动T睡眠时间f抑郁症状 0.060 0.018 3.265 0.001
参与日常活动T焦虑障碍-抑郁症状 -0.070 0.029 -2.391 0.017
参与日常活动一生活满意度一抑郁症状 -0.108 0.035 -3.037 0.002

修正后的模型2显示老年人SOD对抑郁症状间接作用有统计学意义(P<

0.05), SOD通过慢性病对抑郁症状的间接作用标准化路径系数为0.074o详见表

3.31o老年人MDA对抑郁症状间接作用有统计学意义(PV0.05), MDA通过慢 性病对抑郁症状的间接作用标准化路径系数为O.lOOo详见表3.32o

表3.31老年人SOD对抑郁症状的间接效应

间接效应 路径系数 S・E・ C・R・ P
SOD—慢性病—抑郁症状 0.074 0.030 2.469 0.014
表3.32老年人MDA对抑郁症状的间接效应
间接效应 路径系数 S・E・ C・R P
MDA—慢性病—抑郁症状 0.100 0.025 3.990 <0.001

修正后的模型1评估结果显示模型修正后的才值为125.64,自由度为27,

RMSEA 值为 0.041, CFI 值为 0.901, TLI 值为 0.934, SRMR 值为 0.06。结构方 程与实际数据适配情况良好。修正后的模型2评估结果显示模型修正后的才值为 125.64,自由度为 27, RMSEA 值为 0.010, CFI 值为 0.999, TLI 值为 0.990, SRMR值为0.025o结构方程与实际数据适配情况良好。

第4章讨论

4.1老年人抑郁症状的检出率

本研究发现我国8个长寿地区65岁及以上老年人抑郁症状检出率为15.0%, 男性和女性的抑郁症状检出率分别为11.5%和18.5%o老年人抑郁症状检出率随 年龄升高呈现先增加后减少的趋势。一项纳入81项研究的meta分析显示中国老 年人抑郁症状检出率为23.6%,该meta分析纳入研究的调查对象年龄分布包含 55岁及以上老年人、60岁及以上老年人和65岁及以上老年人。本研究与上述研 究抑郁症状检出率存在差异可能由于不同研究的调查对象年龄分布不同。2013- 2014年CHARLS调查结果显示我国60岁及以上老年人普通老年人抑郁症状检 出率为32.55%切。本研究显示出不同的抑郁症状检出水平可能由于研究现场的 不同。长寿地区高龄老年人在总人群中的占比高于普通地区高龄老年人,尤其百 岁以上老年人明显多于其他地区,且以往研究也发现不同年龄段老年人抑郁症状 检出率也存在差异,以上可能是本研究抑郁症状检出率与CHARLS研究结果存 在差异的主要原因。

4.2老年人抑郁症状的影响因素

本研究发现老年人抑郁症状影响因素包括社会人口学特征、行为生活方式、 患慢性病情况、功能状况和社会支持等相关因素。其中,抑郁症状相关社会人口 学因素包括年龄、教育经历、经济条件和生活满意度。以往研究发现性别也与老 年人抑郁症状存在关联关系,本研究单因素分析中发现性别与抑郁症状存在关联, 但没有进入最终的多因素Logistic回归模型中,可能由于性别被其他社会人口学 因素所解释有关。本研究所发现老年人抑郁相关行为生活方式包括锻炼身体情况 和睡眠时间。以往已有研究显示老年人锻炼身体和睡眠时间与抑郁症状存在关联 关系,本研究针对长寿地区老年人进一步得出了相似的结论。也有研究显示不同 饮食模式作为老年人抑郁症状的重要影响影响,本研究没有发现饮食与抑郁症状 存在关联。本研究发现老年人抑郁相关慢性病和功能状况包括呼吸系统疾病、胃 肠溃疡、2型糖尿病和焦虑障碍。其中2型糖尿病和焦虑障碍与抑郁症状的关系 已被大多数研究所证实。以往较少有研究发现老年人患有呼吸系统疾病和胃肠溃 疡与抑郁症状存在关联关系。与以往多数研究结果相一致,本研究同样发现老年 人抑郁症状与享受社区服务存在关联关系-以往研究发现老年人体格检查指标与 抑郁症状存在关联关系,本研究分别研究了老年人BMI、TG、TC和HDL-C与 抑郁症状的关系,单因素研究结果显示老年人BMI与HDL-C与抑郁症状存在关 联,但两者没有进入最终的多因素Logistic回归模型中。本研究结合以往文献报 道和现有实验室检测数据分别分析CRP、UV、HCT、MDA、hs-SOD与抑郁症 状的关联关系,单因素研究发现HCT、MDA、hs・SOD与抑郁症状存在关联关系, MDA、hs-SOD进入最终的logistic回归模型中。

4.2.1老年人社会人口学因素与抑郁症状的关系

Wong等人研究发现香港老年人社会经济地位与抑郁症状存在关联关系,较 低的经济条件与高抑郁症状风险相关联。该研究也发现自我感觉社会经济地位低 对抑郁的影响可能比社会经济地位客观测量的影响更强"I。Muramatsu在研究美 国不平等的收入时发现同一区域老年人的不平等收入会增加抑郁症状的患病风 险el。在某种程度上,收入不平等造成人们主观上的相互不信任,导致在这一区 域或社区内老年人人际关系不良,患有多种疾病的老年人可能会加剧这种紧张的 人际关系o本研究以老年人自我感觉经济状况作为衡量老年人经济条件的重要指 标,同样发现老年人经济条件差与抑郁症状风险相关联。

一项meta分析表明老年人年轻时受教育程度越低,晚年抑郁的风险越大〔阿。 老年人受教育程度与晚年抑郁关联原因尚不清楚。研究表明,受教育程度较低的 老年人自我效能感和认知功能较弱。较低的自我效能感和认知功能可能导致较高 的抑郁风险,其他未知因素也可能起作用。以往也有研究关于生活满意度与抑郁 症状的关系。过去认为生活满意度被认为是生活质量的主观表达,而心理健康和 身体机能是生活满意度的预测因子El。Lue等人在台湾进行的一项纵向研究分析 抑郁症状的影响因素,发现生活满意度高与较低的老年人抑郁症状风险相关联。 本研究以老年人主观上对生活的满意度作为衡量标准,同样发现了与上述研究相 同的结果。

4.2.2老年人行为生活方式与抑郁症状的关系

Isaac等人在一项队列研究中发现老年人参与较高的社会活动与较低的抑郁 症状风险相关联⑻]。Dickens等纳入随机对照试验和准实验研究的系统综述发现 老年人参与社会活动或发展恰当的社会关系对保持健康状况和提高生活满意度 均具有重要意义區]。该研究对解释老年人参与社会活动可降低抑郁症状的风险有 重要意义。一项纳入148项纵向研究的meta分析报告显示,拥有强大社会关系 的老年人的死亡率降低了 50%o该综述同时考虑了个体社会环境(如孤独、社会 孤立等)概念上不同的度量阴1。基于上述研究思路,本研究分别将老年人参加文 娱活动、户外活动和社会活动纳入了抑郁症状影响因素研究。单因素分析结果显 示上述三项活动均与老年人抑郁症状存在关联关系,但多因素logistic回归中并 没有包含上述三个因素,可能上述三个因素与抑郁症状的关系被锻炼身体所解释。

Penninx等人研究发现老年人适当的锻炼身体与较低的抑郁症状检出风险相 关阳]。在研究老年人抑郁症状的管理时,Kok等人发现老年人群适当锻炼身体可 有效延缓重度老年人抑郁症状的发展进程,对于轻中度抑郁症状,运动疗法可作 为常规药物疗法的补充[17]。老年人锻炼身体与抑郁症状的负向关联关系可能由于 老年人适当运动可降低心脏病、糖尿病和高血压等疾病的常见慢性病的患病风险, 进而改善老年人心理和生理健康状况。

老年人睡眠状态也与抑郁症状相关联。Jaussent等人发现失眠导致抑郁症状 风险增加[呵,Yokoyama等人进一步分析老年人失眠亚型与抑郁症状的关系,发 现老年人入睡困难与抑郁症状存在关联关系,而早起或者难以维持睡眠状态均与 抑郁症状无显著关联[⑷。睡眠不足导致抑郁症状的机制可能由于老年人睡眠时间 不足时影响睡眠一觉醒神经回路功能导致情绪的改变,或老年人睡眠不足可直接 刺激大脑特定区域,导致老年人情绪异常进而影响抑郁症状"I。与上述研究结果 类似,本研究同样发现睡眠不足的老年人有较高的抑郁症状检出率。

4.2.3老年人慢性病和功能状态与抑郁症状的关系

Groot通过meta分析发现糖尿病患者抑郁症状的患病风险是非糖尿病患者 的两倍[旳,Chau研究老年人糖尿病与抑郁症状的关系时发现,老年人糖尿病患 者抑郁症状的患病风险是非糖尿病患者的1.7倍比7]。与上述研究结果相类似,本 研究发现老年人2型糖尿病与抑郁症状存在关联关系。糖尿病可能增加老年人视 力障碍风险或改变老年人饮食模式从而增加抑郁症状的风险,因此今后可以开展 包括身体、功能、心理、营养和社会等方面的老年人综合评估,以指导糖尿病的 管理,进而有效降低老年人抑郁症状风险。Vileikyte等人研究发现糖尿病周围神 经病变患者抑郁症状患病风险更高,提示糖尿病周围神经病变在抑郁发生发展过 程的作用,可能为我们预防糖尿病患者相关抑郁症状提供了新的思路应1

以往少有研究发现老年人胃肠溃疡与抑郁症状存在关联关系,本研究发现了 两者的关联关系,但胃肠溃疡与抑郁症状之间的因果关系并不明确,需要更多的 前瞻性队列研究加以证实。以往就有研究发现老年人焦虑与抑郁症状的存在关联 关系"I"]。本研究结果同样显示老年人抑郁与焦虑障碍相关联。很多情形下老年 人焦虑障碍与抑郁症状同时存在,超过80%的焦虑受访者同时患有抑郁症,而只 有4%的非抑郁受访者表现出任何焦虑症状,但焦虑和抑郁症状出现的先后顺序 存在争议[72]。一项前瞻性队列研究发现抑郁症状与关节炎的疼痛程度相关联,对 常见慢性病和社会学因素进行校正后,这种关联关系仍然显著留],可能由于关节 炎疼痛的变化可能对老年人情绪变量有重要影响o本研究未发现关节炎与抑郁症 状的关联关系。

4.2.4老年人亲友和社会支持相关因素与抑郁症状的关系

Cacioppo进行的研究发现老年人孤独可作为抑郁症状的特定危险因素Ho】, 且在横断面和队列研究中均发现了两者的关联关系。孤独与抑郁症状关系的可能 推论为:经历社会排斥或丧亲之痛而感到孤独的人,会感到威胁和焦虑的情绪状 态,这种情绪状态促使他们试图重新建立社会联系,从负面影响中解脱出来,以 促进他们在一个可能充满敌意的世界中生存下去。根据以上推论本研究假设独居 满足上述推论,因此将其作为可能的抑郁症状影响因素纳入研究,假设长期独居 的老年人抑郁症状风险高,单因素分析结果显示独居与抑郁症状相关联,但独居 没有进入最终的Logistic回归模型中,可能由于独居被老年人年龄或经济条件等 其他变量所解释。

CHOU在一项横断面研究中发现老年人所获得的社会支持与抑郁症状风险 存在关联关系。社会支持是一个多维度的概念,中国老年人中来自亲友的支持比 来自朋友的支持更重要。同时对社会支持的满意度也与抑郁症状风险相关联Hl。 社会支持通常可以有力地预测基线时没有抑郁的人的抑郁程度的变化,但对于那 些已经处于抑郁状态的人来说,社会支持是无关紧要的。其次,对支持的满意度 是一个更有力的预测抑郁状态的结果[92】。社会支持可能通过降低皮质醇水平来减 轻压力,从而影响神经内分泌来缓解抑郁症I》】。此外,更大的社会支持也可能鼓 励老年人更多的参加体育活动,增加药物依从性或增强老年人的自尊和应对技能 从而减小抑郁症状风险Bl。与以往研究结果类似,本研究发现能够享受社区服务 的老年人抑郁症状风险更低。本研究所指的社区服务既包括了与他人的联系,也 包括了所享受的精神的满足。本研究中还研究了养老金和医疗服务与抑郁症状的 关系,在单因素分析中老年人是否有养老金和是否享受医疗服务与抑郁症状存在 关联关系,但上述两个因素并未进入最终的多因素logistic模型。

4.2.5老年人实验室指标与抑郁症状的关系

以往研究发现实验室检测指标可以作为抑郁症状产生、发展和治疗过程中重 要的生物标志物。比较常见的指标分为两大类:炎症与免疫学指标和氧化应激指 标。其中常见的炎症与免疫学指标包括CRP、hc-CRP> a肿瘤坏死因子(TNF・ a)和白介素・6 (IL-6)等细胞因子、红细胞沉降率(ESR)等。常见的氧化应激 指标包括MDA、SOD、前列腺素和谷胱甘肽等。除了上述两大类生物标志物以 外,还有研究UV和HCT与抑郁的关系。本研究基于以往研究,分别选取hc・ CRP、SOD、HCT、MDA和UV作为生物标志物研究它们与老年人抑郁症状的 关联关系。

本研究结果显不老年人SOD和MDA与抑郁症状相关联,这种关联关系可 能基于氧化应激。一项系统综述结果显示在抑郁症患者的大脑结构中前额叶皮层 和海马体的体积缩小【95]。解剖死后研究对象脑组织发现上述这些脑区胶质细胞数 量和密度显著减少,神经元密度和大小也有更细微的变化[処97]。造成这些神经元 改变的最可能的原因之一是自由基产生的氧化应激升高[須。SOD作为一种抗氧 化酶在氧化应激中发挥重要作用,其通常与神经保护物质相互作用可以将活性氧 (ROS)代谢成毒性较小的分子,如SOD催化超氧化物代谢成毒性更小的H2O2 [76]o但不同研究发现抑郁症状患者血中抗氧化剂的水平改变并不一致。Sarandol 等研究发现抑郁症患者红细胞SOD活性明显升高,且病情严重程度与SOD活性 呈正相关[76】,Herken等人研究抑郁症治疗过程中SOD变化时发现在未接受治疗 前抑郁症组SOD水平低于对照组,治疗后SOD水平明显升高[99】。抑郁症状与血 浆中SOD水平的关系还不明确。为了进一步探讨两者的关系,不仅需要测定血 中SOD水平,可能需要进一步测定大脑特定组织SOD水平以反映SOD真实的 变化情况。除了 SOD与老年人抑郁症状的存在关联关系以外,多数研究发现抑 郁症患者MDA浓度总体上高于健康对照组"io。】。还有研究发现复发性抑郁症 患者血浆MDA浓度升高与抑郁症状的严重程度有关al】。本研究结果显示老年 人MDA与老年人抑郁症状相关联,且MDA水平越高抑郁症状风险越大。介于 MDA作为氧化应激的生物标志物,对上述结果的解释可能也要基于氧化应激。

老年人抑郁症状风险除了与氧化应激相关联外,越来越多的证据显示炎症在 抑郁症中扮演重要的角色。老年人炎症与抑郁症状的关联关系的可以解释为细胞 因子水平的升高导致的炎症反应影响神经传导进而增加人体精神疾病患病风险。 具体机制为细胞因子水平升高导致神经元丢失、神经元萎缩和基因表达改变,从 而影响信号转导和行为系统,进而增加抑郁症状的风险a?]。一项纳入多个纵向 研究的meta分析显示重度抑郁症与炎症指标CRP水平升高有关[1°习。本研究在 抑郁症状影响因素分析中未发现hs-CRP与老年人抑郁症状相关联。hs-CRP作为 一种更敏感的炎症指标,其与抑郁症之间仍不明确。

Wen等人研究发现尿酸水平降低是抑郁症的一个重要特征本研究将尿 酸纳入老年人抑郁影响因素分析没有发现其与抑郁症状的关联性。Wu等人分析 了红细胞压积与产后抑郁的关系,妊娠晚期红细胞压积升高是产后抑郁的一个生 物标志物DM。本研究将红细胞压积纳入单因素分析中,结果显示其与抑郁症状 的关联关系,但红细胞压积没有进入最终的多因素logistic回归模型中。实验室 检查指标与抑郁症状的关系复杂,很多指标与抑郁症状的关系可能存在多种其他 指标起中介作用,因此研究实验室指标与抑郁症状的关联关系可能需要基于理论 假设的基础上同时运用多种方法加以证明。

4.3抑郁症状各影响因素之间的路径关系

本章通过结构方程模型分析了老年人抑郁症状影响因素。结构方程假设模型 1以老年人获得社会支持、亲友支持和参与日常活动作为潜在变量,以睡眠时间、 焦虑障碍、生活满意度和抑郁症状作为观测变量,分别研究老年人获得社会支持、 睡眠时间、焦虑障碍和生活满意度对抑郁症状的直接效应,并以老年人睡眠时间、 焦虑障碍和生活满意度作为中介变量,分别分析社会支持、亲友支持和参与日常 活动通过以上中介变量对老年人抑郁症状的间接效应。结构方程假设模型2以老 年人慢性病为潜变量,分别研究SOD、MDA和慢性病对老年人抑郁症状的直接 影响以及老年人SOD和MDA对抑郁症状的间接影响。

结构方程假设模型1显示,老年人社会支持对抑郁症状有直接负向影响和间 接负向影响、老年人参与日常活动对抑郁症状有间接负向影响、睡眠时间对抑郁 症状直接负向影响、焦虑障碍对抑郁症状有直接正向影响和生活满意度对抑郁症 状直接负向影响。老年人获得亲友支持对抑郁症状的直接和间接影响均没有统计 学意义。模型评估结果显示,咒2值为264.61,自由度为51, RMSEA值为0.044, CFI值为0.982, TLI值为0.972, SRMR值为0.067。结构方程模型和实际数据的 适配情况良好。为了使模型设置更加合理,在模型修正过程中删除亲友支持这一 潜在变量后,重新运行模型。修正后的结构方程模型1显示除各变量对抑郁症状 作用的路径系数发生变化外,直接和间接效应没有变化。模型评估结果显示模型 修正后的咒2值为125.64,自由度为27, RMSEA值为0.041, CFI值为0.901, TLI 值为0.934, SRMR值为0.06。结构方程与实际数据适配情况良好。

结构方程假设模型2显示,老年人慢性病对抑郁症状有直接正向效应。老年 人SOD和MDA浓度对抑郁症状有间接正向影响,但老年人SOD和MDA浓度 对抑郁症状的直接效应没有统计学意义。模型评估结果显示才值为28.39,自由 度为 11, RMSEA 值为 0.03, CFI 值为 0.83, TLI 值为 0.69, SRMR 值为 0.07。 结构方程模型2与实际数据适配欠佳。模型修正时删除没有统计学意义的路径 后,修正后的评估结果为才值为125.64,自由度为27, RMSEA值为0.010, CFI 值为0.999, TLI值为0.990, SRMR值为0.025。结构方程与实际数据适配情况 良好。

4.3.1老年人获得社会支持对抑郁症状的直接和间接效应

构建结构方程模型显示老年人获得社会支持对抑郁症状的直接正向作用最 大,为-0.282o焦虑障碍对抑郁症状的直接正向作用次之为0.249o老年人生活满 意度对抑郁症状的直接负向作用小于焦虑障碍的直接效应为-0.244o老年人睡眠 时间对抑郁症状直接负向作用最小为0138。上述结果提示我们需更加注意社会 支持对老年人心理健康的直接影响。除了正向作用外,老年人获得社会支持和参 与日常活动还可以通过睡眠时间、焦虑障碍和生活满意度对抑郁症状产生间接效 应。老年人获得社会支持通过生活满意度对抑郁症状的间接影响最大,高于参与 日常活动通过生活满意度对抑郁症状的间接影响。老年人获得社会支持和参与日 常活动通过其他因素对抑郁症状的间接影响相对较小。上述对抑郁症状的间接效 应进一步提示老年人对生活的满意程度以及对生活的感知是调节其他因素对老 年人心理健康关系的重要中介变量。

4.3.2老年人睡眠时间对抑郁症状的直接和中介效应

睡眠时间对老年人抑郁症状有正向效应,结构方程模型结果与logistic回归 模型分析结果一致。在logistic回归模型中,本研究将每日睡眠时间小于7小时 定义为睡眠不足,结果发现睡眠不足的老年人患抑郁症状的风险更高。在结构方 程模型中,不仅发现睡眠时间对抑郁症状的直接效应,也发现老年人社会支持通 过睡眠时间的中介效应影响抑郁症状,社会支持通过睡眠时间对抑郁症状的间接 效应路径系数为-0.06o Hanson等人在一项纵向调查中同样发现睡眠时间在社会 支持与抑郁症状直接起中介作用。该研究中社会支持度用6个问题来衡量:冷静 愉快的氛围、良好的团结精神、同事在我身边、人们理解糟糕的一天、与我的同 事相处融洽和与我的上级相处融洽。本研究中社会支持通过老年人获得养老金、 医疗服务和享受社区服务情况来衡量。睡眠时间作用中介变量的一种可能解释是 伴随压力的觉醒系统在变化并且是这种持续的变化引起睡眠问题,当这些变化发 展成为常态后,情绪调节或认知系统功能就会慢慢改变,进而产生抑郁症状a®。 本研究还发现睡眠时间可以通过调节参与日常活动影响抑郁症状,路径系数为 0.06o logistic回归模型和结构方程模型均显示老年人睡眠时间短与较高的抑郁症 状风险相关,当睡眠时间作为日常活动与抑郁症状之间的中介变量时,老年人参 与较多的活动反而会增加抑郁症状风险。我们也发现老年人参与日常活动还可以 通过焦虑障碍和生活满意感影响抑郁症状,老年人参与日常活动通过生活满意度

对抑郁症状的影响最大。

4.3.3老年人焦虑障碍对抑郁症状的直接和中介效应

一项纵向干预性研究发现社会支持、焦虑和抑郁之间存在复杂的关系,研究 开始阶段加强调查对象的社会支持力度能明显减轻焦虑和抑郁的症状。本研究发 现老年人社会支持对抑郁症状直接效应和通过焦虑障碍对抑郁症状作用的间接 效应的路径系数分别为027和-0.07,可见社会支持主要通过直接效应影响抑郁 症状。社会支持对抑郁症状的间接作用主要体现为社会支持的增强会导致自我效 能感的增强和回避感的减少,进而导致焦虑感的降低,抑郁症状往往伴随焦虑产 生〔107]。已有研究已经发现老年人参加休闲活动、社会活动和身体锻炼活动可以 减轻精神疾病的风险[1084°9]o本研究抑郁症状的单因素分析发现文娱活动和社会 活动与老年人抑郁症状相关联,但没有进入最终的logistic回归模型中,可能由 于文娱活动和社会活动的大部分变异被锻炼身体所解释有关。在结构方程模型中, 我们同时考虑户外活动、文娱活动和社会活动对抑郁症状的影响,发现老年人参 与日常活动对抑郁症状的直接影响效应没有统计学意义。老年人参与日常活动通 过焦虑障碍对抑郁症状的间接影响效应路径系数为・0.07,略大于通过睡眠时间对 抑郁症状影响。上述结果也说明参与日常活动可能对老年人心理健康的影响更大。

4.3.4老年人生活满意度对抑郁症状的直接和中介效应

Fuller等人研究发现老年人生活满意度对社会支持和抑郁的关系起调节作用, 老年人获得的社会支持越多生活满意度越高,抑郁症状风险越低Hi。]。该研究中 社会支持既包括家人支持也包括非亲友支持。亲友倾向于为老年人提供更多工具 性支持(包括引导、协助、与解决问题的支持等)El】,老年人晚年存在更多的亲 友可能有助于缓解其与日常生活中的工具性支持相关的压力O也有研究发现非亲 友的存在对老年人的心理健康有重要影响。Depp等人研究进一步阐述老年人对 社会关系或幸福感的感知同样在健康老龄化的过程中扮演着重要角色[1211习。本 研究分别研究亲友支持和社会支持对老年人通过生活满意度抑郁症状的影响,发 现亲友支持对老年人抑郁的间接影响没有统计学意义,社会支持通过生活满意度 对老年人抑郁症状的产生间接影响,路径系数为-0.143,大于社会支持通过睡眠 时间和焦虑对抑郁症状的影响。研究结果进一步提示老年人较高的社会支持,以 及对这种社会支持较高的满意度可能与较低的抑郁症状风险相关。

在结构方程模型中,老年人参与日常活动通过生活满意度对抑郁症状产生间 接效应,路径系数为-0.108,高于通过睡眠时间和焦虑障碍对抑郁症状的间接效 应,进一步说明老年人对参与日常活动的自我感知更能在一定程度上影响抑郁症 状的风险。以往研究中关于老年人参与日常活动通过生活满意度对抑郁症状产生 间接影响的报道较少。Moksnes等人在青少年的研究中发现生活满意度是调节青 少年学校压力和抑郁症状的中介变量,提示我们老年人参与日常活动可能是压力 的释放过程[Ml。老年人参与日常活动通过生活满意度对抑郁症状的影响需要前 瞻性研究加以证实。

4.3.5老年人慢性病对抑郁症状的直接和中介效应

结构方程模型结果显示,老年人慢性病对抑郁症状有直接效应,标准化的路 径系数为0.37,慢性病对老年人抑郁症状影响的可能原因已在第一章有所表述。 本研究发现SOD和MDA通过慢性病增加了抑郁症状的风险,这种正向间接效 应可以被氧化应激所解释。氧化应激是一种公认的衰老和疾病机制,它已被证明 在心血管疾病、糖尿病、癌症和阿尔茨海默病等疾病的病理生理学中发挥作用口⑸。 一项系统综述表明氧化应激参与了抑郁症状的病理生理过程,氧化应激增加还是 降低抑郁症状风险尚存争议⑴叭 本研究结果显示适当降低SOD和MDA可能降 低抑郁症状风险。

4.4本研究的局限性和展望

本研究通过logistic回归模型探讨老年人抑郁症状的影响因素,并以此为基 础构建了结构方程模型,进一步阐明老年人各影响因素之间的相互作用模式,为 未来的纵向研究提供了研究思路,但本研究尚有以下局限性:(1)本研究部分慢 性病如心脏病、脑卒中等脑血管疾病、呼吸系统疾病、白内障、胃肠溃疡、关节 炎、胆囊炎或胆结石均为研究对象自报,可能会产生信息偏倚。(2)本研究的研 究对象来自我国8个长寿之乡,因此研究结果外推性有待验证。(3)本研究为横 断面研究,推断因果关系的能力较弱,研究结果有待前瞻性队列研究进一步分析 和验证。未来应基于此项目开展前瞻性队列研究,特别是通过引入时间变量的 Cox回归模型可进一步确定变量之间的因果关系。在变量的选择上,未来可考虑 纳入研究对象遗传信息,从而探讨影响老年人抑郁症状的遗传因素。

5章结论

  • 我国8个长寿地区老年人抑郁症状检出率低于普通地区。不同年龄段 老年人抑郁症状检出率存在差异,其中80〜89岁老年人抑郁症状检出率最高, 65〜79岁老年人抑郁症状检出率最低。
  • 老年人年轻时有较高的教育年限,晚年抑郁症状风险更低。老年人日 常生活中应提倡适当锻炼身体和增加睡眠时间,良好的生活习惯均有利于预防抑 郁症状。在社区层面应为老年人提供更好地服务,增加老年人对生活满意度均可 降低抑郁症状风险。在社会政策层面,增加老年人养老金和最低生活保障,进一 步提高老年人经济水平可降低抑郁症状风险。在个体防护方面,老年人积极治疗 焦虑障碍、呼吸系统疾病、胃肠溃疡和2型糖尿病可降低抑郁症状风险。此外老 年人血清中较低的SOD和MDA浓度也可降低抑郁症状风险。
  • 老年人社会支持既对抑郁症状有直接负向影响,也可通过睡眠时间、 焦虑障碍和生活满意度与抑郁症状产生间接负向影响。日常参与日常活动也可通 过睡眠时间、焦虑障碍和生活满意度对抑郁症状有间接负向影响。与logistic回 归模型结果相似,老年人睡眠时间、焦虑障碍和生活满意度对抑郁症状有直接影 响,其中睡眠时间和生活满意度对抑郁症状有负向直接影响,焦虑障碍对抑郁症 状有直接正向影响。
  • 老年人患有特定慢性病对抑郁症状有直接正向影响。SOD和MDA通 过特定慢性病对抑郁症状有间接正向影响。

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致谢

时光飞逝,研究生学习生活即将结束,在此毕业之际,向三年来关心和帮助 我的老师和同学们表示由衷的感谢!

感谢俞琼教授三年来对我的教导。俞老师对待科学研究一丝不苟,能在整个 科学研究过程中得到她的指导,倍感荣幸。因为她的悉心培育,我从一个浅薄无 知的科研小白慢慢走上规范化的科研之路。她对知识的探究永不止步,对我的要 求也毫不松懈。每当我被眼前的难题所困扰时,就会想起她的谆谆教导,因此也 就有了继续拼搏的信念。她为人师表,淡泊名利,追求科学至上,值得我终生学 习!

感谢施小明研究员在我实习期间给予的指导。施老师学识渊博,总能在我遇 到困难时快速引导我找出解决问题的方法。他治学严谨,鼓励中常有鞭策,使我 在求学道路上不断激发出自己最大的潜能。他求真务实,强调先做人后成事,点 滴小事,晓以大义。他的教导,始终铭记。有幸在他的指导下参与“中国老年影 响因素跟踪调查"项目和“国家人体生物监测"项目,虽有忙碌,但很有收获,也希 望中国老年健康和中国环境卫生的发展能如他所愿!

感谢吕跃斌师兄在我实习期间给予的帮助,虽是师兄更是老师!感谢他给我 提供的各种实践机会以及对我犯错后的包容。他清晰的科研思路和崇高的内在品 格非常值得我去学习。感谢刘瑞和张尚超师兄在数据分析上给予的指导,感谢杨 名家和曹博楠师姐在我遇到困难时所提供的帮助,感谢康国俊、李日新、朱晓静、 周锦辉和段俊同学在研究生期间的陪伴与鼓励。感谢孙瑶瑶、张茗媛、陈鑫和王 月英师妹在我外出实习期间帮我整理学校要求的各种材料。感谢金梦迪师妹、刘 洋师妹和何阳师弟在校期间的陪伴。

感谢我的父母在我求学路上所给予的支持,使我衣食无忧。他们塑造了我自 立自强的人格和不屈不挠的性格,让我对未来人生充满信心。

最后,感谢百忙之中抽出时间参与论文评审和答辩的各位专家,您们辛苦了 !