中国社区老年人总体媒体暴露与内在能力的关联：一项横断面研究

摘要

这项横断面研究通过基于问卷的评估和多变量回归分析，探讨了中国社区居住老年人总体媒体暴露与内在能力损伤之间的关联。

摘要

人口老龄化与社会数字化改变了老年人获取信息、卫生服务和社会资源的方式。内在能力（IC）被定义为支持功能能力的生理和心理能力的综合，可能通过媒体暴露对健康知识、行为及社会互动的影响而受到作用。然而，关于中国社区居住老年人总体媒体暴露与IC之间关系的证据仍然有限。本横断面研究探讨了总体媒体暴露（包括传统媒体和数字媒体使用）与中国老年人IC受损之间的关联。2024年4月至6月期间，在中国武汉市三个社区中对年龄≥60岁的社区居住成年人进行了调查（N = 269）。媒体暴露通过单一条目频率测量法进行评估（从不/有时/经常）。IC采用世界卫生组织9项筛查工具进行测量（评分范围：0–9；分数越高表示损伤越严重，IC越差）。在调整年龄、性别、婚姻状况、收入、教育程度、握力和社会参与等因素后，进行多变量线性回归和有序逻辑回归分析。研究对象平均年龄为69.8岁（标准差[SD] 8.5），女性占57.2%。平均IC损伤得分为2.45（SD 1.87）。在调整后的线性回归模型中，频繁的媒体暴露（“经常” vs “从不”）与较低的IC损伤得分相关（B = –0.804；95%置信区间[CI] –1.53至–0.08；p = 0.031），表明IC更好。有序逻辑回归分析结果一致。年龄较大与较差的IC相关，而较高收入、更强握力、已婚状态和社会参与则与更好的IC相关。更频繁的媒体暴露与中国社区居住老年人更好的IC相关，尽管仍需纵向研究以明确其因果关系及不同平台的特异性效应。

引言

全球人口正以前所未有的速度老龄化。世界卫生组织（WHO）报告指出，2000年至2019年间，全球人口的预期寿命（LE）增加了6.6年，而健康预期寿命（HALE）仅增加了5.4年，表明老年人在生命后期有相当长的时间处于患病和残疾状态¹。在中国，65岁及以上人口已达约2亿人，占总人口的14.2%，反映出该国已进入老龄化社会²。中国的预期寿命为77.3岁，健康预期寿命为69岁，两者之间存在8.3年的差距，这可能与功能衰退及长期照护需求相关¹。为应对这些挑战，《世界老龄化与健康报告》强调了维持功能能力（FA）和预防内在能力（IC）下降的重要性³。IC指个体生理与心理能力的综合，包括行动能力、认知、心理福祉、感觉功能以及活力/营养等维度^4,5。

媒体接触日益成为健康老龄化的重要社会和行为决定因素。在老年人群中，媒体参与可能通过多种途径影响IC，包括改善获取健康信息的途径、提高健康素养、增强认知功能、促进健康行为以及推动社会互动和参与。这些途径与健康的行为和社会决定因素框架相一致，该框架认为信息获取和社会联系能力可以塑造晚年阶段的健康行为、医疗资源利用情况以及功能结局。与此同时，获取途径、技能、可用性以及数字素养方面的差异导致老年群体中持续存在数字鸿沟^6,7。

数字技术对老年人生活的影响已显著增加，并影响了其生活方式、认知功能、社会福祉以及社会参与^8,9,10。现有证据表明，中国老年人仍高度依赖传统媒体，尤其是电视，同时也在逐步采用智能手机和网络媒体等数字平台^11,12。因此，本研究中的“媒体暴露”指同时接触传统媒体和数字媒体平台的行为。采用这一综合定义的原因在于，中国老年人常同时使用多种媒体形式，而传统媒体与数字媒体均可能在信息获取、社会参与及健康相关行为中发挥作用。

尽管以往研究已探讨了媒体使用与老年人特定健康结局之间的关系，但关于其与内在能力（IC）关联的证据仍有限且不一致^{12,13,14,15,16}。具体而言，既往研究主要关注认知、抑郁或社会参与等孤立结局，而非多维度的IC构念。此外，由于研究人群、媒体暴露定义及结局测量方式的不同，各研究结果仍存在不一致。特别是，关于中国社区居住老年人群中总体媒体暴露（包括传统媒体和数字媒体使用）与IC之间关系的证据仍然有限^12,13,16。因此，本研究旨在：（1）根据社会人口学和健康相关因素，描述总体媒体暴露和IC的分布特征；（2）探讨中国社区居住老年人群中总体媒体暴露与IC之间的关联。

方案

本研究获得了武汉大学生物医学伦理委员会的批准（批准编号：WHU-LFMD-IRB2023079）。在问卷调查和体格评估前，所有参与者均签署了书面知情同意书。对于识字能力有限的参与者，经过培训的访谈员会当面宣读知情同意书，并在获得口头确认后，由其签署书面同意书或按手印确认。所有问卷和访谈均以普通话中文进行。评估在安静的社区环境中进行，确保光线充足且干扰最小，以支持标准化的实施过程。

所有数据均经过匿名化处理，并仅用于研究目的。数据由经过培训的研究人员录入至安全的电子数据库中，并在分析前对数据的完整性与一致性进行审核。通过随机核查所录入的数据，以最大限度减少数据录入错误。仅核心研究团队可访问该数据集。

研究设计与研究地点
本横断面研究纳入了中国武汉市居住在社区中的60岁及以上老年人。数据收集时间为2024年4月至6月。研究对象来自武汉市蔡甸区的三个社区——江大园、金玉兰湾和绿岛。武汉是湖北省的省会城市，也是中国中部重要的经济、教育和交通枢纽。选择这三个社区是因为它们是研究团队的实习与实地实践基地，便于接触社区居住的老年人，有利于数据收集工作的可行性。这些社区主要为城市住宅区，居民社会经济背景多样，并设有完善的社区卫生服务中心，定期为老年人提供健康管理服务。因此，本研究在社区和研究对象层面均采用了便利抽样方法。

参与者与招募
招募工作在所选的三个社区内的社区活动中心、住宅公共区域及社区卫生服务区域进行。经过培训的研究人员在计划好的社区访问和信息说明会期间，亲自接触潜在参与者。采用基于预先设定的纳入和排除标准的标准化检查表进行资格筛选。通过经过培训的访谈员与参与者进行简短的口头交流，评估其理解能力和应答能力，以确认其能够理解研究说明、表达应答内容，并独立或在访谈员协助下完成问卷。对于即使在协助下仍无法有效沟通、展示基本理解能力或完成访谈过程的个体，不予纳入研究。

符合条件的个体将接受研究的口头说明，并受邀参与。排除标准通过参与者自我报告、由访谈员实施的筛查问题以及适用时可获得的社区健康信息进行评估。在问卷调查和身体评估开始前，需获取书面的知情同意书。

纳入标准如下：（1）年龄在60岁及以上；（2）能够独立或在访谈员协助下理解并回答问卷；（3）愿意参与本研究并签署知情同意书。排除标准包括严重的精神疾病、严重的合并器官疾病（如晚期心血管、肾脏、肝脏或呼吸系统疾病）、终末期疾病，或已参与其他与老年医学相关的研究。这些排除标准主要依据参与者对既往医学诊断的自我报告而确定。

共邀请了280名符合条件的社区居民参与研究。其中，269名参与者完成了调查并被纳入最终分析，有效应答率达到96.1%。其余11名参与者因问卷回答不完整、在调查过程中退出或无法完成体格评估程序而被排除。

数据收集
数据通过在三个参与社区内开展的面对面访谈收集。研究团队由四名本科生和两名具有护理经验的研究生组成。调查员对数据收集人员进行了为期一天的培训，内容涵盖研究目的、受试者招募流程、知情同意程序、问卷调查管理、体格测量、伦理考量以及标准化的访谈技术。

在数据收集之前，进行了模拟访谈和有监督的练习环节，以确保各研究者之间操作的一致性。培训结束后，所有数据收集人员在研究者观察下完成了有监督的模拟访谈和标准化的实践考核。访谈员能力的评估依据包括对访谈方案的遵循程度、问卷施测的准确性以及体格测量程序的一致性。在试点练习中发现的任何细微差异均在正式数据收集前进行了讨论并予以纠正。由于评估采用高度标准化的流程以及由访谈员施测的问卷进行，未进行正式的统计学评分者间信度检验。

对于能够独立阅读并完成问卷的参与者，采用自填方式填写问卷。对于存在视力障碍、识字能力有限或书写困难的参与者，则采用由访员进行的问卷调查方式。在由访员进行的调查过程中，访员遵循标准化的施测流程，包括逐字逐句朗读问题，避免解释或提示，保持中立的回应态度，并直接记录参与者的回答，不得进行任何修改。

问卷填写完成后，立即在现场进行审核，以尽量减少数据缺失并确保完整性。在可能的情况下，要求参与者澄清未回答或不清楚的项目。问卷及访谈员管理材料详见补充文件1。

测量指标

社会人口学与健康特征：
社会人口学变量包括性别、年龄（岁）、婚姻状况、教育程度、个人月收入及医疗保险状况。月收入分为≤1000元人民币、1001–4000元人民币和≥4001元人民币。教育程度分为小学及以下、中学/高中、大专及以上。

健康相关变量包括自我报告的慢性疾病、吸烟状况、饮酒情况和体重指数（BMI）。慢性疾病包括高血压、糖尿病、心血管疾病、脑血管疾病和高脂血症。慢性疾病负担分为无、1至2种慢性疾病、以及3种或以上慢性疾病。慢性疾病状态主要依据参与者自我报告的既往医生诊断和当前用药情况确定。

吸烟状况和饮酒情况通过自我报告进行评估。吸烟状况分为当前吸烟者和非吸烟者（包括曾经吸烟者和从未吸烟者）。饮酒情况分为当前饮酒与无当前饮酒。统计分析时，将回答编码为二分变量（0 = 否；1 = 是）。

体重指数（BMI）按体重（kg）/身高（m²）计算，并根据中国成人BMI标准分为正常体重与体重过低/超重/肥胖。身高和体重测量时，受试者穿着轻便衣物且赤脚。体重使用经校准的电子秤测量，身高使用固定于墙面的身高计测量。每位受试者测量两次，取平均值用于BMI计算。

握力：
使用手持式握力计测量握力。受试者直立，手臂自然下垂于身体两侧，肘关节完全伸展。左右手交替进行测量，每次测量之间休息约 30 秒。每只手测量两次，分析时采用记录到的最大值。测试前提供标准化的口头指导说明，并在数据采集前根据制造商的说明对仪器进行校准。在评估前，询问受试者是否存在当前的手部疼痛、上肢损伤或影响握力表现的其他状况。报告有严重疼痛或无法安全完成测试的个体被排除在握力测量之外。未正式记录优势手信息，分析时采用任一手测得的最高值。

握力以千克（kg）为单位记录。根据2019年亚洲肌少症工作组共识，低握力定义为 <男性28公斤 <女性18公斤¹⁷握力被作为与国际功能、残疾和健康分类（ICF）中行动功能域相关的身体功能和肌肉力量的客观指标，以及老年人整体功能衰退的指标。

媒体接触：
媒体接触通过一个单条目指标进行评估：“在日常生活中，您接触传统媒体（例如报纸、广播、电视）和数字媒体（例如互联网、社交媒体）的频率如何？” 回答应在三点量表上进行评分（1 = 从不，2 = 有时，3 = 经常）。要求参与者报告在过去数月内日常生活中接触传统媒体和数字媒体的一般频率。该问题根据参与者的偏好和读写能力，以口头提问或自行填写的方式完成。在描述性解释中，“有时”通常指偶尔或不规律的媒体接触（例如每月或每周数次），而“经常”则指频繁或常规性的接触（例如每天或几乎每天使用）。

该项目的开发基于以往关于老年人与信息和通信媒体整体参与度的老龄化及媒体使用文献。由于中国老年人通常同时使用传统媒体和数字媒体，该研究评估的是整体媒体接触情况，而非特定平台的使用情况¹⁸。这一单条目测量旨在捕捉媒体参与的一般模式，而非特定平台的使用频率、使用时长或媒体消费的具体目的。

内在能力：
内在能力（IC）采用世界卫生组织（WHO）老年人综合照护（ICOPE）筛查工具进行评估⁴。ICOPE筛查工具是由世界卫生组织开发的一种标准化工具，用于评估老年人群内在能力的下降情况，已广泛应用于衰老相关研究及社区老年综合评估中¹⁹。本研究采用经过培训的访员施测的中文普通话版ICOPE筛查工具。既往研究报道，该筛查工具的中文版本在老年人群中具有可接受的信度和效度^20,21。

该工具包含五个领域共九个项目：运动能力（1项）、活力（2项）、感觉功能（2项）、认知（2项）和心理幸福感（2项）。所有异常反应均编码为1，总分范围为0至9，分数越高表示损伤越严重，IC越差。IC损伤定义为至少在一个领域存在损伤。

具体评估标准如下：
运动能力：采用标准无扶手椅子进行五次重复起坐测试，椅子高度约为 43–45 cm。要求受试者在不使用手臂支撑的情况下，从坐位尽可能快速地站立并坐下，重复五次。计时从发出“开始”指令时启动，至受试者完成第五次站立时结束。完成时间 ≥14 秒或无法在无手臂支撑下完成测试者，视为存在运动能力障碍。正式测试前允许进行一次不计时的练习试验，以确保受试者理解操作流程并实现测试过程的标准化。

活力： 活力状况通过受试者自述在过去三个月内非故意体重减轻≥3 kg 和/或自述食欲减退来评估。研究人员询问参与者：“在过去三个月内，您是否非故意地减重超过3 kg？”以及“您最近是否出现食欲减退？”食欲评估的回答选项以是/否记录。

感觉功能： 采用自报听力障碍、视力障碍以及耳语测试来评估感觉功能。耳语测试在受试者身后约60 cm处进行，以尽量减少视觉线索的干扰。测试时轻轻遮挡一侧耳朵，向对侧耳朵呈现标准化的耳语数字（例如“4–7–2”）或常见的双音节词。每侧耳朵进行两次尝试。若无法正确复述所呈现的内容，则视为存在听力障碍。

认知功能： 认知评估包括以现代标准汉语进行的定向力和延迟回忆任务。要求受试者说出当前的日期和地点，并在短暂延迟后回忆三个常见词语。所使用的三个回忆词语为“包”、“旗”和“树”（英文对应词为 “bag”、“flag” 和 “tree”）。回忆延迟时间约为 3–5 分钟，期间完成其他问卷条目。定向力回答错误或无法回忆出词语被视为存在认知功能障碍的提示。

心理幸福感： 采用两个关于过去两周内情绪低落和兴趣丧失的筛查问题来评估心理幸福感：“在过去两周内，您是否经常感到情绪低落、抑郁或绝望？”以及“在过去两周内，您是否对做事情几乎提不起兴趣或无法从中获得乐趣？”回答记录为是/否，若出现任一症状，则视为存在心理功能受损。

数据分析
数据收集于2024年4月至6月期间在白天进行的社区走访中完成，每位参与者的访谈和评估大约需要20–30分钟。问卷完成后立即进行审查，以发现遗漏或不完整的回答，并在可能的情况下请参与者澄清未回答的问题。

采用描述性统计方法总结社会人口学特征、健康相关变量、媒体暴露情况以及信息处理能力（IC）损害评分。连续变量以均值和标准差（SD）表示，分类变量以频数和百分比表示。图形分析包括媒体暴露类别的条形图，以及按社会人口学分组的信息处理能力损害评分的均值图，误差线表示均值的标准误（SEM）。

缺失数据处理：
在分析前，对每个研究变量的缺失数据程度进行了检查。总体而言，缺失程度较低（所有变量均<5%）。鉴于缺失数据比例极小，且根据Little的完全随机缺失（MCAR）检验结果未发现系统性缺失模式（p > 0.05），回归模型采用完整病例分析法。Little的MCAR检验通过IBM SPSS Statistics（版本29.0）统计分析软件包中的缺失值分析模块完成。敏感性分析比较了具有完整数据的参与者与存在任何缺失值的参与者，结果显示在年龄、性别、教育程度或IC评分上均无统计学显著差异（所有p > 0.05），支持了完整病例分析方法的稳健性。

为解决研究问题1，采用独立样本t检验、单因素方差分析（ANOVA）和相关性分析，检验参与者特征、媒体接触与IC损害评分之间的二元关系。

为回答研究问题2，将单变量分析中显示具有统计学显著关联（p < 0.05）的变量，以及根据既往文献在概念上被认为相关的变量纳入多变量分析。在回归分析前，将分类变量使用二元0/1编码方式转换为虚拟变量。对于教育程度，创建了两个虚拟变量：中学/高中及以上与小学及以下相比（Edu2：0 = 否，1 = 是），以及大专及以上与小学及以下相比（Edu3：0 = 否，1 = 是）。对于月收入，创建了两个虚拟变量：1001–4000元人民币与≤1000元人民币相比（Income2：0 = 否，1 = 是），以及≥4001元人民币与≤1000元人民币相比（Income3：0 = 否，1 = 是）。对于媒体接触，创建了两个虚拟变量：“有时”接触与“从不”接触相比（Media2：0 = 否，1 = 是），“经常”接触与“从不”接触相比（Media3：0 = 否，1 = 是）。参照类别分别为小学及以下、月收入≤1000元人民币以及“从不”媒体接触。

首先进行多元线性回归分析，将IC评分（范围：0–9）作为连续型结局变量。通过Durbin-Watson统计量检验残差的独立性，通过方差膨胀因子（VIF < 5）检验多重共线性，并通过残差直方图、Q–Q图以及散点图评估正态性、线性和方差齐性。

为考虑IC评分的有序分布，额外进行了有序逻辑回归分析（比例优势模型），将IC视为有序结果变量。采用平行线检验评估比例优势假设。报告调整后的比值比（AORs）及其95%置信区间（CIs）。使用似然比卡方统计量和伪R²指数评估模型拟合度。通过比较线性回归与有序逻辑回归模型中关联关系的方向、幅度及统计学显著性的一致性，来评估研究结果的稳健性。在有序逻辑回归分析中，总IC损害评分（范围：0–9）被视为表示IC损害程度递增的有序分类变量，评分越高表明IC越差，功能损害越严重。

所有分析均使用 IBM SPSS Statistics 29.0 版本和 R 4.3.1 版本进行。统计学显著性水平设定为 p < 0.05。

结果

参与者特征
研究样本包括269名社区居住的老年人，其中女性154人（57.2%），男性115人（42.8%）。参与者的平均年龄为69.8岁（标准差 = 8.46岁）。大多数参与者已婚（76.6%），且绝大多数拥有医疗保险（96.7%）。超过三分之二的参与者报告患有至少一种慢性疾病（70.3%）。

平均抑制控制障碍评分为2.45（标准差=1.87），分数越高表示障碍程度越重，抑制控制能力越差。根据医疗保险状况、体重指数类别、吸烟状况、饮酒情况或慢性疾病负担分组，抑制控制障碍评分之间均未观察到具有统计学意义的差异（所有p > 0.05）。详细的参与者特征和单变量分析结果见表1。

变量	类别	例数 (%) / 均值 (标准差)	t/F/r	p 值
性别	男性	115 (42.8)
	女性	154 (57.2)	3.49	<0.001
婚姻状况	已婚	206 (76.6)
	未婚/离异/丧偶	63 (23.4)	4.567	<0.001
月收入（人民币）	≤1000	77 (28.6)
	1001–4000	126 (46.8)
	≥4001	66 (24.6)	3.069	0.002
教育程度	小学及以下	107 (39.8)
	中学/高中	125 (46.5)
	大专及以上	37 (13.8)	2.357	0.014
医疗保险	有	260 (96.7)
	无	9 (3.3)	1.837	0.069
慢性病负担	无	80 (29.7)
	1–2 种慢性病	152 (56.9)
	≥3 种慢性病	37 (13.8)
体重指数（BMI）	正常体重	153 (56.9)
	体重过低/超重/肥胖	116 (43.1)	−1.126	0.261
吸烟状况	从不吸烟/已戒烟	180 (66.9)
	是	89 (33.1)	−1.873	0.063
饮酒情况	从不饮酒/已戒酒	178 (66.2)
	是	91 (33.8)	−1.566	0.119
社会参与	是	168 (62.5)
	否	101 (37.5)	2.299	0.022
媒体接触	从不	23 (8.6)
	有时	77 (28.6)
	经常	169 (62.8)	4.437	<0.001
年龄（岁）	—	69.78 (8.46)	−0.377**	<0.001
握力（kg）	—	25.53 (9.45)	−0.383**	<0.001
内在能力领域	内在能力总分	2.45 (1.87)
	运动能力	0.27 (0.45)
	活力	0.29 (0.56)
	感觉功能	0.65 (0.69)
	认知功能	0.85 (0.76)
	心理幸福感	0.39 (0.65)

表1：中国武汉社区居住的老年人群中参与者特征及其与内在能力受损评分的单变量关联（N = 269）。 数值以 n（%）或均值 ± 标准差（SD）表示。内在能力（IC）采用世界卫生组织 ICOPE 9项筛查工具进行评估，IC评分越高表示受损程度越大，内在能力越差。分类变量的组间差异通过独立样本t检验或单因素方差分析（ANOVA）进行评估，连续变量则采用皮尔逊相关分析。媒体暴露根据个体自我报告接触传统媒体和数字媒体的频率分为“从不”、“有时”和“经常”。BMI分类依据中国成人BMI指南进行划分。统计学显著性定义为 p < 0.05。星号表示具有统计学意义的相关性（*p < 0.05；**p < 0.01）。

单变量分析
单变量分析显示，根据性别、婚姻状况、教育程度、月收入、社会参与、媒体接触、年龄和握力，IC 损伤评分存在显著差异（均 p < 0.05）。根据医疗保险状况、BMI 分类、吸烟状况、饮酒情况或慢性疾病负担，IC 损伤评分未观察到统计学上显著的差异（均 p > 0.05）。

年龄较大与较高的IC损害评分显著相关（r = 0.377，p < 0.001），表明年龄较大的参与者IC水平较差。相反，握力越强与IC损害评分越低显著相关（r = –0.383，p < 0.001），表明身体力量较强的参与者IC水平较好。详细的单变量分析结果见表1。

不同社会人口学和健康相关群体中的媒体接触情况
大多数参与者（91.4%）报告有一定程度的媒体接触（“有时”或“经常”）。在没有健康保险的参与者（22.2%）、握力较低的个体（17.6%）以及年龄在90岁及以上的参与者（33.3%）中，媒体接触较少的情况更为常见。图1展示了媒体接触在不同社会人口学和健康相关群体中的分布模式。

图1. 中国武汉社区居住的老年人群中（N = 269）不同社会人口学和健康相关群体的媒体接触类别分布。媒体接触通过一个单条目测量工具评估，用于评价个体接触传统媒体和数字媒体的频率，并分为“从不”、“有时”和“经常”三类。数值以各亚组内的百分比形式呈现。社会人口学和健康相关变量包括年龄组、性别、教育程度、月收入、医疗保险状况、体重指数（BMI）类别、慢性疾病负担、吸烟状况、饮酒情况、握力类别以及社会参与情况。较高的比例表示在每个媒体接触类别中该亚组参与者所占比例更高。请点击此处查看此图的放大版本。

不同社会人口学和健康相关群体中的执行功能损伤情况
握力较低的参与者其平均执行功能损伤评分较高（均值 = 3.56，标准差 = 0.25），相比之下，握力正常的参与者评分较低（均值 = 2.04，标准差 = 0.11），表明身体力量较弱的个体执行功能更差。类似地，月收入低于1000元人民币的参与者的平均执行功能损伤评分（均值 = 2.97，标准差 = 0.19）高于高收入组别的参与者。

女性参与者的平均抑制控制（IC）损害评分高于男性参与者（平均值 = 2.78，标准差 = 0.16 vs 平均值 = 2.02，标准差 = 0.15），表明女性的抑制控制能力相对较差。小学及以下教育程度的参与者抑制控制损害评分最高（平均值 = 2.92，标准差 = 1.89），而受教育程度较高的参与者抑制控制损害评分较低。90岁及以上的参与者在所有年龄组中抑制控制损害评分最高（平均值 = 7.67，标准差 = 0.33），表明最年长年龄组的抑制控制能力显著更差。不同社会人口学和健康相关群体的平均抑制控制损害评分见图2。

图2. 中国武汉社区居住老年人群（N = 269）在不同社会人口学和健康相关组别中的平均内在能力（IC）损害评分。柱状图表示根据社会人口学和健康相关变量（包括年龄组、性别、教育程度、月收入、医疗保险状况、BMI类别、慢性疾病负担、吸烟状况、饮酒情况、握力类别和社会参与）分层的参与者亚组的平均IC损害评分。IC采用世界卫生组织老年人综合照护（ICOPE）9项筛查工具进行评估（评分范围：0–9）。评分越高，表示损害越严重，内在能力越差。误差线表示平均值的标准误（SEM）。请点击此处查看该图的放大版本。

与IC相关的因素的多元线性回归分析
单变量分析显示，媒体暴露与IC损害评分之间存在显著关联（p < 0.001）。在单变量分析中显示具有统计学显著关联的变量，以及基于先前文献在概念上被认为相关的变量，均被纳入多变量回归模型中。

在多重线性回归分析（表2）中，调整年龄、性别、婚姻状况、教育程度、月收入、握力及社会参与因素后，频繁的媒体接触（“经常”与“从不”相比）与较低的IC损害评分显著相关（B = –0.804；95% CI –1.53 至 –0.08；p = 0.031），表明媒体接触更频繁的参与者具有更好的IC水平。

变量	B	东南	β	t	p值	耐受性	VIF
恒定	1.454	1.228	—	1.184	0.237	—	—
年龄	0.055	0.014	0.250	3.916	<0.001	0.626	1.597
性别	0.143	0.271	0.038	0.530	0.597	0.493	2.028
婚姻状况	−0.856	0.269	−0.195	−3.181	0.002	0.681	1.469
握力	−0.036	0.016	−0.182	−2.25	0.025	0.389	2.568
社会参与	−0.681	0.204	−0.177	−3.343	<0.001	0.910	1.099
教育程度
中学/高中	0.071	0.232	0.019	0.308	0.758	0.662	1.510
大专及以上	−0.104	0.359	−0.019	−0.291	0.771	0.579	1.728
月收入（RMB）
1001–4000	−0.682	0.239	−0.182	−2.847	0.005	0.625	1.600
≥4001	−0.339	0.368	-0.067	−0.919	0.359	0.486	2.059
媒体暴露
有时	0.058	0.380	0.014	0.153	0.878	0.299	3.342
通常	−0.804	0.371	−0.208	−2.169	0.031	0.276	3.624

表2：中国武汉社区居住老年人群中与IC受损评分相关的多因素线性回归分析（N = 269）。 对中国武汉社区居住老年人群中与IC受损评分相关因素的多因素线性回归分析。较高的IC评分表示更严重的功能受损和更差的IC水平。回归模型已对年龄、性别、婚姻状况、教育程度、月收入、握力、社会参与和媒体接触进行校正。教育程度的参照组为小学及以下，月收入参照组为≤1000元人民币，婚姻状况参照组为未婚/离异/丧偶，媒体接触的参照组为“从不”。回归系数以非标准化系数（B）、标准化系数（β）和标准误（SE）表示。采用方差膨胀因子（VIF）和容差统计量评估多重共线性。通过残差图和Durbin-Watson统计量检验模型假设。模型汇总统计量如下：R² = 0.345，调整后R² = 0.317，整体模型显著性 p < 0.001。方差分析（ANOVA）显示模型整体拟合显著（F = 12.333，p < 0.001）。Durbin-Watson统计量为1.855，表明残差独立性可接受。负的回归系数表示较低的IC受损评分和更好的IC功能。统计学显著性定义为 p < 0.05。

年龄越大，IC 损伤评分越高（B = 0.055；95% CI 0.03–0.08；p < 0.001），表明随着年龄增长，IC 水平越差。相比之下，已婚（B = –0.856；p = 0.002）、月收入在 1001 至 4000 元人民币之间（相较于 ≤1000 元人民币）（B = –0.682；p = 0.005）、握力更强（B = –0.036；p = 0.025）以及参与社会活动（B = –0.681；p < 0.001）均与较低的 IC 损伤评分相关，提示 IC 状态更好。

模型诊断结果显示模型拟合良好（R² = 0.345；调整后 R² = 0.317；F = 12.333；p < 0.001）。Durbin-Watson 统计量为 1.855，表明残差不存在自相关性。VIF 值介于 1.099 至 3.624 之间，表明不存在显著的多重共线性问题。

有序逻辑回归分析
有序逻辑回归分析（表3）得出的结果与多重线性回归模型一致。频繁的媒体接触（“经常”与“从不”相比）仍与较低的执行功能障碍评分显著相关（估计值 = –0.848；95% 置信区间 [CI] –1.685 至 –0.010；p = 0.047），表明媒体接触更频繁的参与者具有更好的执行功能。

变量	估计值	标准误	Wald	p 值	95% 置信区间下限	95% 置信区间上限
年龄	0.057	0.016	11.899	<0.001	0.025	0.089
握力	−0.044	0.019	5.543	0.019	−0.081	−0.007
婚姻状况	−0.946	0.314	9.068	0.003	−1.562	−0.330
社会参与	−0.802	0.239	11.299	<0.001	−1.270	−0.335
教育程度
中学/高中	0.03	0.267	0.013	0.91	−0.494	0.554
大专及以上	−0.264	0.416	0.403	0.526	−1.079	0.551
月收入（人民币）
1001–4000	−0.809	0.279	8.407	0.004	−1.356	−0.262
≥4001	−0.315	0.425	0.552	0.458	−1.148	0.517
媒体接触
有时	0.144	0.436	0.11	0.74	−0.710	0.998
经常	−0.848	0.427	3.934	0.047	−1.685	−0.010

表3：中国武汉社区居住老年人群中与IC损害评分相关的因素的有序逻辑回归分析（N = 269）。对中国武汉社区居住老年人群中与IC损害评分相关的因素进行的有序逻辑回归分析。较高的IC评分表示更严重的损害和更差的IC，而负的回归估计值表示较低的IC损害和更好的IC。回归模型包括年龄、握力、婚姻状况、社会参与、受教育程度、月收入和媒体接触。参考类别分别为：受教育程度中的“小学或以下”、月收入中的“≤1000元人民币”、婚姻状况中的“未婚/离异/丧偶”，以及媒体接触中的“从不”。回归估计值以标准误（SE）、Wald统计量、p值和95%置信区间（CI）表示。模型拟合信息显示整体模型表现可接受（卡方 = 104.159，p < 0.001）。拟合优度检验具有统计学意义（F = 12.333，p < 0.001）。使用平行线检验（Test of Parallel Lines）评估比例优势假设（卡方 = 17.338，p = 1.000），支持采用有序逻辑回归模型的合理性。统计学显著性定义为 p < 0.05。

年龄较大仍与较高的IC损害评分和较差的IC相关，而已婚、握力更强、社会参与度更高以及月收入在1001至4000元人民币之间则与较低的IC损害评分和较好的IC相关。

模型拟合统计量表明整体模型表现可接受（卡方值 = 104.159；p < 0.001）。基于平行线检验（p = 1.000），比例优势假设成立，支持使用有序逻辑回归模型。

总体而言，在两个回归模型中，频繁的媒体接触始终与较低的IC损害评分相关。相比之下，年龄较大、收入较低、握力较弱以及社会参与度较低则与较差的IC相关。

缺失数据的分析显示整体缺失率较低（所有变量中均<5%）。Little的MCAR检验结果为不显著（p > 0.05），且敏感性分析表明，完整数据与不完整数据参与者之间无统计学上的显著差异，说明分析方法具有稳健性。

数据可用性：
本研究的去标识化参与者层面数据集及支持研究结果的统计分析文件已作为本论文的补充材料提供。补充表1包含去标识化的参与者层面数据集，涵盖社会人口学特征、健康相关变量、媒体接触测量指标以及信息素养评估数据。补充表2包含统计分析输出文件，包括描述性统计、单变量分析、多元线性回归分析和有序逻辑回归分析结果。补充文件1提供了在中国武汉社区居住的老年人群中用于数据收集的英文版问卷及访谈员评估材料。补充编码文件1包含问卷及数据收集过程中使用的原始中文普通话版本问卷和编码材料，仅供方法学参考。

补充文件1：在中国武汉社区居住的老年人中用于数据收集的英文问卷及访谈员评估材料。
该补充文件包含在参与者访谈期间使用的社会人口学问卷、媒体接触评估、基于世界卫生组织老年人综合照护（ICOPE）框架的内在能力（IC）筛查条目、体力活动测量、日常生活活动能力评估以及健康人格评估工具的英文翻译版本。请点击此处下载该文件。

补充编码文件1 包含在参与者数据收集过程中使用的问卷原始中文版本，仅用于方法学参考。请点击此处下载该文件。

讨论

本研究探讨了中国社区居住老年人的媒体接触模式及其与智力功能（IC）之间的关联。大多数参与者报告了不同程度的媒体接触，且平均智力功能损害评分相对较低。在调整了社会人口学和健康相关变量后，更频繁的媒体参与与更低的智力功能损害评分相关，表明智力功能更好。在多重线性回归和有序逻辑回归模型中均观察到类似结果，支持了所观察关联的稳健性和一致性。年龄较大、收入较低、握力较弱以及社会参与度较低均与较差的智力功能相关。据我们所知，目前中国很少有研究探讨总体媒体参与（包括传统媒体和数字媒体接触）与社区居住老年人多维智力功能之间的关系^22,23。这些发现可能反映了老年人在总体媒体参与以及信息和社会资源获取方面存在的不平等。从社会决定因素和生物心理社会视角来看，媒体参与可能不仅代表简单的信息获取，还可能反映更广泛的社会参与、认知投入以及与支持健康老龄化的环境之间的互动。更多参与信息和社会资源的老年人可能拥有更多机会长期维持其生理、认知和心理功能。然而，由于本研究评估的是总体媒体接触而非特定平台的使用情况，无法区分传统媒体与数字媒体参与各自的相对贡献。

本研究显示，较差的内在能力（IC）与高龄、较低收入、较低教育水平、较弱的握力以及较低的社会参与度相关。这些发现与世界卫生组织（WHO）的建议以及既往研究结果一致，即由于累积的生物学变化和更高的慢性疾病负担，IC 随年龄增长而下降²⁴。本研究观察到的平均 IC 损伤评分低于针对北京地区老年社区居民的研究¹³以及住院老年群体的研究中报告的评分¹⁵。这种差异可能与本研究纳入的社区居住人群年龄较轻、基线健康状况相对较好有关。这些比较凸显了在跨研究解释 IC 结果时，考虑人群特征、研究环境和抽样策略的重要性。较低收入与较差的 IC 相关，这与中国²⁵和巴西²⁶开展的研究报告的结果一致。收入较高的老年人可能更容易获得医疗服务、健康相关信息以及更健康的生活方式，从而有助于维持身体、认知和心理功能²⁴。同样，较高的社会参与度与更好的 IC 相关，这与既往在中国开展的研究结果一致^27,28。在生物-心理-社会框架下，通过持续的人际互动和参与有意义的活动，社会参与可能有助于情绪健康、认知刺激以及日常功能的维持¹⁶。握力也被确认为 IC 的一个重要相关因素，与以往研究结果一致^24,29。由于握力评估在社区环境中具有简便性、客观性和可行性，因此可作为监测与年龄相关的身体和功能能力下降的实用指标³⁰。

尽管在本样本中媒体接触较为普遍，但较低水平的媒体接触更常出现在年龄较大的参与者、没有健康保险的个体以及握力较弱的人群中。这些发现可能反映了老年人在整体媒体参与度以及获取信息和社会资源方面存在的不平等现象，尽管本研究未能区分传统媒体与数字媒体的使用情况。以往研究已报道过媒体或数字技术使用与老年人认知功能、孤独感、抑郁症状及生活质量等结局之间的关联^{31,32,33,34,35}。本研究通过考察社区居住老年人中作为多维健康老龄化构念的内在能力（IC），拓展了这一领域的文献。从生物心理社会模型和社会决定因素的角度来看，媒体参与不仅可能反映信息获取情况，还可能体现认知参与³⁵、社会参与⁶以及与健康老龄化相关的支持性环境的互动。然而，由于本研究采用了总体媒体接触的测量方式，无法确定所观察到的关联主要是与传统媒体使用、数字技术使用，还是更广泛的社会和信息参与模式相关。

研究结果表明，在社会经济地位较低的老年人群中，媒体接触差异与信息素养（IC）水平较低可能并存。社会经济资源较少、身体功能较弱以及社会参与度较低的参与者，报告频繁接触媒体的可能性更低，且往往具有较差的信息素养（IC）。这些发现可能对促进健康老龄化的策略以及旨在改善老年人公平获取信息和社会资源的社区支持项目具有启示意义。在中国，许多老年人仍在持续使用传统媒体和新兴数字媒体平台，将传统传播方式与适龄化的数字举措相结合的方法，可能有助于提高老年人群更广泛的参与度^7,36。促进数字素养、普及通信技术和增强社会参与的社区项目，对于面临更高社会或信息排斥风险的老年人可能尤为相关^37,38。医疗保健专业人员也可考虑将信息素养（IC）的筛查以及对社会或身体脆弱老年人的识别纳入常规的社区照护工作中。然而，由于本研究采用横断面设计，当前结果不应被解读为因果关系的证据，未来还需开展纵向研究和干预性研究，才能提出基于媒体的具体干预建议。

本研究为媒体总体暴露与中国社区居住的老年人群间认知功能（IC）的关联性提供了探索性证据。本研究的一个重要优势在于纳入了传统媒体和数字媒体暴露，这可能更真实地反映中国老年人群的媒体接触模式。另一优势是采用了两种互补的分析方法——多元线性回归和有序逻辑回归，两种方法得出的结果一致，增强了分析的稳健性。此外，认知功能（IC）的评估基于世界卫生组织健康老龄化框架，该框架涵盖了身体和心理功能的多个维度。

然而，应考虑若干局限性。首先，横断面研究设计无法进行因果推断，也不能确定媒体暴露与信息素养（IC）之间的时间顺序关系。反向因果关系也有可能存在，即信息素养较好的老年人可能更倾向于使用媒体。其次，在单一城市内进行社区选择和参与者招募时均采用了便利抽样方法，这可能限制了样本对其他人群的代表性与可推广性。第三，媒体暴露通过一个单条目自报量表进行评估，该量表仅反映个体对传统媒体和数字媒体的整体参与情况。该测量方式未涵盖媒体类型、使用时长、强度、使用目的或特定平台的参与程度，因而限制了构念效度，并无法区分传统媒体与数字媒体各自的影响。第四，部分参与者接受了由访谈员主导的问卷调查，这可能引入报告偏倚。其他局限性还包括亚组样本量较小、未测量变量（如数字素养、认知储备和社会支持）带来的残余混杂，以及缺乏对认知障碍和共病负担的详细临床评估。总体而言，本研究结果可能为未来健康老龄化研究及旨在改善老年人公平获取信息和社会资源的社区干预策略提供参考。然而，研究结果不应被解读为因果关系的证据，未来仍需开展纵向研究和干预研究，以明确其方向性、潜在机制，以及传统媒体与数字媒体参与对健康老龄化结局的相对贡献。

材料

本文使用的材料清单

姓名	公司	目录编号	评论
电子体重秤	Omron Healthcare Co., Ltd., Kyoto, Japan	型号 HN-286	用于测量体重以计算身体质量指数（BMI）；测量前需进行校准。
五次坐立测试方案	标准老年功能评估	不适用	用于运动功能域评估；完成时间≥14 秒被视为存在运动功能障碍的指征。
握力计	Xiangshan Medical Equipment Co., China	型号 EH101	用于以千克（kg）为单位测量握力；男性握力低于<28 kg、女性低于<18 kg 定义为握力低下。RRID:SCR_022163
IBM SPSS Statistics	IBM Corp., Armonk, NY, USA	版本 29.0	用于描述性统计和回归分析。RRID:SCR_002865
媒体暴露评估条目	由研究团队开发	单条目问卷	采用三点量表评估个体对传统媒体和数字媒体的整体参与程度。补充文件1包含该问卷条目及编码方案。
R 统计软件	R Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria	版本 4.3.1	用于有序逻辑回归及其他统计分析。RRID:SCR_001905
社会人口学与健康问卷	由研究团队开发	定制问卷	包含年龄、性别、教育程度、收入、婚姻状况、保险情况、吸烟、饮酒及慢性疾病等项目。完整问卷见补充文件1。
身高测量仪	Seca GmbH & Co. KG, Hamburg, Germany	Seca 213 便携式身高测量仪	用于测量身高以计算 BMI。
三词回忆与定向测试	标准认知筛查项目	不适用	用于认知域评估。补充材料包含定向问题、回忆词汇、回忆延迟时间及评分标准。
世界卫生组织老年人综合照护（ICOPE）筛查工具	世界卫生组织	ICOPE 筛查工具	用于评估运动功能、活力、感觉功能、认知及心理福祉等维度。此前的验证研究中已报告其简体中文版本；相关文献引用见方法部分。
耳语测试评估条目	标准化临床听力筛查程序	不适用	用于感觉域中的听力评估。方法部分包含耳语使用的词语/数字及每耳测试次数。