Cette étude transversale a examiné l’association entre l’exposition globale aux médias et la déficience de capacité intrinsèque chez les personnes âgées vivant en communauté en Chine, à l’aide d’une évaluation basée sur un questionnaire et d’une analyse de régression multivariée.
Article de recherche
Association entre l’exposition globale aux médias et la capacité intrinsèque chez les personnes âgées vivant en communauté en Chine : une étude transversale
Dans cet article
Résumé
Résumé
Le vieillissement de la population et la numérisation de la société ont transformé la manière dont les personnes âgées accèdent à l’information, aux services de santé et aux ressources sociales. La capacité intrinsèque (CI), définie comme le composite des capacités physiques et mentales sous-jacentes à la capacité fonctionnelle, peut être influencée par l’exposition aux médias à travers ses effets sur les connaissances en santé, les comportements et les interactions sociales. Cependant, les preuves sur la relation entre l’exposition globale aux médias et la CI chez les personnes âgées vivant en communauté en Chine restent limitées. Cette étude transversale a examiné l’association entre l’exposition globale aux médias, y compris l’utilisation des médias traditionnels et numériques, et l’altération des IC chez les personnes âgées en Chine. Une enquête a été menée entre avril et juin 2024 auprès d’adultes vivant en communauté âgés de ≥60 ans dans trois communautés de Wuhan, en Chine (N = 269). L’exposition aux médias a été évaluée à l’aide d’une mesure de fréquence sur un seul item (jamais/parfois/souvent). La CI a été mesurée à l’aide de l’outil de dépistage à 9 items de l’Organisation mondiale de la santé (plage de scores : 0–9 ; des scores plus élevés indiquent une plus grande incapacité et une IC plus mauvaise). Des analyses de régression linéaire multivariée et de régression logistique ordonnée ont été réalisées après ajustement pour l’âge, le sexe, l’état civil, le revenu, l’éducation, la force de préhension et la participation sociale. L’âge moyen des participants était de 69,8 ans (écart-type [DE] 8,5), et 57,2 % étaient des femmes. Le score moyen d’incapacité IC était de 2,45 (DE 1,87). L’exposition fréquente aux médias (« souvent » vs « jamais ») était associée à des scores d’altération IC plus faibles dans la régression linéaire ajustée (B = –0,804 ; intervalle de confiance [IC] à 95 % –1,53 à –0,08 ; p = 0,031), indiquant un meilleur IC. La régression logistique ordonnée a montré des résultats cohérents. L’âge avancé était associé à une IC plus faible, tandis qu’un revenu plus élevé, une plus grande force de prise, le mariage et la participation sociale étaient associés à une meilleure IC. Une exposition médiatique plus fréquente a été associée à une meilleure IC chez les personnes âgées vivant en communauté, bien que des études longitudinales soient nécessaires pour clarifier la causalité et les effets spécifiques à chaque plateforme.
Introduction
Le monde vieillit à un rythme sans précédent. L’Organisation mondiale de la santé (OMS) a rapporté que l’espérance de vie (LE) de la population mondiale a augmenté de 6,6 ans entre 2000 et 2019, tandis que la LE en bonne santé (HALE) n’a augmenté que de 5,4 ans, ce qui indique que les personnes âgées passent une proportion importante de la vie adulte vivant avec maladie ethandicap 1. En Chine, la population âgée de 65 ans et plus a atteint environ 200 millions de personnes, représentant 14,2 % de la population totale et reflétant la transition du pays vers une sociétévieillissante 2. La LE en Chine a été rapportée à 77,3 ans, tandis que la HALE était de 69 ans, laissant un écart de 8,3 ans pouvant être associé à un déclin fonctionnel et à des besoins en soinsde longue durée 1. En réponse à ces défis, le Rapport mondial sur le vieillissement et la santé a souligné l’importance de maintenir la capacité fonctionnelle (FA) et de prévenir la diminution de la capacité intrinsèque (CI)3. La CI désigne la composition des capacités physiques et mentales d’un individu et inclut des domaines tels que la locomotion, la cognition, le bien-être psychologique, la fonction sensorielle et la vitalité/nutrition 4,5.
L’exposition aux médias est devenue de plus en plus un déterminant social et comportemental important du vieillissement sain. Chez les personnes âgées, l’engagement avec les médias peut influencer la CI par plusieurs voies, notamment un meilleur accès à l’information sur la santé, une meilleure maîtrise de la santé en matière de littératie, un fonctionnement cognitif amélioré, la promotion de comportements sains et la facilitation de l’interaction sociale et de la participation. Ces voies s’alignent avec les cadres comportementaux et sociaux déterminants de la santé, qui suggèrent que l’accès à l’information et la connectivité sociale peuvent influencer les comportements de santé, l’utilisation des soins de santé et les résultats fonctionnels plus tard dans la vie. Parallèlement, les disparités d’accès, de compétences, d’utilisabilité et de littératie numérique contribuent à un fossé numérique persistant chez les populationsâgées 6,7.
L’impact des technologies numériques sur la vie des personnes âgées a considérablement augmenté et a influencé les comportements de mode de vie, le fonctionnement cognitif, le bien-être social et la participationsociale 8,9,10. Les preuves existantes suggèrent que les adultes chinois âgés continuent de s’appuyer fortement sur les médias traditionnels, en particulier la télévision, tout en adoptant progressivement des plateformes numériques telles que les smartphones et les médias basés surInternet 11,12. Ainsi, dans la présente étude, « exposition médiatique » fait référence collectivement à l’engagement avec les plateformes médias traditionnelles et numériques. Cette approche combinée a été adoptée car les personnes âgées en Chine utilisent souvent plusieurs formes de médias simultanément, et que les médias traditionnels comme numériques puissent contribuer à l’accès à l’information, à l’engagement social et aux comportements liés à la santé.
Bien que des études antérieures aient examiné la relation entre l’utilisation des médias et certains résultats de santé chez les personnes âgées, les preuves concernant son association avec la CI restent limitées etincohérentes 12,13,14,15,16. Plus précisément, les recherches antérieures se sont principalement concentrées sur des résultats isolés tels que la cognition, la dépression ou la participation sociale, plutôt que sur la construction multidimensionnelle de la CI. De plus, les résultats entre les études restent mitigés en raison des variations dans les populations étudiées, des définitions de l’exposition aux médias et des mesures de résultats. En particulier, des preuves limitées sont disponibles concernant l’exposition globale aux médias, y compris l’engagement traditionnel et numérique dans les médias, en lien avec la CI chez les personnes âgées vivant en communautéen Chine 12, 13, 16. Par conséquent, la présente étude visait à (1) caractériser les schémas d’exposition globale aux médias et de CI selon des facteurs sociodémographiques et liés à la santé, et (2) examiner l’association entre l’exposition globale aux médias et la CI chez les personnes âgées vivant en communauté en Chine.
Protocole
L’étude a été approuvée par le Comité d’éthique biomédicale de l’Université de Wuhan (numéro d’approbation : WHU-LFMD-IRB2023079). Un consentement éclairé écrit a été obtenu de tous les participants avant l’administration du questionnaire et l’évaluation physique. Pour les participants à faible niveau d’alphabétisation, des intervieweurs formés lisaient à voix haute le formulaire de consentement, et une confirmation verbale était obtenue avant le consentement écrit ou la documentation de l’empreinte digitale. Tous les questionnaires et entretiens ont été administrés en mandarin. Les évaluations ont été menées dans des environnements communautaires calmes, avec un éclairage adéquat et un minimum de distractions pour soutenir une administration standardisée.
Toutes les données ont été anonymisées et utilisées exclusivement à des fins de recherche. Les données étaient saisies dans une base de données électronique sécurisée par un personnel de recherche formé et examinées pour leur exhaustivité et leur cohérence avant analyse. Une vérification aléatoire des données saisies a été effectuée afin de minimiser les erreurs de saisie. L’accès à l’ensemble de données était limité à l’équipe de recherche principale.
Conception et cadre de l’étude
Cette étude transversale concernait des personnes âgées vivant en communauté âgées de 60 ans et plus à Wuhan, en Chine. La collecte de données a eu lieu entre avril et juin 2024. Les participants ont été recrutés dans trois communautés — Jiangdayuan, Jinyulanwan et Lvdao — situées dans le district de Caidian à Wuhan. Wuhan est la capitale de la province du Hubei et sert de centre majeur économique, éducatif et de transport dans le centre de la Chine. Les trois communautés ont été sélectionnées car elles servaient de sites de stage et de pratique de terrain pour l’équipe de recherche, facilitant l’accès aux personnes âgées vivant en communauté et soutenant la faisabilité de la collecte de données. Ces communautés sont principalement des communautés résidentielles urbaines aux milieux socio-économiques mixtes et des centres de santé communautaires établis qui fournissent régulièrement des services de gestion de santé aux personnes âgées. Par conséquent, un échantillonnage de commodité a été appliqué tant au niveau de la communauté qu’au niveau des participants.
Participants et recrutement
Le recrutement a été effectué dans des centres d’activités communautaires, des espaces communs résidentiels et des services de santé communautaires au sein des trois communautés sélectionnées. Les participants potentiels ont été approchés en personne par du personnel de recherche formé lors de visites communautaires programmées et de séances d’information. Le dépistage d’éligibilité a été réalisé à l’aide d’une liste de contrôle standardisée basée sur les critères d’inclusion et d’exclusion prédéfinis. La compréhension et la capacité de réponse des participants ont été évaluées par de brèves interactions verbales avec des intervieweurs formés afin de confirmer leur capacité à comprendre les instructions de l’étude, à communiquer les réponses et à remplir le questionnaire de manière indépendante ou avec l’aide de l’intervieweur. Les personnes qui n’ont pas réussi à communiquer efficacement, à démontrer une compréhension de base ou à réussir le processus d’entretien, même avec de l’aide, ont été exclues de la participation.
Les personnes éligibles recevaient une explication verbale de l’étude et étaient invitées à participer. Les critères d’exclusion ont été évalués par auto-rapport des participants, des questions de dépistage administrées par l’intervieweur et des informations disponibles sur la santé communautaire, le cas échéant. Un consentement éclairé écrit a été obtenu avant l’administration du questionnaire et l’évaluation physique.
Les critères d’inclusion étaient les suivants : (1) âgé de 60 ans et plus ; (2) capable de comprendre et de répondre au questionnaire de manière autonome ou avec l’aide de l’intervieweur ; et (3) être disposés à participer à l’étude et à fournir un consentement éclairé. Les critères d’exclusion comprenaient des maladies psychiatriques graves, des maladies comorbides graves des organes (par exemple, maladies cardiovasculaires avancées, rénales, hépatiques ou respiratoires), des maladies incursales, ou l’inscription à d’autres études liées à la gériatrie. Ces critères d’exclusion ont été déterminés principalement sur la base des auto-déclarations des participants concernant des diagnostics médicaux antérieurs.
Un total de 280 résidents éligibles de la communauté ont été sollicités pour participer. Parmi eux, 269 participants ont complété l’enquête et ont été inclus dans l’analyse finale, ce qui a donné un taux de réponse efficace de 96,1 %. Les 11 participants restants ont été exclus en raison de réponses incomplètes au questionnaire, de retrait lors du processus d’enquête ou de l’incapacité à compléter les procédures d’évaluation physique.
Collecte de données
Les données ont été collectées lors d’entretiens en face à face menés dans les trois communautés participantes. L’équipe de recherche était composée de quatre étudiants de premier cycle et de deux étudiants diplômés ayant une expérience en soins infirmiers. Les collecteurs de données ont suivi une session de formation d’une journée menée par les enquêteurs, couvrant les objectifs de l’étude, les procédures de recrutement des participants, les procédures de consentement éclairé, l’administration du questionnaire, les mesures physiques, les considérations éthiques et les techniques d’entretien standardisées.
Des entretiens simulés et des séances de pratique supervisées ont été menés avant la collecte des données afin de favoriser la cohérence entre les enquêteurs. Après la formation, tous les collecteurs de données ont réalisé des entretiens simulés supervisés et des évaluations de pratique standardisée sous observation des chercheurs. La compétence de l’intervieweur a été évaluée en fonction du respect du protocole d’entretien, de la précision de l’administration du questionnaire et de la cohérence des procédures de mesure physique. Les petites divergences identifiées lors des entraînements pilotes ont été discutées et corrigées avant la collecte formelle des données. Les tests de fiabilité statistiques formels entre évaluateurs n’ont pas été réalisés car les évaluations ont été réalisées à l’aide de procédures hautement standardisées et de questionnaires administrés par les intervieweurs.
Le questionnaire a été auto-administré pour les participants capables de lire et de remplir le questionnaire de manière autonome. Des questionnaires administrés par les intervieweurs ont été utilisés pour les participants ayant une déficience visuelle, un niveau d’alphabétisation limité ou des difficultés d’écriture. Lors des séances administrées par l’intervieweur, les intervieweurs ont suivi un protocole d’administration standardisé incluant la lecture des questions mot à mot, l’évitement de l’interprétation ou des incitations, le maintien de réponses neutres et l’enregistrement des réponses des participants directement sans modification.
Les questionnaires remplis étaient examinés sur place immédiatement après leur administration afin de minimiser les données manquantes et d’en garantir leur exhaustivité. Les participants ont été invités à clarifier des points sans réponse ou flous dès que possible. Le questionnaire et les documents d’administration de l’intervieweur sont fournis dans le Dossier Supplémentaire 1.
Mesures
Caractéristiques sociodémographiques et de santé :
Les variables sociodémographiques comprenaient le genre, l’âge (années), l’état civil, le niveau d’éducation, le revenu mensuel personnel et le statut d’assurance santé. Le revenu mensuel était classé en ≤1000 RMB, 1001–4000 RMB et ≥4001 RMB. Le niveau d’éducation était classé comme étant de l’école primaire ou inférieure, collège/lycée, collège junior ou supérieur.
Les variables liées à la santé comprenaient les maladies chroniques autodéclarées, le tabagisme, la consommation d’alcool et l’indice de masse corporelle (IMC). Les maladies chroniques comprenaient l’hypertension, le diabète sucré, les maladies cardiovasculaires, les maladies cérébrovasculaires et l’hyperlipidémie. La charge des maladies chroniques était classée comme aucune, une à deux maladies chroniques, et trois maladies chroniques ou plus. Le statut de maladie chronique a été déterminé principalement par l’auto-rapport des participants concernant les diagnostics antérieurs des médecins et l’utilisation actuelle des médicaments.
Le statut de tabagisme et la consommation d’alcool ont été évalués par auto-déclaration. Le statut de fumeur était classé comme fumeur actuel et non-fumeur (y compris les anciens fumeurs et jamais fumeurs). La consommation d’alcool a été classée comme consommation actuelle d’alcool versus absence actuelle d’alcool. Les réponses ont été codées de manière dichotomique pour l’analyse statistique (0 = non ; 1 = oui).
L’IMC a été calculé comme poids (kg)/taille (m2) et classé comme poids normal versus sous-poids/surpoids/obésité selon les recommandations chinoises de l’IMC adulte. Des mesures de taille et de poids ont été obtenues avec des participants portant des vêtements légers et sans chaussures. Le poids était mesuré à l’aide d’une balance numérique calibrée, et la hauteur mesurée à l’aide d’un stadiomètre mural. Deux mesures ont été obtenues pour chaque participant, et la valeur moyenne a été utilisée pour le calcul de l’IMC.
Force de préhension :
La force de préhension était mesurée à l’aide d’un dynamomètre de force de préhension portatif. Les participants se tenaient debout, les bras naturellement pendents sur les côtés et les coudes complètement étendus. Les mesures ont été obtenues en alternance pour la main droite et la main gauche, avec environ 30 secondes de repos entre les essais. Chaque aiguille a été mesurée deux fois, et la valeur maximale enregistrée a été utilisée pour l’analyse. Des instructions verbales standardisées étaient fournies avant les essais, et l’appareil était calibré selon les instructions du fabricant avant la collecte des données. Les participants ont été interrogés sur une douleur à la main, une blessure au membre supérieur ou une condition affectant la performance de la prise avant l’évaluation. Les personnes signalant une douleur sévère ou une incapacité à effectuer le test en toute sécurité ont été exclues de la mesure de la force de préhension. Le statut de main dominante n’était pas officiellement enregistré, et la valeur la plus élevée obtenue de l’une ou l’autre main était utilisée pour l’analyse.
La force de préhension était enregistrée en kilogrammes (kg). Selon le consensus du Groupe de travail asiatique sur la sarcopénie de 2019, une faible force de préprise était définie comme <28 kg pour les hommes et 17 ans pourles femmes <18 kg. La force de préhension a été incluse comme indicateur objectif de la fonction physique et de la force musculaire associée au domaine de la locomotion de la CI et au déclin fonctionnel global chez les personnes âgées.
Exposition médiatique :
L’exposition aux médias a été évaluée à l’aide d’une mesure unique : « Dans votre vie quotidienne, à quelle fréquence interagissez-vous avec les médias traditionnels (par exemple, journaux, radio, télévision) et les médias numériques (par exemple, internet, réseaux sociaux) ? » Les réponses étaient notées sur une échelle de trois points (1 = jamais, 2 = parfois, 3 = souvent). Les participants ont été invités à déclarer leur fréquence habituelle d’engagement avec les médias traditionnels et numériques au cours de la vie quotidienne au cours des mois précédents. La question était administrée verbalement ou auto-complétée, selon les préférences des participants et leur niveau de lecture. Pour l’interprétation descriptive, « parfois » désignait généralement un engagement médiatique occasionnel ou irrégulier (par exemple, plusieurs fois par mois ou par semaine), tandis que « souvent » désignait un engagement fréquent ou routinier (par exemple, une utilisation quotidienne ou presque quotidienne).
L’item a été développé à partir de la littérature antérieure sur le vieillissement et l’utilisation des médias examinant l’engagement global avec les médias d’information et de communication chez les personnes âgées. Comme les personnes âgées en Chine utilisent couramment à la fois des médias traditionnels et numériques, l’étude a évalué l’exposition globale aux médias plutôt que l’utilisation spécifique à chaqueplateforme 18. La mesure sur un seul article visait à capturer les schémas généraux d’engagement médiatique plutôt que l’utilisation spécifique, la durée ou l’objectif de consommation médiatique spécifique.
Capacité intrinsèque :
La CI a été évaluée à l’aidede l’outil de dépistage 4 de l’OMS Integrated Care for Older People (ICOPE). L’outil de dépistage ICOPE est un instrument standardisé développé par l’OMS pour évaluer les déclins de la CI chez les personnes âgées et a été largement utilisé dans la recherche sur le vieillissement et les évaluations gériatriques communautaires. Une version mandarin chinoise de l’outil de dépistage ICOPE a été utilisée dans cette étude et administrée par des intervieweursformés 19. Des études antérieures ont rapporté une fiabilité et une validité acceptables des versions chinoises de l’outil de dépistage ICOPE chez les populations adultesâgées 20,21.
L’outil comprend neuf éléments répartis dans cinq domaines : la locomotion (1 item), la vitalité (2 items), la fonction sensorielle (2 items), la cognition (2 items) et le bien-être psychologique (2 items). Toutes les réponses anormales ont été codées comme 1, ce qui a donné un score total allant de 0 à 9, avec des scores plus élevés indiquant une plus grande incapacité et une IC plus faible. L’altération de l’IC était définie comme une altération dans au moins un domaine.
Les critères d’évaluation spécifiques étaient les suivants :
Locomotion : Le test cinq fois assis à debout a été réalisé sur une chaise standard d’environ 43 à 45 cm de hauteur sans accoudoirs. Les participants ont été invités à se lever de leur position assise et à s’asseoir cinq fois plus rapidement que possible sans utiliser leurs bras. Le chronométrage commençait au commandement « start » et se terminait lorsque le participant terminait la cinquième résistance. Le temps de complétion ≥14 s ou l’incapacité à terminer le test sans soutien de bras a été considéré comme indicateur d’une déficience de la locomotion. Un essai pratique sans chronométrage a été autorisé avant les tests formels afin d’assurer la compréhension des participants de la procédure et de l’administration standardisée des tests.
Vitalité : La vitalité a été évaluée par une perte de poids non intentionnelle auto-déclarée de ≥3 kg au cours des trois mois précédents et/ou une perte d’appétit auto-déclarée. Les participants ont été interrogés : « Avez-vous involontairement perdu plus de 3 kg au cours des trois derniers mois ? » et « Avez-vous récemment perdu l’appétit ? » Les options de réponse pour l’évaluation de l’appétit ont été enregistrées comme oui/non.
Sensoriel : La fonction sensorielle a été évaluée à l’aide de la déficience auditive auto-déclarée, de la déficience visuelle et du test du chuchotement. Le test du chuchotement a été réalisé à une distance d’environ 60 cm derrière le participant afin de minimiser les indices visuels. Une oreille était doucement masquée tandis que des chiffres chuchotés standardisés (par exemple, « 4–7–2 ») ou des mots communs de deux syllabes étaient présentés à l’oreille opposée. Deux tentatives ont été administrées par oreille. L’incapacité à répéter correctement les éléments présentés était considérée comme indicative d’une déficience auditive.
Cognition : L’évaluation cognitive comprenait des tâches d’orientation et de rappel différé administrées en mandarin. Les participants ont été invités à identifier la date et le lieu actuels et à se souvenir de trois mots courants après un bref délai. Les trois mots de rappel utilisés étaient « sac », « drapeau » et « arbre » (équivalents mandarins). La durée du délai de rappel était d’environ 3 à 5 minutes lors de la complétion des autres items du questionnaire. Des réponses d’orientation incorrectes ou une incapacité à se souvenir des mots étaient considérées comme indicatrices d’un trouble cognitif.
Bien-être mental : Le bien-être psychologique a été évalué à l’aide de deux questions de dépistage concernant la baisse d’humeur et la perte d’intérêt au cours des deux semaines précédentes : « Au cours des deux dernières semaines, vous êtes-vous souvent senti déprimé, désespéré ou sans espoir ? » et « Au cours des deux dernières semaines, avez-vous ressenti peu d’intérêt ou de plaisir à faire des choses ? » Les réponses ont été enregistrées comme oui/non, et la présence de l’un ou l’autre symptôme a été considérée comme indicative d’un trouble psychologique.
Analyse des données
La collecte des données a été effectuée lors de visites communautaires en journée entre avril et juin 2024, et chaque entretien et évaluation de chaque participant ont nécessité environ 20 à 30 minutes. Les questionnaires remplis ont été examinés immédiatement après l’administration pour identifier les réponses manquantes ou incomplètes, et les participants ont été invités à clarifier les points non répondus autant que possible.
Les caractéristiques sociodémographiques, les variables liées à la santé, l’exposition aux médias et les scores d’incapacité IC ont été résumés à l’aide de statistiques descriptives. Les variables continues étaient présentées comme des moyennes et des écarts-types (SD), tandis que les variables catégorielles étaient présentées comme des fréquences et des pourcentages. Les analyses graphiques comprenaient des graphiques à barres pour les catégories d’exposition aux médias et des graphiques de moyennes avec des barres d’erreur représentant les erreurs standard de la moyenne (MEB) pour les scores d’incapacité IC à travers les groupes sociodémographiques.
Gestion des données manquante :
L’étendue des données manquantes a été examinée pour chaque variable de l’étude avant l’analyse. Globalement, les manquants étaient faibles (<5 % pour toutes les variables). Compte tenu du niveau minimal de données manquantes et de l’absence de schémas systématiques basés sur le test MCAR (Missing completely at random) de Little (p > 0,05), une analyse de cas complets a été appliquée pour les modèles de régression. Le test MCAR de Little a été réalisé à l’aide du module Missing Value Analysis dans le logiciel d’analyse statistique IBM SPSS Statistics (version 29.0). Les analyses de sensibilité comparant les participants ayant des données complètes à ceux dont les valeurs manquaient n’ont montré aucune différence statistiquement significative d’âge, de sexe, d’éducation ou de scores IC ( tous p > 0,05), ce qui soutient la robustesse de l’approche du cas complet.
Pour répondre à la question de recherche 1, des tests t à échantillons indépendants, une analyse unidirectionnelle de la variance (ANOVA) et des analyses de corrélation ont été réalisés afin d’examiner les relations bivariées entre les caractéristiques des participants, l’exposition aux médias et les scores d’incapacité de la CI.
Pour répondre à la question de recherche 2, les variables démontrant des associations statistiquement significatives (p < 0,05) dans les analyses univariées et les variables considérées comme conceptuellement pertinentes sur la base de la littérature antérieure ont été incluses dans des analyses multivariées. Les variables catégorielles ont été transformées en variables fictives en utilisant un codage binaire 0/1 avant les analyses de régression. Pour la réussite scolaire, deux variables factices ont été créées : collège/lycée versus école primaire ou inférieure (Edu2 : 0 = non, 1 = oui) et collège junior ou supérieur versus école primaire ou inférieure (Edu3 : 0 = non, 1 = oui). Pour le revenu mensuel, deux variables fictives ont été créées : 1001–4000 RMB contre ≤1000 RMB (Revenu2 : 0 = non, 1 = oui) et ≥4001 RMB contre ≤1000 RMB (Revenu3 : 0 = non, 1 = oui). Pour l’exposition aux médias, deux variables fictives ont été créées : « parfois » contre « jamais » exposition (Media2 : 0 = non, 1 = oui) et « souvent » contre « jamais » exposition (Media3 : 0 = non, 1 = oui). Les catégories de référence étaient l’école primaire ou moins, le revenu mensuel ≤1000 RMB, et l’exposition « jamais » aux médias.
Une régression linéaire multiple a d’abord été réalisée, en traitant le score IC (plage : 0–9) comme un résultat continu. Les hypothèses du modèle ont été évaluées à l’aide de la statistique Durbin–Watson pour l’indépendance des résidus, du facteur d’inflation de variance (VIF < 5) pour la multicolinéarité, ainsi que des histogrammes résiduels, des diagrammes Q–Q et des nuages de points pour évaluer la normalité, la linéarité et l’homoscédasticité.
Pour tenir compte de la distribution ordinale des scores IC, une régression logistique ordonnée (modèle des odds proportionnelles) a également été réalisée, traitant IC comme un résultat ordinal. L’hypothèse des proportionnelles a été évaluée à l’aide du test des droites parallèles. Des rapports de cotes ajustés (AOR) avec intervalles de confiance (IC) à 95 % ont été rapportés. L’ajustement du modèle a été évalué à l’aide de statistiques du chi-carré du rapport de vraisemblance et des pseudo-indicesR2 . La cohérence dans la direction, l’amplitude et la signification statistique des associations entre les modèles de régression logistique linéaire et ordonnée a été utilisée pour évaluer la robustesse des résultats. Pour l’analyse de régression logistique ordonnée, les scores totaux d’incapacité IC (plage : 0–9) ont été traités comme des catégories ordinales ordonnées représentant des niveaux croissants d’incapacité IC, les scores plus élevés indiquant une IC plus faible et une plus grande déficience fonctionnelle.
Toutes les analyses ont été réalisées en utilisant IBM SPSS Statistics version 29.0 et R version 4.3.1. La signification statistique a été fixée à p < 0,05.
Résultats
Caractéristiques des participants
L’échantillon de l’étude comprenait 269 personnes âgées vivant en communauté, dont 154 femmes (57,2 %) et 115 hommes (42,8 %). L’âge moyen des participants était de 69,8 ans (DE = 8,46 ans). La plupart des participants étaient mariés (76,6 %) et la majorité bénéficiait d’une couverture santé (96,7 %). Plus des deux tiers des participants ont déclaré au moins une maladie chronique (70,3 %).
Le score moyen d’incapacité IC était de 2,45 (DE = 1,87), avec des scores plus élevés indiquant une plus grande incapacité et une IC plus faible. Aucune différence statistiquement significative dans les scores d’incapacité de la CI n’a été observée selon le statut d’assurance maladie, la catégorie d’indice de masse corporelle, le tabagisme, la consommation d’alcool ou la charge des maladies chroniques ( tous p > 0,05). Les caractéristiques détaillées des participants et les analyses univariées sont présentées dans le tableau 1.
| Variables | Catégories | N ( %) / Moyenne (SD) | t/F/r | valeur p |
| Genre | Homme | 115 (42.8) | ||
| Féminin | 154 (57.2) | 3.49 | <0,001 | |
| État civil | Mariés | 206 (76.6) | ||
| Célibataire/divorcé/veuf | 63 (23.4) | 4.567 | <0,001 | |
| Revenu mensuel (RMB) | ≤1000 | 77 (28.6) | ||
| 1001–4000 | 126 (46.8) | |||
| ≥4001 | 66 (24.6) | 3.069 | 0.002 | |
| Niveau d’éducation | École primaire ou inférieure | 107 (39.8) | ||
| Collège/lycée | 125 (46.5) | |||
| Collège junior ou plus | 37 (13.8) | 2.357 | 0.014 | |
| Assurance santé | Oui | 260 (96.7) | ||
| Non | 9 (3.3) | 1.837 | 0.069 | |
| Charge des maladies chroniques | Aucun | 80 (29.7) | ||
| 1–2 Maladies chroniques | 152 (56.9) | |||
| ≥3 Maladies chroniques | 37 (13.8) | |||
| Indice de masse corporelle (IMC) | Poids normal | 153 (56.9) | ||
| Sous-poids/Surpoids/Obésité | 116 (43.1) | −1,126 | 0.261 | |
| Statut fumeur | Jamais / abandonne | 180 (66.9) | ||
| Oui | 89 (33.1) | −1,873 | 0.063 | |
| Consommation d’alcool | Jamais / abandonne | 178 (66.2) | ||
| Oui | 91 (33.8) | −1,566 | 0.119 | |
| Participation sociale | Oui | 168 (62.5) | ||
| Non | 101 (37.5) | 2.299 | 0.022 | |
| Exposition médiatique | Jamais | 23 (8.6) | ||
| Parfois | 77 (28.6) | |||
| Souvent | 169 (62.8) | 4.437 | <0,001 | |
| Âge (années) | — | 69.78 (8.46) | −0,377** | <0,001 |
| Force de préhension (kg) | — | 25.53 (9.45) | −0,383** | <0,001 |
| Domaines à capacité intrinsèque | Score total IC | 2.45 (1.87) | ||
| Locomotion | 0.27 (0.45) | |||
| Vitalité | 0.29 (0.56) | |||
| Sensoriel | 0.65 (0.69) | |||
| Cognition | 0.85 (0.76) | |||
| Bien-être psychologique | 0.39 (0.65) |
Tableau 1 : Caractéristiques des participants et associations univariées avec les scores d’incapacité de la CI chez les personnes âgées vivant en communauté à Wuhan, Chine (N = 269). Les valeurs sont présentées comme n ( %) ou moyenne ± écart-type (DE). La CI a été évaluée à l’aide de l’outil de dépistage ICOPE à 9 items de l’OMS, avec des scores IC plus élevés indiquant une plus grande incapacité et une TI plus médiocre. Les différences de groupe pour les variables catégorielles ont été évaluées à l’aide de tests t à échantillons indépendants ou d’une analyse unidirectionnelle de la variance (ANOVA), tandis que des analyses de corrélation de Pearson ont été utilisées pour les variables continues. L’exposition aux médias a été classée comme « jamais », « parfois » et « souvent » en fonction de la fréquence d’engagement auto-déclarée avec les médias traditionnels et numériques. Les catégories d’IMC ont été classées selon les directives chinoises de l’IMC adulte. La signification statistique a été définie comme p < 0,05. Les astérisques indiquent des corrélations statistiquement significatives (*p < 0,05 ; **p < 0,01).
Analyse univariée
Les analyses univariées ont montré des différences significatives dans les scores d’incapacité des IC selon le genre, l’état civil, le niveau d’éducation, le revenu mensuel, la participation sociale, l’exposition aux médias, l’âge et la force de préhension (tous p < 0,05). Aucune différence statistiquement significative dans les scores d’incapacité de la CI n’a été observée selon l’état d’assurance maladie, la catégorie d’IMC, le tabagisme, la consommation d’alcool ou la charge des maladies chroniques (tous p > 0,05).
Un âge avancé était significativement associé à des scores d’insuffisance IC plus élevés (r = 0,377, p < 0,001), indiquant une IC plus faible chez les participants plus âgés. En revanche, une plus grande force de préhension était significativement associée à des scores d’incapacité IC plus faibles (r = –0,383, p < 0,001), indiquant une meilleure IC chez les participants ayant une plus grande force physique. Les résultats détaillés de l’analyse univariée sont présentés dans le Tableau 1.
Exposition médiatique à travers des groupes sociodémographiques et liés à la santé
La plupart des participants (91,4 %) ont rapporté au moins un certain niveau d’exposition aux médias (« parfois » ou « souvent »). Une exposition médiatique limitée a été observée plus fréquemment chez les participants sans assurance santé (22,2 %), ceux ayant une force de préhension plus faible (17,6 %) et les participants âgés de 90 ans et plus (33,3 %). Les schémas de répartition de l’exposition aux médias entre groupes sociodémographiques et liés à la santé sont présentés dans la Figure 1.
Figure 1. Répartition des catégories d’exposition aux médias à travers les groupes sociodémographiques et liés à la santé chez les personnes âgées vivant en communauté à Wuhan, Chine (N = 269). L’exposition aux médias a été évaluée à l’aide d’une mesure unique évaluant la fréquence d’engagement avec les médias traditionnels et numériques, et classée en « jamais », « parfois » et « souvent ». Les valeurs sont présentées sous forme de pourcentages au sein de chaque sous-groupe. Les variables sociodémographiques et liées à la santé comprenaient le groupe d’âge, le sexe, le niveau d’éducation, le revenu mensuel, le statut d’assurance santé, la catégorie de l’indice de masse corporelle (IMC), la charge des maladies chroniques, le statut tabagique, la consommation d’alcool, la catégorie de la force de préhension et la participation sociale. Des proportions plus élevées indiquent une plus grande représentation des participants dans chaque catégorie d’exposition médiatique. Veuillez cliquer ici pour voir une version agrandie de cette figurine.
Troubles de la CI dans les groupes sociodémographiques et liés à la santé
Les participants avec une force de préhension plus faible présentaient des scores moyens d’incapacité IC plus élevés (moyenne = 3,56, DE = 0,25) comparés à ceux avec une force de préhension normale (moyenne = 2,04, DE = 0,11), indiquant une IC plus faible chez les individus à force physique plus faible. De même, les participants avec des revenus mensuels inférieurs à 1000 RMB avaient des scores moyens d’incapacité IC plus élevés (moyenne = 2,97, DE = 0,19) que ceux des catégories à revenu plus élevé.
Les participantes féminines présentaient des scores moyens d’IC plus élevés que les hommes (moyenne = 2,78, TEM = 0,16 vs moyenne = 2,02, DE = 0,15), indiquant une IC relativement plus faible chez les femmes. Les participants ayant un niveau d’éducation primaire ou inférieur ont obtenu les scores moyens les plus élevés en incapacité IC (moyenne = 2,92, DE = 1,89), tandis que des scores d’incapacité plus faibles ont été observés chez les participants ayant un niveau d’éducation plus élevé. Les participants âgés de 90 ans et plus présentaient les scores d’incapacité IC les plus élevés parmi tous les groupes d’âge (moyenne = 7,67, DE = 0,33), indiquant une IC significativement plus faible dans le groupe d’âge le plus âgé. Les scores moyens d’incapacité de l’IC dans les groupes sociodémographiques et liés à la santé sont présentés à la Figure 2.
Figure 2. Scores moyens de l’incapacité intrinsèque (IC) dans les groupes sociodémographiques et liés à la santé chez les personnes âgées vivant en communauté à Wuhan, Chine (N = 269). Les barres représentent les scores moyens d’incapacité IC entre les sous-groupes de participants, stratifiés par variables sociodémographiques et liées à la santé, incluant le groupe d’âge, le sexe, le niveau d’éducation, le revenu mensuel, le statut d’assurance santé, la catégorie IMC, le fardeau des maladies chroniques, le statut tabagique, la consommation d’alcool, la catégorie de la force de préhension et la participation sociale. La CI a été évaluée à l’aide de l’outil de dépistage de 9 items de l’OMS Integrated Care for Older People (ICOPE) (fourchette de scores : 0–9). Des scores plus élevés indiquent une plus grande incapacité et une IC plus mauvaise. Les barres d’erreur représentent les erreurs standard de la moyenne (MEB). Veuillez cliquer ici pour voir une version agrandie de cette figurine.
Analyse de régression linéaire multiple des facteurs associés à IC
Les analyses univariées ont démontré une association significative entre l’exposition aux médias et les scores d’altération de la CI (p < 0,001). Les variables démontrant des associations statistiquement significatives dans les analyses univariées, ainsi que les variables considérées comme conceptuellement pertinentes selon la littérature antérieure, ont été incluses dans le modèle de régression multivariée.
Dans l’analyse de régression linéaire multiple (tableau 2), après ajustement pour âge, sexe, état civil, niveau d’éducation, revenu mensuel, force de prise et participation sociale, une exposition fréquente aux médias (« souvent » vs « jamais ») était significativement associée à des scores d’incapacité IC plus faibles (B = –0,804 ; IC à 95 % –1,53 à –0,08 ; p = 0,031), indiquant une meilleure IC parmi les participants ayant un engagement médiatique plus fréquent.
| Variables | B | SE | β | t | valeur p | Tolérance | VIF |
| Constant | 1.454 | 1.228 | — | 1.184 | 0.237 | — | — |
| Âge | 0.055 | 0.014 | 0.250 | 3.916 | <0,001 | 0.626 | 1.597 |
| Genre | 0.143 | 0.271 | 0.038 | 0.530 | 0.597 | 0.493 | 2.028 |
| État civil | −0,856 | 0.269 | −0,195 | −3.181 | 0.002 | 0.681 | 1.469 |
| Force de préhension | −0,036 | 0.016 | −0,182 | −2,25 | 0.025 | 0.389 | 2.568 |
| Participation sociale | −0,681 | 0.204 | −0,177 | −3,343 | <0,001 | 0.910 | 1.099 |
| Niveau d’éducation | |||||||
| Collège/lycée | 0.071 | 0.232 | 0.019 | 0.308 | 0.758 | 0.662 | 1.510 |
| Collège junior ou plus | −0,104 | 0.359 | −0,019 | −0,291 | 0.771 | 0.579 | 1.728 |
| Revenu mensuel (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 |
| Exposition médiatique | |||||||
| Parfois | 0.058 | 0.380 | 0.014 | 0.153 | 0.878 | 0.299 | 3.342 |
| Souvent | −0,804 | 0.371 | −0,208 | −2,169 | 0.031 | 0.276 | 3.624 |
Tableau 2 : Analyse de régression linéaire multiple des facteurs associés aux scores d’incapacité de la CI chez les personnes âgées vivant en communauté à Wuhan, Chine (N = 269). Analyse de régression linéaire multiple examinant les facteurs associés aux scores de déficience de la CI chez les personnes âgées vivant en communauté à Wuhan, en Chine. Des scores IC plus élevés indiquent une plus grande incapacité et une IC plus faible. Le modèle de régression a été ajusté selon l’âge, le sexe, l’état civil, le niveau d’éducation, le revenu mensuel, la force de préhension, la participation sociale et l’exposition aux médias. Les catégories de référence étaient : école primaire ou moins pour le niveau d’éducation, revenu mensuel ≤1000 RMB, célibataire/divorcé/veuf pour l’état matrimonial, et « jamais » pour l’exposition médiatique. Les coefficients de régression sont présentés sous forme de coefficients non standardisés (B), coefficients standardisés (β) et SE. Le facteur d’inflation de variance (VIF) et les statistiques de tolérance ont été utilisés pour évaluer la multicolinéarité. Les hypothèses du modèle ont été évaluées à l’aide de graphiques résiduels et de la statistique de Durbin–Watson. Les statistiques résumées du modèle étaient les suivantes : R2 = 0,345, ajustéR 2 = 0,317, et signification globale du modèle p < 0,001. ANOVA a démontré un ajustement global significatif du modèle (F = 12,333, p < 0,001). La statistique Durbin–Watson était de 1,855, indiquant une indépendance résiduelle acceptable. Des coefficients de régression négatifs indiquent des scores d’incapacité IC plus faibles et une meilleure IC. La signification statistique a été définie comme p < 0,05.
L’avancée était associée à des scores d’insuffisance IC plus élevés (B = 0,055 ; IC à 95 % 0,03–0,08 ; p < 0,001), indiquant une IC plus faible avec l’âge. En revanche, être marié (B = –0,856 ; p = 0,002), revenu mensuel entre 1001 et 4000 RMB contre ≤1000 RMB (B = –0,682 ; p = 0,005), une plus grande force de préhension (B = –0,036 ; p = 0,025), et la participation sociale (B = –0,681 ; p < 0,001) étaient associées à des scores d’insuffisance de l’IC plus faibles et à une meilleure IC.
Les diagnostics du modèle ont indiqué un ajustement acceptable du modèle (R2 = 0,345 ; ajustéR 2 = 0,317 ; F = 12,333 ; p < 0,001). La statistique de Durbin–Watson était de 1,855, indiquant qu’aucune preuve d’autocorrélation résiduelle n’existe. Les valeurs de VIF variaient de 1,099 à 3,624, n’indiquant aucune preuve de multicolinéarité problématique.
Analyse de régression logistique ordonnée
Les analyses de régression logistique ordonnée (Tableau 3) ont démontré des résultats cohérents avec ceux du modèle de régression linéaire multiple. L’exposition fréquente aux médias (« souvent » vs « jamais ») est restée significativement associée à des scores d’altération IC plus faibles (estimation = –0,848 ; intervalle de confiance [IC] à 95 % –1,685 à –0,010 ; p = 0,047), indiquant un meilleur IC parmi les participants ayant un engagement médiatique plus fréquent.
| Variables | Estimation | Erreur de type STD | Wald | valeur p | Borne inférieure d’IC à 95 % | Borne supérieure d’IC à 95 % |
| Âge | 0.057 | 0.016 | 11.899 | <0,001 | 0.025 | 0.089 |
| Force de préhension | −0,044 | 0.019 | 5.543 | 0.019 | −0,081 | −0,007 |
| État civil | −0,946 | 0.314 | 9.068 | 0.003 | −1,562 | −0,330 |
| Participation sociale | −0,802 | 0.239 | 11.299 | <0,001 | −1,270 | −0,335 |
| Niveau d’éducation | ||||||
| Collège/lycée | 0.03 | 0.267 | 0.013 | 0.91 | −0,494 | 0.554 |
| Collège junior ou plus | −0,264 | 0.416 | 0.403 | 0.526 | −1,079 | 0.551 |
| Revenu mensuel (RMB) | ||||||
| 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 |
| Exposition médiatique | ||||||
| Parfois | 0.144 | 0.436 | 0.11 | 0.74 | −0,710 | 0.998 |
| Souvent | −0,848 | 0.427 | 3.934 | 0.047 | −1,685 | −0,010 |
Tableau 3 : Analyse de régression logistique ordonnée des facteurs associés aux scores d’incapacité de la CI chez les personnes âgées vivant en communauté à Wuhan, Chine (N = 269). Analyse de régression logistique ordonnée examinant les facteurs associés aux scores d’incapacité de la CI chez les personnes âgées vivant en communauté à Wuhan, en Chine. Des scores IC plus élevés indiquent une plus grande incapacité et une IC plus mauvaise, tandis que des estimations négatives de régression indiquent une incapacité IC plus faible et une meilleure IC. Le modèle de régression comprenait l’âge, la force de préhension, l’état civil, la participation sociale, le niveau d’éducation, le revenu mensuel et l’exposition aux médias. Les catégories de référence étaient : école primaire ou moins pour le niveau d’éducation, revenu mensuel ≤1000 RMB, célibataire/divorcé/veuf pour l’état matrimonial, et « jamais » pour l’exposition médiatique. Les estimations de régression sont présentées avec des valeurs de type SE, des statistiques de Wald, des valeurs p et des intervalles de confiance (IC) à 95 %. Les informations d’ajustement du modèle ont démontré des performances globales acceptables du modèle (Chi-carré = 104,159, p < 0,001). L’analyse de bonté de l’ajustement était statistiquement significative (F = 12,333, p < 0,001). L’hypothèse des probabilités proportionnelles a été évaluée à l’aide du Test des Lignes Parallèles (Chi-carré = 17,338, p = 1,000), soutenant l’adéquation du modèle de régression logistique ordonnée. La signification statistique a été définie comme p < 0,05.
L’âge avancé restait associé à des scores d’incapacité IC plus élevés et à une IC plus faible, tandis qu’être marié, une plus grande force de préhension, une participation sociale accrue et un revenu mensuel entre 1001 et 4000 RMB étaient associés à des scores d’incapacité IC plus faibles et à une meilleure IC.
Les statistiques d’ajustement du modèle indiquaient une performance globale acceptable du modèle (Chi-carré = 104,159 ; p < 0,001). L’hypothèse de probabilité proportionnelle a été satisfaite sur la base du Test des Lignes Parallèles (p = 1,000), soutenant l’adéquation du modèle de régression logistique ordonnée.
Dans l’ensemble, l’exposition fréquente aux médias était constamment associée à des scores plus faibles d’incapacité IC dans les deux modèles de régression. En revanche, un âge avancé, un revenu plus faible, une force de préprise plus faible et une participation sociale plus faible étaient associés à une IC plus faible.
Les analyses de données manquantes ont montré une faible absence globale (<5 % sur toutes les variables). Le test MCAR de Little était non significatif (p > 0,05), et les analyses de sensibilité n’ont montré aucune différence statistiquement significative entre les participants ayant des données complètes et incomplètes, ce qui soutient la robustesse de l’approche analytique.
Disponibilité des données :
Les ensembles de données anonymisés au niveau des participants et les fichiers d’analyse statistique soutenant les résultats de cette étude sont fournis en tant que matériel complémentaire associé à ce manuscrit. Le tableau supplémentaire 1 contient le jeu de données anonymisé au niveau des participants, incluant les caractéristiques sociodémographiques, les variables liées à la santé, les mesures d’exposition aux médias et les données d’évaluation des IC. Le tableau supplémentaire 2 contient les fichiers de sortie des analyses statistiques, incluant les statistiques descriptives, les analyses univariées, les analyses de régression linéaire multiple et les analyses de régression logistique ordonnée. Le Fichier Supplémentaire 1 fournit le questionnaire en anglais et les documents d’évaluation des intervieweurs utilisés pour la collecte de données auprès des personnes âgées vivant en communauté à Wuhan, en Chine. Le Fichier de Codage Supplémentaire 1 contient la version originale en mandarin chinois du questionnaire et les documents de codage utilisés lors de la collecte des données des participants, et est fourni uniquement à titre de référence méthodologique.
Fichier supplémentaire 1. Questionnaire en anglais et documents d’évaluation par les intervieweurs utilisés pour la collecte de données auprès des personnes âgées vivant en communauté à Wuhan, en Chine.
Ce fichier complémentaire contient les versions traduites en anglais du questionnaire sociodémographique, l’évaluation de l’exposition aux médias, les items de dépistage de la CI basés sur le cadre des soins intégrés aux personnes âgées (ICOPE) de l’OMS, des mesures d’activité physique, de l’évaluation des activités quotidiennes et des instruments d’évaluation de la santé de la personnalité administrés lors des entretiens des participants. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.
Le Fichier de Codage Supplémentaire 1 contient la version originale en mandarin du questionnaire utilisée lors de la collecte des données des participants et est fourni uniquement à titre de référence méthodologique. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.
Discussion
Cette étude a étudié les schémas d’exposition aux médias et leurs liens avec la CI chez les personnes âgées vivant en communauté en Chine. La plupart des participants ont rapporté au moins un certain niveau d’exposition aux médias, et le score moyen d’incapacité IC était relativement faible. Après ajustement pour les variables sociodémographiques et liées à la santé, un engagement médiatique plus fréquent a été associé à des scores d’incapacité IC plus faibles, indiquant une meilleure IC. Des résultats similaires ont été observés à la fois dans les modèles de régression linéaire multiple et de régression logistique ordonnée, soutenant la robustesse et la cohérence des associations observées. Un âge avancé, un revenu plus faible, une force de préhension plus faible et une participation sociale plus faible étaient associés à une IC plus faible. À notre connaissance, peu d’études en Chine ont examiné l’engagement global des médias, y compris l’exposition aux médias traditionnels et numériques, en relation avec la CI multidimensionnelle chez les personnes âgées vivant encommunauté 22,23. Ces résultats peuvent refléter des inégalités dans l’engagement global des médias et l’accès aux ressources informationnelles et sociales chez les personnes âgées. D’un point de vue des déterminants sociaux et biopsychosociaux, l’engagement des médias peut représenter plus qu’un simple accès à l’information et refléter aussi une participation sociale plus large, un engagement cognitif et une interaction avec des environnements de soutien pertinents pour un vieillissement sain. Les personnes âgées plus impliquées dans les ressources informationnelles et sociales peuvent avoir plus d’opportunités de maintenir leur fonctionnement physique, cognitif et psychologique au fil du temps. Cependant, comme la présente étude évaluait l’exposition globale des médias plutôt que l’utilisation spécifique à chaque plateforme, il n’a pas été possible de distinguer les contributions relatives de l’engagement des médias traditionnels et des médias numériques.
Cette étude a démontré que la CI plus faible était associée à un âge avancé, un revenu plus faible, un niveau d’éducation plus faible, une plus faible force de préhension et une participation sociale plus faible. Ces résultats sont cohérents avec les recommandations de l’OMS et les études antérieures rapportant que la CI diminue avec l’âge en raison de changements biologiques cumulatifs et d’une plus grande charge des maladieschroniques 24. Le score moyen d’insuffisance IC observé dans la présente étude était inférieur à celui rapporté dans des études impliquant des résidents âgés de la communauté à Pékin(13) et des populations gériatriqueshospitalisées 15. Cette différence pourrait être liée à l’âge plus jeune et à un état de santé de base relativement meilleur des participants vivant en communauté inclus dans la présente étude. Ces comparaisons soulignent l’importance de prendre en compte les caractéristiques de la population, les contextes d’étude et les stratégies d’échantillonnage lors de l’interprétation des résultats de la CI entre les études. Un revenu plus faible était associé à une IC plus pauvre, ce qui correspond aux résultats rapportés dans des études menées en Chine25 et auBrésil 26. Les personnes âgées ayant des niveaux de revenus plus élevés peuvent avoir un meilleur accès aux services de santé, à des informations liées à la santé et à un mode de vie plus sain qui soutient le maintien du fonctionnement physique, cognitif etpsychologique 24. De même, la participation sociale était associée à une meilleure IC, conformément aux résultats précédents d’études menées enChine 27,28. Dans un cadre biopsychosocial, la participation sociale peut contribuer au bien-être émotionnel, à la stimulation cognitive et au maintien du fonctionnement quotidien par un engagement interpersonnel continu et une participation à des activitéssignificatives 16. La force de préhension a également été identifiée comme un corrélat important de la CI, conformément aux recherchesprécédentes 24,29. Parce que l’évaluation de la force de préprise est simple, objective et réalisable en milieu communautaire, elle peut servir d’indicateur pratique pour surveiller les déclins liés à l’âge de la capacité physique etfonctionnelle 30.
Bien que l’exposition aux médias ait été fréquente dans cet échantillon, des niveaux plus faibles d’exposition aux médias ont été observés plus fréquemment chez les participants plus âgés, les personnes sans assurance santé et celles ayant une force de préhension plus faible. Ces résultats pourraient refléter des inégalités dans l’engagement global des médias et l’accès aux ressources informationnelles et sociales chez les personnes âgées, bien que la présente étude n’ait pas pu distinguer l’utilisation traditionnelle des médias numériques. Des études antérieures ont rapporté des associations entre l’utilisation des médias ou des technologies numériques et des résultats tels que la cognition, la solitude, les symptômes dépressifs et la qualité de vie chez les personnes âgées 31,32,33,34,35. Les résultats présents élargissent cette littérature en examinant la CI comme un concept multidimensionnel de vieillissement sain chez les personnes âgées vivant en communauté. Du point de vue des déterminants biopsychosociaux et sociaux, l’engagement des médias peut refléter non seulement l’accès à l’information, mais aussi l’engagementcognitif 35, la participation sociale6, et l’interaction avec des environnements de soutien pertinents pour un vieillissement sain. Cependant, comme la présente étude utilisait une mesure globale de l’exposition aux médias, il n’a pas été possible de déterminer si les associations observées étaient principalement liées à l’utilisation traditionnelle des médias, aux technologies numériques ou à des schémas plus larges d’engagement social et informationnel.
Les résultats suggèrent que les disparités d’exposition aux médias et de CI peuvent coexister chez les personnes âgées défavorisées sur le plan socioéconomique. Les participants ayant des ressources socio-économiques plus faibles, un fonctionnement physique plus faible et une participation sociale plus faible étaient moins susceptibles de déclarer une exposition fréquente aux médias et avaient tendance à avoir une IC plus faible. Ces résultats peuvent avoir des répercussions sur les stratégies de vieillissement en bonne santé et les programmes de soutien communautaires visant à améliorer l’accès équitable aux ressources informationnelles et sociales chez les personnes âgées. En Chine, de nombreuses personnes âgées continuent de s’engager à la fois sur les plateformes numériques traditionnelles et émergentes ; des approches combinant méthodes de communication conventionnelles avec des initiatives numériques adaptées aux personnes âgées peuvent favoriser un engagement plus large parmi les populationsâgées 7,36. Les programmes communautaires promouvant la littératie numérique, les technologies de communication accessibles et la participation sociale peuvent être particulièrement pertinents pour les personnes âgées à plus grand risque d’exclusion socialeou informationnelle 37,38. Les professionnels de santé peuvent également envisager d’intégrer le dépistage et l’identification de la CI des personnes âgées socialement ou physiquement vulnérables dans les soins communautaires de routine. Cependant, les résultats actuels ne doivent pas être interprétés comme des preuves de causalité en raison de la conception transversale de l’étude, et de futures études longitudinales et interventionnelles sont nécessaires avant que des interventions spécifiques basées sur des médias puissent être recommandées.
Cette étude fournit des preuves exploratoires concernant les liens entre l’exposition globale aux médias et la CI chez les personnes âgées vivant en communauté en Chine. Un point fort clé de l’étude est l’inclusion à la fois de l’exposition aux médias traditionnels et numériques, qui pourrait mieux refléter les modes d’engagement réel des médias chez les adultes chinois plus âgés. Un autre point fort est l’utilisation de deux approches analytiques complémentaires, la régression linéaire multiple et la régression logistique ordonnée, qui ont démontré des résultats cohérents et renforcé la robustesse de l’analyse. De plus, la CI a été évaluée à l’aide du cadre OMS pour le vieillissement sain, qui capture plusieurs dimensions du fonctionnement physique et mental.
Cependant, plusieurs limites doivent être prises en compte. Premièrement, la conception en coupe transversale exclut toute inférence causale et ne permet pas de déterminer les relations temporelles entre l’exposition aux médias et la CI. La causalité inverse est également possible, où les personnes âgées ayant une meilleure IC peuvent être plus susceptibles d’interagir avec les médias. Deuxièmement, l’échantillonnage par commodité a été appliqué à la fois au niveau de la sélection communautaire et du recrutement de participants au sein d’une même ville, ce qui peut limiter la représentativité et la généralisation à d’autres populations. Troisièmement, l’exposition aux médias a été évaluée à l’aide d’une mesure auto-déclarée sur un seul item, reflétant l’engagement global avec les médias traditionnels et numériques. Cette mesure n’a pas pris en compte le type de média, la durée, l’intensité, l’objectif d’utilisation ou l’engagement spécifique à la plateforme, limitant ainsi la validité des constructs et empêchant la séparation des effets des médias traditionnels et numériques. Quatrièmement, des questionnaires administrés par l’intervieweur ont été utilisés pour certains participants, ce qui a pu introduire un biais de signalement. D’autres limitations incluent de petites tailles de sous-groupes, des confondus résiduels liés à des variables non mesurées telles que la littératie numérique, la réserve cognitive et le soutien social, ainsi que l’absence d’une évaluation clinique détaillée des troubles cognitifs et du fardeau multimorbide. Dans l’ensemble, ces résultats pourraient contribuer à de futures recherches sur le vieillissement en bonne santé et à des stratégies communautaires visant à améliorer l’accès équitable aux ressources informationnelles et sociales chez les personnes âgées. Cependant, les résultats ne doivent pas être interprétés comme une preuve de causalité, et de futures études longitudinales et interventionnelles sont nécessaires pour clarifier la directionnalité, les mécanismes sous-jacents et les contributions relatives de l’engagement des médias traditionnels et numériques aux résultats du vieillissement sain.
Déclarations de divulgation
Les auteurs déclarent ne pas exister de conflit d’intérêts.
Remerciements
Les auteurs reconnaissent le soutien apporté par le projet Sanming de médecine à Shenzhen (n° SZSM20241103) et le Shenzhen Medical Research Fund (n° C2501016). Les auteurs remercient également les résidents de la communauté et les membres du personnel de la communauté pour leur aide et leur coopération lors du recrutement des participants et de la collecte de données.
Matériaux
| Nom | Entreprise | Numéro de catalogue | Commentaires |
|---|---|---|---|
| Balance numérique | Omron Healthcare Co., Ltd., Kyoto, Japon | Modèle HN-286 | Utilisée pour la mesure du poids corporel pour le calcul de l'indice de masse corporelle (IMC) ; étalonnée avant les mesures. |
| Protocole de test d'assise-debout cinq fois | Évaluation fonctionnelle gériatrique standard | N/A | Utilisé pour l'évaluation du domaine de la locomotion ; un temps d'achèvement ≥14 s était considéré comme indicatif d'une déficience de la locomotion. |
| Dynamomètre de force de préhension | Xiangshan Medical Equipment Co., Chine | Modèle EH101 | Utilisé pour la mesure de la force de préhension en kilogrammes (kg) ; une faible force de préhension définie comme <28 kg pour les hommes et <18 kg pour les femmes. RRID:SCR_022163 |
| IBM SPSS Statistics | IBM Corp., Armonk, NY, USA | Version 29.0 | Utilisé pour les statistiques descriptives et les analyses de régression. RRID:SCR_002865 |
| Élément d'évaluation de l'exposition aux médias | Développé par l'équipe de recherche | Questionnaire à un seul élément | Échelle à trois points évaluant l'engagement global avec les médias traditionnels et numériques. Le fichier supplémentaire 1 inclut l'élément du questionnaire et le schéma de codage. |
| Logiciel statistique R | R Foundation for Statistical Computing, Vienne, Autriche | Version 4.3.1 | Utilisé pour la régression logistique ordonnée et des analyses statistiques supplémentaires. RRID:SCR_001905 |
| Questionnaire sociodémographique et de santé | Développé par l'équipe de recherche | Questionnaire personnalisé | Inclus l'âge, le sexe, l'éducation, le revenu, le statut marital, l'assurance, le tabagisme, la consommation d'alcool et les conditions chroniques. Le questionnaire complet est fourni comme fichier supplémentaire 1. |
| Stadimètre | Seca GmbH & Co. KG, Hambourg, Allemagne | Stadimètre portable Seca 213 | Utilisé pour la mesure de la taille pour le calcul de l'IMC. |
| Test de rappel de trois mots et d'orientation | Éléments standard d'évaluation cognitive | N/A | Utilisé pour l'évaluation du domaine de la cognition. Le matériel supplémentaire inclut des questions d'orientation, des mots à retenir, la durée du délai de rappel et les critères de notation. |
| Outil de dépistage de l'OMS pour les soins intégrés aux personnes âgées (ICOPE) | Organisation mondiale de la santé | Outil de dépistage ICOPE | Utilisé pour évaluer les domaines de la locomotion, de la vitalité, de la fonction sensorielle, de la cognition et du bien-être psychologique. Des versions chinoises mandarines rapportées dans des études de validation antérieures ; citation fournie dans la section Méthodes. |
| Éléments d'évaluation du test de murmure | Procédure standardisée de dépistage auditif clinique | N/A | Utilisé pour l'évaluation auditive du domaine sensoriel. La section Méthodes inclut les mots/nombres murmurés et le nombre de tentatives de test par oreille. |