社区老年人群听力损失与认知功能下降及焦虑抑郁情绪的相关性分析

傅新星 陈雪清 王硕 陈静 刘辉 于逢春 刘博

全球超过15亿人患有不同程度的听力损失，相当于总人口的20%，其中有4.3亿为中度或更严重的听力损失，称为残疾性听力损失[1]。听力损失的发病率随着年龄快速增长，从60岁的12.7%上升到90岁的58.6%[2]。此外，残疾性听力损失人群中有58%是60岁以上老年人[2]。如果得不到及时的干预，听力损失会影响生活的诸多方面，包括言语交流[3]、社会隔离和孤独[4]、认知功能下降和精神健康[5，6]。近年来，来自美国、澳大利亚、中国和新加坡的横断面或队列研究均发现听力损失与认知能力下降之间的关联性[7～11]。

听力损失与认知功能下降间确切的关联机制尚不清楚，目前研究认为是多因素的。听力损失导致认知负荷的增加，造成认知资源的相应减少[12]；以及听力损失带来的社会孤立和抑郁风险增加，进一步导致认知刺激的减少[13]；听力损失和认知功能下降可能源于共同的神经退行性过程[14]。本研究募集北京市社区居住老年人群，通过分析纯音听阈、自我报告听力损失、焦虑、抑郁、认知功能量表、慢性疾病等因素，评估听力损失与认知功能下降和焦虑抑郁之间的相关性。

1 资料与方法

1.1 研究对象

全部受试者募集自北京市海淀区某社区60岁以上居民。排除标准为患有老年痴呆、双相情感障碍、精神分裂症或其他发育性或神经变性疾病而无法执行认知评估测试，以及当前配戴助听器或人工耳蜗等助听装置。招募及测试时间为2019年5～7月。本研究获得首都医科大学附属北京同仁医院伦理委员会批准（TRECKY2019-090）。所有程序均按照批准书进行，参与者均提供了书面知情同意书。

1.2 方法

测试包括问卷、量表和听力学评估三部分。健康问卷由社区卫生服务中心医务人员对受试者进行调查。听力、焦虑抑郁和认知量表评估及听力学测试由北京同仁医院临床听力学中心听力师完成。健康问卷包括受试者性别、年龄、文化程度、吸烟和饮酒状况及全身健康状况，以及自我报告听力损失。方法学已在其他研究中进行过更为详细的描述[15]。

量表评估：对所有受试者进行老年听力障碍量表-筛查版（hearing handicap inventory for the elderlyscreening，HHIE-S）[16]评估。该量表共10个项目，包括社交和情绪类各5题。受试者采用闭合式选项回答，每个问题的答案包括“是”、“有时”、“否”3项。“否”计0分，“有时”计2分，“是”计4分。HHIE-S得分越高表示听力障碍程度越重，将量表得分>8分定义为存在听力障碍。患者健康问卷抑郁量表（patient health questionnaire-9，PHQ-9）[17]作为常用的抑郁自我检测量表，共9个条目。每个条目分为0～3分4个等级。问卷总分为9个条目评分总和，得分越高表示抑郁情绪越严重。广泛性焦虑障碍量表（generalized anxiety disorder，GAD-7）[18]可用于焦虑情绪的自我评估。每个条目分0～3分共4级。问卷总分为7个条目总和，得分越高表示焦虑状态越严重。简明智力状态量表（minimental state examination，MMSE）[19]可用于评估患者认知功能水平，共30项题目，每项回答正确计1分，回答错误计0分，得分越低表示认知功能越低。MMSE得分与受教育程度相关，针对文盲、小学或初中及以上文化程度，判定认知功能损伤的标准分别为17、20和24分。

听力测试：所有受试者均由听力师进行纯音测听，气导测试频率为500、1000、2000和4000 Hz。听力测试设备为纯音听力计（AD226，丹麦国际听力），根据WHO听力损失程度分级标准，以较好耳500、1000、2000、4000 Hz气导阈值的均值为准，正常听力为≤25 dB HL，超过25 dB HL为存在听力损失。

1.3 统计学方法

正态分布的连续变量资料采用平均值±标准差进行描述，并使用独立样本t检验进行比较。非正态分布的连续变量资料采用中位数（25%～75%四分位数）进行描述，使用Mann–WhitneyU检验进行比较。分类变量资料以例数（%）描述，并使用卡方检验进行组间比较。本研究中的因变量为认知功能、焦虑和抑郁，为了更直观地描述听力损失对其影响的程度，使用Logistics回归及多元线性回归分析听力损失与因变量的相关性，将年龄、性别、文化程度、吸烟、饮酒和慢病设置为协变量，分别使用Logistic回归分析评估听力损失和其他变量与认知功能下降和焦虑抑郁（二分类变量）的关系；采用多元线性回归分析评估听力损失和其他变量与MMSE、GAD-7和PHQ-9得分（连续变量）的关系。Logistics回归中，采用比值比（odds ratio，OR）评估听力损失对认知功能损伤和焦虑抑郁的影响。OR>1表示纯音听阈每增加一个单位或自我报告存在听力损失，认知功能损伤或焦虑抑郁的几率增加，OR<1则反之。本研究旨在探讨自变量对因变量的主效应，暂未考虑自变量间的交互效应。统计分析使用Stata 17软件进行，以P<0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 一般资料比较

434例老人纳入本研究，年龄66.0～73.5岁，男性161例，女性273例。以较好耳500、1000、2000和4000 Hz平均听阈为准，286例（65.9%）存在听力损失（听阈超过25 dB HL）。50例（11.5%）存在认知功能下降。GAD-7和PHQ-9得分判定标准均设置为5分，60例（13.8%）和58例（13.4%）分别存在焦虑和抑郁。如表1所示，听力损失组的认知功能评分极显著低于听力正常者（P<0.001），听力损失组认知功能下降的比例为14.7%，显著高于听力正常组的5.4%（P=0.004）。听力损失组的焦虑和抑郁指标，以及焦虑抑郁的发生率均高于听力正常者，但无显著差异。听力损失组的年龄极显著高于听力正常组（P<0.001），性别间存在显著差异（P=0.0 0 2）。此外，两组之间HHIE-S得分和自我报告听力损失的比例均存在极显著差异（P<0.001）。两组间自我报告的高血压、糖尿病、高血脂心血管疾病、卒中等疾病均无统计学差异。

表1 受试者统计信息[n(%)]

2.2 认知功能下降和焦虑抑郁的Logistic和多元线性回归分析

PHQ-9得分低于5分，判断为存在抑郁情绪，GAD-7得分低于5分，判断为存在焦虑情绪。在表2～4中，因变量中年龄和纯音听阈为连续变量，其余均为分类变量。Logistic回归分析表明，自我报告听力损失与认知功能下降（OR为1.98，95% CI为1.64～2.31）存在显著正相关（P=0.048）。自我报告听力损失与抑郁（OR为3.22，95%CI为1.72～6.05）存在显著正相关（P<0.001）。纯音听阈与焦虑（OR为1.03，95% CI为1.01～1.05）存在显著正相关（P=0.017）。多元线性回归表明，纯音听阈与认知量表得分存在负相关（相关系数β=-0.03，95% CI为-0.06～-0.01），与焦虑量表得分存在正相关（相关系数β=0.03，95% CI为0.00～-0.06）。此外，心血管疾病因素与老年人群的焦虑和抑郁情绪相关，OR分别为2.59和2.61。受教育程度与MMSE得分呈正相关，回归系数为1.13（P<0.001）。年龄与MMSE得分呈负相关，回归系数为-0.18（P<0.001）。

表2 听力损失与MMSE 及认知功能下降的Logistic 和多元线性回归分析

表3 听力损失与PHQ-9 及抑郁状态的Logistic 和多元线性回归分析

表4 听力损失与GAD-7 及焦虑状态的Logistic 和多元线性回归分析

2.3 听力损失与认知功能下降的性别分层分析

将年龄、教育程度和纯音听阈设置为自变量，MMSE得分设置为因变量，将性别设置为分层因素。如表5所示，女性在教育程度方面的回归系数β高于男性。男性在纯音听阈方面的回归系数β与女性相同，均为-0.03，但女性没有统计学意义。年龄在男性和女性之间都是MMSE得分的负相关因素，分别为-0.13和-0.19（P<0.001）。

3 讨论

本研究以较好耳为准，65.9%的受试者听阈超过25 dB HL，存在听力损失，与Lin等[20]在美国70岁以上老年人群中获取的听力损失发病率63.1%类似。考虑到本研究受试者年龄中位数为68.5岁，年龄校正后的听力损失发病率更高，与世界卫生组织发布的世界听力报告关于区域听力损失发布率的差异有关，中国所在的西太区高于其他区域[2]。

一项针对社区居住老人的认知功能系统综述表明，以MMSE作为评价工具，认知功能损伤的患病率中位数为19.0%[21]。本研究中，根据受试者不同文化程度设定MMSE阈值，11.5%存在认知功能下降，低于文献报道。这可能与本研究选定的小区老年人群文化程度相对较高有关，大专及以上教育程度的比例为45.1%，而教育程度是MMSE得分的独立正相关因素。

据估计，全球人口有4.4%患有抑郁症[22]，3.6%患有焦虑症[23]。抑郁症和焦虑症的发病率随着年龄的增长而增加，大约15%的老年人有临床意义上的抑郁症状[24]，14%～17%的老年人患有焦虑症[25]。本研究中社区居住老年人群的焦虑和抑郁发生率分别13.8%和13.4%，与既往研究一致。老年人群的焦虑抑郁情绪与情感痛苦、继发其他疾病、增加认知功能损伤的风险有关，是严重的社会和经济负担。在中国70岁以上的老年人中，精神和神经系统疾病占总疾病负担的7%，紧随其后的是心血管疾病、癌症和慢性呼吸系统疾病[26]。

本研究证实，将认知功能作为二分类变量进行Logistic回归时，自我报告听力损失与认知功能下降存在独立相关性，OR为1.98，即报告听力损失者比听力正常者存在认知功能下降的比值为1.98倍。将MMSE得分作为连续变量进行多元线性回归时，自我报告听力损失与纯音听阈与认知量表得分存在负相关，相关系数β分别为-0.22和-0.03。该结果与既往文献中针对非音调语言人群的纯音听力损失和认知能力损伤的横断面研究一致[27，28]。在评估听力损失和认知障碍之间的关系时，自我报告的听力损失也可作为一项有用的指标。该发现与一项既往研究吻合，自我报告的听力损失与基线和随访时的认知障碍均有显著相关性[29]。Logistic与线性回归在因变量对自变量影响的显著性方面存在差异，因此在结果部分出现个别自变量在两种回归方式中的P值不一致情况。如纯音听阈和MMSE得分的回归系数有统计学意义，但其与认知功能下降Logistics回归的OR值无统计学意义。这些差异有待于增加样本量后进一步根据统计学检验以分析原因。

自我报告听力损失与抑郁存在正相关，OR为3.22，即报告听力损失者比听力正常者存在抑郁情绪的比值高2.22倍。该研究结果与Jayakody开展的横断面研究结论一致，中度及以上听力损失者存在抑郁的OR为4.31[6]。本研究多元线性回归表明，纯音听阈与焦虑量表得分存在正相关，但OR接近1，为1.03，低于既往文献报道。这可能与中国传统文化及家庭结构与西方国家存在差异有关，中国老年人群更多接受听力损失是老龄化的一部分，也是多数亚洲国家对感官损失的普遍态度[30]。老年人通过改变其交流方式适应其听力变化，以减少听力损失带来的负担。这些行为有助于降低听力损失对社会隔离和孤独的潜在负面影响，从而减少对精神健康的潜在影响。此外，传统中国文化重视家庭成员的依赖性、婚姻的支持和后辈的孝顺[31]。在中国超过一半的（外）祖父母为其孙辈提供照顾[32]。祖父母的角色对老年人的孤独感[33]和精神健康问题[32]是保护因素。本研究根据纯音听阈对样本进行分组，焦虑和抑郁量表得分均无统计学差异，但回归分析表明，自我听力报告与抑郁情绪存在相关性，这可能部分源自自我听力报告存在一定主观性，而本研究采用的PHQ-9为患者对其过去两周抑郁情绪的自评量表，易受主观性影响。

听力损失与认知功能下降的关联因素在性别方面存在差异，本研究女性存在认知功能损伤的比例为12.5%，高于男性的9.94%，与既往研究一致[34]。分层回归分析表明，受教育程度和纯音听阈的回归系数在性别间存在差异，但本研究中性别分层分析是探索性和描述性的，性别组间各自变量回归系数的统计学差异有待男女样本量平衡后进一步分析证明。

本研究也存在一定的局限性。首先，作为一项横断面研究，听力损失与认知功能下降和焦虑抑郁之间因果关系或潜在机制仍然难以确定。其次，本研究采用的认知功能评估为基于听觉的工具，使用口头语言作为指导语，听力损失可能会影响受试者在认知评估过程中的表现，造成对听力损失人群认知功能下降的高估。今后可通过设计纵向队列研究，采用适合听力损失人群的认知功能工具开展深入研究。