Questo studio trasversale ha esaminato l'associazione tra l'esposizione complessiva ai media e il compromisso della capacità intrinseca tra gli anziani residenti in comunità in Cina, utilizzando una valutazione basata su questionario e un'analisi di regressione multivariabile.
Articolo di ricerca
Associazione tra l'esposizione complessiva dei media e la capacità intrinseca tra gli anziani che vivono in comunità in Cina: uno studio trasversale
In questo articolo
Sommario
Abstract
L'invecchiamento della popolazione e la digitalizzazione della società hanno trasformato il modo in cui gli adulti anziani accedono alle informazioni, ai servizi sanitari e alle risorse sociali. La capacità intrinseca (IC), definita come il composto di capacità fisiche e mentali alla base della capacità funzionale, può essere influenzata dall'esposizione ai media attraverso i suoi effetti sulla conoscenza della salute, sui comportamenti e sulle interazioni sociali. Tuttavia, le evidenze sulla relazione tra l'esposizione complessiva dei media e la terapia interattiva tra gli anziani che vivono in comunità in Cina rimangono limitate. Questo studio trasversale ha indagato l'associazione tra l'esposizione complessiva ai media, inclusi l'uso tradizionale e digitale, e la compromessa della CI tra gli anziani in Cina. Un sondaggio è stato condotto tra aprile e giugno 2024 tra adulti residenti in comunità di età ≥60 anni in tre comunità di Wuhan, Cina (N = 269). L'esposizione ai media è stata valutata utilizzando una misura di frequenza a singolo oggetto (mai/a volte/spesso). IC è stata misurata utilizzando lo strumento di screening a 9 elementi dell'Organizzazione Mondiale della Sanità (intervallo di punteggio: 0–9; punteggi più alti indicano una maggiore compromissione e una CI più bassa). Analisi di regressione multivariabile, lineare e logistica ordinata, sono state effettuate dopo aggiustamento per età, genere, stato civile, reddito, istruzione, forza di presa e partecipazione sociale. L'età media dei partecipanti era di 69,8 anni (deviazione standard [DS] 8,5) e il 57,2% erano donne. Il punteggio medio di compromissione IC era 2,45 (DS 1,87). L'esposizione frequente ai media ("spesso" vs "mai") è stata associata a punteggi di compromissione IC più bassi nella regressione lineare aggiustata (B = –0,804; intervallo di confidenza [IC] al 95% –1,53 a –0,08; p = 0,031), indicando un miglior IC. La regressione logistica ordinata ha mostrato risultati coerenti. L'età avanzata era associata a una CI più povera, mentre un reddito più alto, una maggiore forza di presa, il matrimonio e la partecipazione sociale erano associati a una migliore IC. Una maggiore esposizione ai media è stata associata a una migliore IC tra gli anziani residenti in comunità, anche se sono necessari studi longitudinali per chiarire gli effetti di causalità e specifici della piattaforma.
Introduzione
Il mondo sta invecchiando a un ritmo senza precedenti. L'Organizzazione Mondiale della Sanità (OMS) ha riportato che l'aspettativa di vita (LE) della popolazione mondiale è aumentata di 6,6 anni tra il 2000 e il 2019, mentre la LE sana (HALE) è aumentata solo di 5,4 anni, indicando che gli adulti anziani trascorrono una quota sostanziale della vita adulta vivendo con malattia edisabilità 1. In Cina, la popolazione di 65 anni e oltre ha raggiunto circa 200 milioni di persone, rappresentando il 14,2% della popolazione totale e riflettendo la transizione del paese verso una societàanziana 2. La LE in Cina è stata riportata come 77,3 anni, mentre la HALE era di 69 anni, lasciando un divario di 8,3 anni che potrebbe essere associato a un declino funzionale e a bisogni di assistenza a lungotermine 1. In risposta a queste sfide, il Rapporto Mondiale sull'Invecchiamento e la Salute ha sottolineato l'importanza di mantenere la capacità funzionale (FA) e prevenire il declino della capacità intrinseca (IC)3. IC si riferisce al composito delle capacità fisiche e mentali di un individuo e include ambiti come locomozione, cognizione, benessere psicologico, funzione sensoriale e vitalità/nutrizione 4,5.
L'esposizione ai media è diventata sempre più un importante fattore sociale e comportamentale determinante dell'invecchiamento sano. Tra gli anziani, l'interazione con i media può influenzare la IC attraverso molteplici percorsi, tra cui un migliore accesso alle informazioni sanitarie, una maggiore alfabetizzazione sanitaria, un miglioramento del funzionamento cognitivo, la promozione di comportamenti sani e la facilitazione dell'interazione sociale e della partecipazione. Questi percorsi si allineano con i quadri comportamentali e sociali determinanti della salute, che suggeriscono che l'accesso all'informazione e la connettività sociale possono influenzare i comportamenti di salute, l'utilizzo delle cure sanitarie e gli esiti funzionali nella vita successiva. Allo stesso tempo, le disparità di accesso, competenze, usabilità e alfabetizzazione digitale contribuiscono a un persistente divario digitale tra le popolazioni più anziane 6,7.
L'impatto delle tecnologie digitali sulla vita degli anziani è aumentato notevolmente e ha influenzato i comportamenti di vita, il funzionamento cognitivo, il benessere sociale e la partecipazione sociale 8,9,10. Le evidenze esistenti suggeriscono che gli adulti cinesi più anziani continuano a fare ampio affidamento sui media tradizionali, in particolare la televisione, adottando gradualmente anche piattaforme digitali come smartphone e media basati suinternet 11,12. Pertanto, nel presente studio, "esposizione ai media" si riferisce collettivamente all'interazione sia con piattaforme mediatiche tradizionali che digitali. Questo approccio combinato è stato adottato perché gli anziani in Cina spesso utilizzano più forme di media contemporaneamente, e sia i media tradizionali che quelli digitali possono contribuire all'accesso all'informazione, al coinvolgimento sociale e ai comportamenti legati alla salute.
Sebbene studi precedenti abbiano esaminato la relazione tra l'uso dei media e alcuni esiti di salute selezionati tra gli anziani, le evidenze riguardanti la sua associazione con la CI rimangono limitate eincoerenti 12,13,14,15,16. In particolare, le ricerche precedenti si sono concentrate principalmente su esiti isolati come cognizione, depressione o partecipazione sociale piuttosto che sul concetto multidimensionale della CI. Inoltre, i risultati tra gli studi rimangono contrastanti a causa delle variazioni nelle popolazioni studiate, delle definizioni di esposizione ai media e delle misurazioni di esito. In particolare, sono disponibili evidenze limitate riguardo all'esposizione complessiva dei media, sia il coinvolgimento tradizionale che digitale, in relazione alla IC tra gli anziani residenti in comunità inCina 12,13,16. Pertanto, il presente studio mirava a (1) caratterizzare i modelli complessivi di esposizione ai media e IC in base a fattori sociodemografici e sanitari e (2) esaminare l'associazione tra l'esposizione complessiva dei media e la CI tra gli anziani residenti in comunità in Cina.
Protocollo
Lo studio è stato approvato dal Comitato Etico Biomedico dell'Università di Wuhan (numero di approvazione: WHU-LFMD-IRB2023079). Il consenso scritto informato di tutti i partecipanti è stato ottenuto prima dell'amministrazione del questionario e della valutazione fisica. Per i partecipanti con alfabetizzazione limitata, intervistatori formati leggevano ad alta voce il modulo di consenso e la conferma verbale veniva ottenuta prima del consenso scritto o della documentazione dell'impronta digitale. Tutti i questionari e le interviste sono stati somministrati in mandarino. Le valutazione sono state condotte in ambienti comunitari tranquilli, con un'illuminazione adeguata e distrazioni minime per supportare un'amministrazione standardizzata.
Tutti i dati sono stati anonimizzati e utilizzati esclusivamente per scopi di ricerca. I dati venivano inseriti in un database elettronico sicuro da personale di ricerca formato e esaminati per completezza e coerenza prima dell'analisi. È stata effettuata una verifica casuale dei dati inseriti per minimizzare gli errori di inserimento dati. L'accesso al dataset era limitato al team di ricerca principale.
Progettazione dello studio e ambientazione
Questo studio trasversale ha coinvolto anziani residenti in comunità di età pari o superiore a Wuhan, in Cina. La raccolta dei dati è stata effettuata tra aprile e giugno 2024. I partecipanti furono reclutati da tre comunità—Jiangdayuan, Jinyulanwan e Lvdao—situate nel distretto di Caidian di Wuhan. Wuhan è la capitale della provincia di Hubei e rappresenta un importante centro economico, educativo e di trasporto nella Cina centrale. Le tre comunità sono state selezionate perché fungevano da siti di tirocinio e pratica sul campo per il team di ricerca, facilitando l'accesso agli anziani residenti in comunità e supportando la fattibilità della raccolta dati. Queste comunità sono prevalentemente urbane residenziali con background socioeconomici misti e centri sanitari comunitari consolidati che forniscono regolarmente servizi di gestione sanitaria per gli anziani. Pertanto, il campionamento di convenienza è stato applicato sia a livello comunitario che a livello dei partecipanti.
Partecipanti e reclutamento
Il reclutamento è stato effettuato in centri di attività comunitarie, aree comuni residenziali e aree di servizi sanitari comunitari all'interno delle tre comunità selezionate. I potenziali partecipanti sono stati contattati di persona da personale di ricerca formato durante visite comunitarie programmate e sessioni informative. Lo screening di idoneità è stato condotto utilizzando una lista di controllo standardizzata basata sui criteri predefiniti di inclusione ed esclusione. La comprensione e la capacità di rispondere dei partecipanti sono state valutate attraverso brevi interazioni verbali con intervistatori formati per confermare la capacità di comprendere le istruzioni dello studio, comunicare le risposte e compilare il questionario in modo indipendente o con l'assistenza dell'intervistatore. Le persone che non sono riuscite a comunicare efficacemente, a dimostrare una comprensione di base o a completare il processo di colloquio, anche con assistenza, sono state escluse dalla partecipazione.
Gli individui idonei ricevevano una spiegazione verbale dello studio e venivano invitati a partecipare. I criteri di esclusione sono stati valutati tramite auto-valutazione dei partecipanti, domande di screening somministrate dall'intervistatore e informazioni disponibili sulla salute comunitaria, dove applicabile. Il consenso informato scritto è stato ottenuto prima dell'amministrazione del questionario e della valutazione fisica.
I criteri di inclusione erano i seguenti: (1) età di 60 anni e oltre; (2) essere in grado di comprendere e rispondere al questionario in modo indipendente o con l'assistenza dell'intervistatore; e (3) disponibilità a partecipare allo studio e fornire un consenso informato. I criteri di esclusione includevano gravi malattie psichiatriche, gravi malattie comorbide degli organi (ad esempio, malattie cardiovascolari avanzate, renali, epatiche o respiratorie), malattie terminali o l'iscrizione ad altri studi correlati alla geriatria. Questi criteri di esclusione sono stati determinati principalmente sulla base delle auto-segnalazioni dei partecipanti sulle diagnosi mediche precedenti.
Un totale di 280 residenti idonei della comunità sono stati contattati per partecipare. Di questi, 269 partecipanti hanno completato il sondaggio e sono stati inclusi nell'analisi finale, con un tasso di risposta efficace del 96,1%. Gli altri 11 partecipanti sono stati esclusi a causa di risposte incomplete al questionario, ritiro durante il sondaggio o incapacità di completare le procedure di valutazione fisica.
Raccolta dei dati
I dati sono stati raccolti tramite interviste faccia a faccia condotte nelle tre comunità partecipanti. Il team di ricerca era composto da quattro studenti universitari e due laureati con esperienza in infermieristica. I raccoglitori di dati hanno completato una sessione di formazione di un giorno condotta dai ricercatori, che ha coperto obiettivi dello studio, procedure di reclutamento dei partecipanti, procedure di consenso informato, amministrazione del questionario, misurazioni fisiche, considerazioni etiche e tecniche di intervista standardizzate.
Sono state condotte simulazioni di interviste e sessioni di pratica supervisionate prima della raccolta dei dati per promuovere la coerenza tra i ricercatori. Dopo la formazione, tutti i raccoglitori di dati hanno completato colloqui simulati supervisionati e valutazioni di pratica standardizzata sotto osservazione degli investigatori. La competenza dell'intervistatore è stata valutata in base all'aderenza al protocollo del colloquio, all'accuratezza dell'amministrazione del questionario e alla coerenza delle procedure di misurazione fisica. Le piccole discrepanze identificate durante le pratiche di pilotaggio sono state discusse e corrette prima della raccolta formale dei dati. Non sono stati effettuati test statistici formali di affidabilità tra valutatori perché le valutazioni sono state condotte utilizzando procedure altamente standardizzate e questionari somministrati dagli intervistatori.
Il questionario è stato auto-somministrato ai partecipanti che sono stati in grado di leggere e compilare il questionario in modo indipendente. Sono stati utilizzati questionari somministrati dagli intervistatori per partecipanti con disabilità visiva, alfabetizzazione limitata o difficoltà nella scrittura. Durante le sessioni somministrate dall'intervistatore, gli intervistatori hanno seguito un protocollo amministrativo standardizzato che includeva la lettura delle domande alla lettera, l'evitare interpretazioni o suggerimenti, mantenere risposte neutre e registrare direttamente le risposte dei partecipanti senza modifiche.
I questionari compilati venivano esaminati in loco immediatamente dopo la somministrazione per ridurre al minimo la mancanza dei dati e garantirne la completezza. Ai partecipanti è stato chiesto di chiarire argomenti non risposti o poco chiari ogni volta che possibile. Il questionario e i materiali per l'amministrazione degli intervistatori sono forniti nel File Supplementare 1.
Misure
Caratteristiche sociodemografiche e di salute:
Le variabili sociodemografiche includevano genere, età (anni), stato civile, livello di istruzione, reddito personale mensile e stato assicurativo sanitario. Il reddito mensile era classificato come ≤1000 RMB, 1001–4000 RMB e ≥4001 RMB. Il livello di istruzione era classificato come scuola primaria o inferiore, scuola media/superiore e junior college o superiore.
Le variabili legate alla salute includevano condizioni croniche auto-dichiarate, stato di fumo, consumo di alcol e indice di massa corporea (BMI). Le condizioni croniche includevano ipertensione, diabete mellito, malattie cardiovascolari, malattie cerebrovascolari e iperlipidemia. Il carico di malattie croniche era classificato come nessuno, una o due malattie croniche e tre o più malattie croniche. Lo stato della malattia cronica è stato determinato principalmente tramite l'auto-riferimento dei partecipanti sulle diagnosi precedenti dei medici e sull'uso attuale di farmaci.
Lo stato di fumatore e il consumo di alcol sono stati valutati tramite auto-segnalazione. Lo status di fumatore era classificato come fumatore attuale e non fumatore (inclusi ex fumatori e mai fumatori). Il consumo di alcol è stato classificato come consumo attuale di alcol rispetto a nessun consumo attuale. Le risposte sono state codificate dicotomicamente per l'analisi statistica (0 = no; 1 = sì).
L'IMC è stato calcolato come peso (kg)/altezza (m2) e classificato come peso normale contro sottopeso/sovrappeso/obesità secondo le linee guida cinesi per l'IMC degli adulti. Le misurazioni di altezza e peso sono state ottenute con i partecipanti vestiti leggeri e senza scarpe. Il peso veniva misurato con una bilancia digitale calibrata e l'altezza con uno stadiometro montato a parete. Sono state ottenute due misurazioni per ogni partecipante e il valore medio è stato utilizzato per il calcolo dell'IMC.
Forza di presa:
La forza di presa veniva misurata con un dinamometro portatile. I partecipanti si sono messi in piedi con le braccia naturalmente pendenti ai lati e i gomiti completamente estesi. Le misurazioni sono state ottenute alternativamente per la mano destra e quella sinistra, con circa 30 secondi di riposo tra una prova e l'altra. Ogni lancetta è stata misurata due volte e il valore massimo registrato è stato utilizzato per l'analisi. Istruzioni verbali standardizzate venivano fornite prima dei test e il dispositivo veniva calibrato secondo le istruzioni del produttore prima della raccolta dei dati. Ai partecipanti è stato chiesto se avessero dolore alla mano in corso, lesioni agli arti superiori o condizioni che influenzassero le prestazioni della presa prima della valutazione. Gli individui che hanno riportato dolore intenso o incapacità di eseguire il test in sicurezza sono stati esclusi dalla misurazione della forza di presa. Lo status di mano dominante non veniva formalmente registrato e il valore più alto ottenuto da entrambe le mani veniva utilizzato per l'analisi.
La forza di presa era registrata in chilogrammi (kg). Secondo il consenso del Gruppo di Lavoro Asiatico per la Sarcopenia del 2019, la bassa forza di presa è stata definita come <28 kg per gli uomini e <18 kg per le donne17 anni. La forza di presa è stata inclusa come indicatore oggettivo della funzione fisica e della forza muscolare associate al dominio della locomozione della CI e al declino funzionale complessivo negli anziani.
Esposizione mediatica:
L'esposizione ai media è stata valutata utilizzando una misura a singolo punto: "Nella tua vita quotidiana, quanto spesso interagisci con i media tradizionali (ad esempio, giornali, radio, televisione) e i media digitali (ad esempio, internet, social media)?" Le risposte venivano valutate su una scala di tre punti (1 = mai, 2 = a volte, 3 = spesso). Ai partecipanti è stato chiesto di riportare la frequenza abituale di interazione con i media tradizionali e digitali durante la vita quotidiana nei mesi precedenti. La domanda è stata somministrata verbalmente o da auto-completata, a seconda delle preferenze e del livello di alfabetizzazione dei partecipanti. Per l'interpretazione descrittiva, "a volte" si riferiva generalmente a un coinvolgimento mediatico occasionale o irregolare (ad esempio, più volte al mese o a settimana), mentre "spesso" si riferiva a un coinvolgimento frequente o di routine (ad esempio, uso quotidiano o quasi quotidiano).
L'item è stato sviluppato sulla base della precedente letteratura sull'invecchiamento e sull'uso dei media, esaminando l'interazione complessiva con i media informativi e comunicativi tra gli anziani. Poiché gli anziani in Cina utilizzano comunemente sia media tradizionali che digitali, lo studio ha valutato l'esposizione complessiva dei media piuttosto che l'uso specifico dellapiattaforma 18. La misura a singolo item era pensata per catturare i modelli generali di coinvolgimento dei media piuttosto che l'uso specifico della piattaforma, la durata o lo scopo del consumo media.
Capacità intrinseca:
IC è stata valutata utilizzando lo strumento di screening WHO Integrated Care for Older People (ICOPE) 4. Lo strumento di screening ICOPE è uno strumento standardizzato sviluppato dall'OMS per valutare i declini della CI tra gli anziani ed è stato ampiamente utilizzato nella ricerca sull'invecchiamento e nelle valutazioni geriatriche basate sulla comunità. In questo studio è stata utilizzata una versione mandarino dello strumento di screening ICOPE e somministrata da intervistatoriformati 19. Studi precedenti hanno riportato accettabili affidabilità e validità delle versioni cinesi dello strumento di screening ICOPE tra le popolazioni adulteanziane 20,21.
Lo strumento include nove elementi in cinque domini: locomozione (1 elemento), vitalità (2 oggetti), funzione sensoriale (2 elementi), cognizione (2 elementi) e benessere psicologico (2 elementi). Tutte le risposte anomale sono state codificate come 1, con un punteggio totale che varia da 0 a 9, con punteggi più alti che indicano una maggiore menomazione e una CI più peggiore. La disabilità IC è stata definita come menomazione in almeno un dominio.
I criteri specifici di valutazione erano i seguenti:
Locomozione: Il test cinque volte tra seduto e in piedi è stato condotto utilizzando una sedia standard alta circa 43–45 cm senza braccioli. Ai partecipanti è stato chiesto di alzarsi dalla posizione seduta e sedersi cinque volte più rapidamente possibile senza usare le braccia. Il tempo iniziava al comando "start" e terminava quando il partecipante completava la quinta resistenza. Il tempo di completamento ≥14 s o l'incapacità di completare il test senza supporto al braccio sono stati considerati indicatori di compromissione della locomozione. Una prova di prova senza tempo è stata consentita prima del test formale per garantire che i partecipanti comprendano la procedura e l'amministrazione standardizzata del test.
Vitalità: La vitalità è stata valutata tramite la perdita di peso non intenzionale auto-riportata di ≥3 kg durante i tre mesi precedenti e/o la perdita di appetito auto-riportata di un po'. Ai partecipanti è stato chiesto: "Hai perso involontariamente più di 3 kg negli ultimi tre mesi?" e "Hai avuto una perdita di appetito di recente?" Le opzioni di risposta per la valutazione dell'appetito sono state registrate come sì/no.
Sensoriale: La funzione sensoriale è stata valutata utilizzando la prevenzione auto-dichiarata, la disabilità visiva e il test del sussurro. Il test del sussurro è stato eseguito a una distanza approssimativa di 60 cm dietro il partecipante per minimizzare i segnali visivi. Un orecchio veniva delicatamente mascherato mentre numeri sussurrati standardizzati (ad esempio, "4–7–2") o parole comuni a due sillabe venivano presentati all'orecchio opposto. Sono stati somministrati due tentativi per ogni orecchio. L'incapacità di ripetere correttamente gli elementi presentati è stata considerata indicativa di un deficit uditivo.
Cognizione: La valutazione cognitiva ha incluso compiti di orientamento e richiami ritardati somministrati in cinese mandarino. Ai partecipanti è stato chiesto di identificare la data e la località attuali e di ricordare tre parole comuni dopo un breve ritardo. Le tre parole di richiamo usate erano "borsa", "bandiera" e "albero" (equivalenti in mandarino). La durata del ritardo nel richiamo è stata di circa 3–5 minuti durante il completamento degli altri elementi del questionario. Risposte di orientamento errate o l'incapacità di ricordare le parole sono state considerate indicative di un deficit cognitivo.
Benessere psicologico: Il benessere psicologico è stato valutato utilizzando due domande di screening riguardanti il basso umore e la perdita di interesse nelle due settimane precedenti: "Nelle ultime due settimane, ti sei spesso sentito giù, depresso o senza speranza?" e "Nelle ultime due settimane, hai provato poco interesse o piacere nel fare le cose?" Le risposte sono state registrate come sì/no, e la presenza di entrambi i sintomi è stata considerata indicativa di un deficit psicologico.
Analisi dei Dati
La raccolta dei dati è stata effettuata durante le visite comunitarie diurne tra aprile e giugno 2024, e ogni intervista e valutazione di ogni partecipante ha richiesto circa 20–30 minuti. I questionari compilati sono stati esaminati immediatamente dopo la somministrazione per identificare risposte mancanti o incomplete, e ai partecipanti è stato chiesto di chiarire gli elementi non risposti ogni volta che possibile.
Le caratteristiche sociodemografiche, le variabili legate alla salute, l'esposizione ai media e i punteggi di deficit IC sono stati riassunti utilizzando statistiche descrittive. Le variabili continue erano presentate come medie e deviazioni standard (SD), mentre le variabili categoriche erano presentate come frequenze e percentuali. Le analisi grafiche includevano grafici a barre per le categorie di esposizione ai media e grafici medi con barre di errore che rappresentavano gli errori standard della media (SEM) per i punteggi di deficit IC tra gruppi sociodemografici.
Gestione dei dati mancanti:
L'entità dei dati mancanti è stata esaminata per ciascuna variabile dello studio prima dell'analisi. Nel complesso, la mancanza è stata bassa (<5% per tutte le variabili). Dato il livello minimo di dati mancanti e l'assenza di schemi sistematici basati sul test MCAR (Little completamente mancante a caso) (p > 0,05), è stata applicata l'analisi dei casi completi per i modelli di regressione. Il test MCAR di Little è stato eseguito utilizzando il modulo Missing Value Analysis nel pacchetto software di analisi statistica IBM SPSS Statistics (versione 29.0). Le analisi di sensibilità che hanno confrontato i partecipanti con dati completi con quelli con valori mancanti non hanno mostrato differenze statisticamente significative in età, genere, istruzione o punteggi IC ( tutti p > 0,05), supportando la robustezza dell'approccio a caso completo.
Per affrontare la Domanda di Ricerca 1, sono stati effettuati test t a campioni indipendenti, analisi unidirezionale della varianza (ANOVA) e analisi di correlazione per esaminare le relazioni bivariate tra le caratteristiche dei partecipanti, l'esposizione ai media e i punteggi di impairment dell'IC.
Per rispondere alla Domanda di Ricerca 2, nelle analisi multivariabili sono state incluse variabili che dimostrano associazioni statisticamente significative (p < 0,05) nelle analisi univariate e variabili considerate concettualmente rilevanti sulla base della letteratura precedente. Le variabili categoriche sono state trasformate in variabili fittizie utilizzando la codifica binaria 0/1 prima delle analisi di regressione. Per il livello di istruzione sono state create due variabili fittizie: scuola media/superiore contro scuola primaria o inferiore (Edu2: 0 = no, 1 = sì) e junior college o superiore contro scuola primaria o inferiore (Edu3: 0 = no, 1 = sì). Per il reddito mensile, sono state create due variabili finti: 1001–4000 RMB contro ≤1000 RMB (Reddito2: 0 = no, 1 = sì) e ≥4001 RMB contro ≤1000 RMB (Reddito3: 0 = no, 1 = sì). Per l'esposizione ai media, sono state create due variabili fittizie: "a volte" contro "mai" esposizione (Media2: 0 = no, 1 = sì) e "spesso" contro "mai" esposizione (Media3: 0 = no, 1 = sì). Le categorie di riferimento erano scuola primaria o inferiore, reddito mensile ≤1000 RMB e "mai" esposizione mediatica.
È stata inizialmente condotta una regressione lineare multipla, trattando il punteggio IC (intervallo: 0–9) come un risultato continuo. Le ipotesi del modello sono state valutate utilizzando la statistica di Durbin–Watson per l'indipendenza dei residui, il fattore di inflazione della varianza (VIF < 5) per la multicollinearità, e istogrammi dei residui, grafici Q–Q e diagrammi a scatter per valutare normalità, linearità e omoscedasticità.
Per tenere conto della distribuzione ordinale dei punteggi IC, è stata inoltre condotta una regressione logistica ordinata (modello proporzionale delle probabilità), trattando IC come un risultato ordinale. L'assunzione delle probabilità proporzionali è stata valutata utilizzando il test delle linee parallele. Sono stati riportati odds ratio (AOR) aggiustati con intervalli di confidenza (IC) del 95%. L'adattamento del modello è stato valutato utilizzando statistiche chi-quadrato a rapporto di verosimilanza epseudo-indici R 2 . La coerenza nella direzione, nella magnitudine e nella significanza statistica delle associazioni tra modelli di regressione logistica lineare e ordinata è stata utilizzata per valutare la robustezza dei risultati. Per l'analisi di regressione logistica ordinata, i punteggi totali di compromissione IC (intervallo: 0–9) sono stati trattati come categorie ordinali ordinate che rappresentano livelli crescenti di compromissione IC, con punteggi più alti che indicano IC più peggiore e un maggiore compromissione funzionale.
Tutte le analisi sono state condotte utilizzando IBM SPSS Statistics versione 29.0 e R versione 4.3.1. La significatività statistica è stata fissata a p < 0,05.
Risultati
Caratteristiche dei partecipanti
Il campione dello studio includeva 269 anziani residenti in comunità, tra cui 154 donne (57,2%) e 115 uomini (42,8%). L'età media dei partecipanti era di 69,8 anni (DS = 8,46 anni). La maggior parte dei partecipanti era sposata (76,6%) e la maggioranza aveva copertura sanitaria (96,7%). Più di due terzi dei partecipanti hanno riportato almeno una malattia cronica (70,3%).
Il punteggio medio di impairment IC era 2,45 (DE = 1,87), con punteggi più alti che indicano un maggiore deficit e un IC più basso. Non sono state osservate differenze statisticamente significative nei punteggi di compromissione della CI secondo lo stato di assicurazione sanitaria, la categoria dell'indice di massa corporea, lo stato di fumo, il consumo di alcol o il carico di malattie croniche ( tutti p > 0,05). Le caratteristiche dettagliate dei partecipanti e le analisi univariate sono presentate nella Tabella 1.
| Variabili | Categorie | N (%) / Media (SD) | t/f/r | p-valore |
| Genere | Maschio | 115 (42.8) | ||
| Femmina | 154 (57.2) | 3.49 | <0.001 | |
| Stato civile | Sposati | 206 (76.6) | ||
| Non sposato/divorziato/vedovo | 63 (23.4) | 4.567 | <0.001 | |
| Reddito mensile (RMB) | ≤1000 | 77 (28.6) | ||
| 1001–4000 | 126 (46.8) | |||
| ≥4001 | 66 (24.6) | 3.069 | 0.002 | |
| Livello di istruzione | Scuola primaria o inferiore | 107 (39.8) | ||
| Scuola media/superiore | 125 (46.5) | |||
| Junior College o superiori | 37 (13.8) | 2.357 | 0.014 | |
| Assicurazione sanitaria | Sì | 260 (96.7) | ||
| No | 9 (3.3) | 1.837 | 0.069 | |
| Carico delle malattie croniche | Nessuna | 80 (29.7) | ||
| 1–2 Malattie croniche | 152 (56.9) | |||
| ≥3 Malattie croniche | 37 (13.8) | |||
| Indice di massa corporea (BMI) | Peso normale | 153 (56.9) | ||
| Sottopeso/Sovrappeso/Obesità | 116 (43.1) | −1.126 | 0.261 | |
| Stato fumatore | Mai/mollare | 180 (66.9) | ||
| Sì | 89 (33.1) | −1,873 | 0.063 | |
| Consumo di alcol | Mai/mollare | 178 (66.2) | ||
| Sì | 91 (33.8) | −1,566 | 0.119 | |
| Partecipazione sociale | Sì | 168 (62.5) | ||
| No | 101 (37.5) | 2.299 | 0.022 | |
| Esposizione mediatica | Mai | 23 (8.6) | ||
| A volte | 77 (28.6) | |||
| Spesso | 169 (62.8) | 4.437 | <0.001 | |
| Età (anni) | — | 69.78 (8.46) | −0,377** | <0.001 |
| Forza di presa (kg) | — | 25.53 (9.45) | −0,383** | <0.001 |
| Domini a capacità intrinseca | Punteggio totale IC | 2.45 (1.87) | ||
| Locomozione | 0.27 (0.45) | |||
| Vitalità | 0.29 (0.56) | |||
| Sensoriale | 0.65 (0.69) | |||
| Cognizione | 0.85 (0.76) | |||
| Benessere psicologico | 0.39 (0.65) |
Tabella 1: Caratteristiche dei partecipanti e associazioni univariate con i punteggi di deficit IC tra gli anziani residenti in comunità a Wuhan, Cina (N = 269). I valori sono presentati come n (%) o media ± deviazione standard (SD). IC è stata valutata utilizzando lo strumento di screening ICOPE WHO a 9 item, con punteggi IC più alti che indicano una maggiore disabilità e una CI più peggiore. Le differenze di gruppo per le variabili categoriche sono state valutate utilizzando test t a campioni indipendenti o analisi unidirezionale della varianza (ANOVA), mentre per variabili continue sono state utilizzate analisi di correlazione di Pearson. L'esposizione ai media è stata classificata come "mai", "a volte" e "spesso" in base alla frequenza auto-riportata di interazione con i media tradizionali e digitali. Le categorie di BMI sono state classificate secondo le linee guida cinesi per l'IMC negli adulti. La significatività statistica è stata definita come p < 0,05. Gli asterischi indicano correlazioni statisticamente significative (*p < 0,05; **p < 0,01).
Analisi univariata
Le analisi univariate hanno mostrato differenze significative nei punteggi di deficit IC secondo genere, stato civile, livello di istruzione, reddito mensile, partecipazione sociale, esposizione ai media, età e forza di presa (tutti p < 0,05). Non sono state osservate differenze statisticamente significative nei punteggi di compromissione dell'IC in base allo stato assicurativo sanitario, alla categoria BMI, allo stato del fumo, al consumo di alcol o al carico di malattie croniche (tutti p > 0,05).
L'età avanzata è stata significativamente associata a punteggi di compromissione IC più alti (r = 0,377, p < 0,001), indicando una IC più peggiore tra i partecipanti più anziani. Al contrario, una maggiore forza di presa è stata significativamente associata a punteggi di compromissione IC più bassi (r = –0,383, p < 0,001), indicando un IC migliore tra i partecipanti con maggiore forza fisica. I risultati dettagliati dell'analisi univariata sono presentati nella Tabella 1.
Esposizione mediatica in gruppi sociodemografici e sanitari
La maggior parte dei partecipanti (91,4%) ha riportato almeno un certo livello di esposizione ai media ("a volte" o "spesso"). L'esposizione limitata ai media è stata osservata più frequentemente tra i partecipanti senza assicurazione sanitaria (22,2%), quelli con una forza di presa inferiore (17,6%) e i partecipanti di 90 anni e oltre (33,3%). I modelli di distribuzione dell'esposizione mediatica tra gruppi sociodemografici e sanitari sono presentati nella Figura 1.
Figura 1. Distribuzione delle categorie di esposizione ai media tra gruppi sociodemografici e sanitari tra gli anziani che vivono in comunità a Wuhan, Cina (N = 269). L'esposizione ai media è stata valutata utilizzando una misura a singolo item che valuta la frequenza di coinvolgimento con i media tradizionali e digitali e classificata come "mai", "a volte" e "spesso". I valori sono presentati come percentuali all'interno di ciascun sottogruppo. Le variabili sociodemografiche e legate alla salute includevano fascia d'età, genere, livello di istruzione, reddito mensile, stato assicurativo sanitario, categoria indice di massa corporea (BMI), carico di malattie croniche, stato di fumo, consumo di alcol, categoria di forza di presa e partecipazione sociale. Proporzioni più elevate indicano una maggiore rappresentanza dei partecipanti all'interno di ciascuna categoria di esposizione mediatica. Clicca qui per visualizzare una versione più grande di questa figura.
Compromissione della CI in gruppi sociodemografici e sanitari
I partecipanti con una forza di presa più bassa avevano punteggi medi di compromissione IC più alti (media = 3,56, DS = 0,25) rispetto a quelli con forza di presa normale (media = 2,04, SD = 0,11), indicando un IC più basso tra gli individui con forza fisica debole. Analogamente, i partecipanti con redditi mensili inferiori a 1000 RMB avevano punteggi medi di compromissione IC più alti (media = 2,97, SD = 0,19) rispetto ai partecipanti alle categorie di reddito più alto.
Le partecipanti femminili avevano punteggi medi di compromissione IC più alti rispetto ai maschi (media = 2,78, SD = 0,16 vs media = 2,02, SD = 0,15), indicando una IC relativamente più bassa tra le donne. I partecipanti con istruzione primaria o inferiore avevano i punteggi medi di impairment IC più alti (media = 2,92, SD = 1,89), mentre punteggi di impairment più bassi sono stati osservati tra i partecipanti con un livello di istruzione più elevato. I partecipanti di 90 anni e oltre avevano i punteggi di impairment IC più alti tra tutti i gruppi d'età (media = 7,67, SD = 0,33), indicando IC sostanzialmente più bassa nel gruppo d'età più anziano. I punteggi medi di impairment IC in gruppi sociodemografici e sanitari sono presentati nella Figura 2.
Figura 2. Punteggi medi di deficit della capacità intrinseca (IC) tra gruppi sociodemografici e sanitari tra gli anziani residenti in comunità a Wuhan, Cina (N = 269). Le barre rappresentano punteggi medi di impairment IC tra i sottogruppi di partecipanti, stratificati in base a variabili sociodemografiche e legate alla salute, tra cui fascia d'età, genere, livello di istruzione, reddito mensile, stato assicurativo sanitario, categoria BMI, carico di malattie croniche, stato di fumo, consumo di alcol, categoria di forza di presa e partecipazione sociale. IC è stata valutata utilizzando lo strumento di screening WHO Integrated Care for Older People (ICOPE) composto da 9 item (intervallo di punteggio: 0–9). Punteggi più alti indicano una maggiore diminuzione e una cattiva interintelligenza più bassa. Le barre di errore rappresentano gli errori standard della media (SEM). Clicca qui per visualizzare una versione più grande di questa figura.
Analisi di regressione lineare multipla dei fattori associati alla IC
Le analisi univariate hanno dimostrato un'associazione significativa tra l'esposizione ai media e i punteggi di compromissione della CI (p < 0,001). Le variabili che dimostrano associazioni statisticamente significative nelle analisi univariate, insieme a variabili considerate concettualmente rilevanti basandosi sulla letteratura precedente, sono state incluse nel modello di regressione multivariabile.
Nell'analisi di regressione lineare multipla (Tabella 2), dopo aggiustamento per età, genere, stato civile, livello di istruzione, reddito mensile, forza di presa e partecipazione sociale, l'esposizione frequente ai media ("spesso" vs "mai") è stata significativamente associata a punteggi di impairment IC più bassi (B = –0,804; IC 95% –1,53 a –0,08; p = 0,031), indicando un migliore IC tra i partecipanti con un coinvolgimento mediatico più frequente.
| Variabili | B | SE | β | t | p-valore | Tolleranza | VIF |
| Costante | 1.454 | 1.228 | — | 1.184 | 0.237 | — | — |
| Età | 0.055 | 0.014 | 0.250 | 3.916 | <0.001 | 0.626 | 1.597 |
| Genere | 0.143 | 0.271 | 0.038 | 0.530 | 0.597 | 0.493 | 2.028 |
| Stato civile | −0,856 | 0.269 | −0,195 | −3.181 | 0.002 | 0.681 | 1.469 |
| Forza di presa | −0,036 | 0.016 | −0,182 | −2,25 | 0.025 | 0.389 | 2.568 |
| Partecipazione sociale | −0,681 | 0.204 | −0,177 | −3.343 | <0.001 | 0.910 | 1.099 |
| Livello di istruzione | |||||||
| Scuola media/superiore | 0.071 | 0.232 | 0.019 | 0.308 | 0.758 | 0.662 | 1.510 |
| Junior College o superiori | −0,104 | 0.359 | −0,019 | −0,291 | 0.771 | 0.579 | 1.728 |
| Reddito mensile (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 |
| Esposizione mediatica | |||||||
| A volte | 0.058 | 0.380 | 0.014 | 0.153 | 0.878 | 0.299 | 3.342 |
| Spesso | −0,804 | 0.371 | −0,208 | −2.169 | 0.031 | 0.276 | 3.624 |
Tabella 2: Analisi di regressione lineare multipla dei fattori associati ai punteggi di impairment IC tra gli anziani residenti in comunità a Wuhan, Cina (N = 269). Analisi di regressione lineare multipla che esamina i fattori associati ai punteggi di deficit IC tra gli anziani residenti in comunità a Wuhan, Cina. Punteggi IC più alti indicano una maggiore menomazione e una CI più peggiore. Il modello di regressione è stato adeguato per età, genere, stato civile, livello di istruzione, reddito mensile, forza di presa, partecipazione sociale ed esposizione mediatica. Le categorie di riferimento erano scuola primaria o inferiore per il livello di istruzione, reddito mensile ≤1000 RMB, non sposato/divorziato/vedovo per lo stato civile, e "mai" per l'esposizione mediatica. I coefficienti di regressione sono presentati come coefficienti non standardizzati (B), coefficienti standardizzati (β) e SE. Il fattore di inflazione della varianza (VIF) e le statistiche di tolleranza sono stati utilizzati per valutare la multicollinearità. Le ipotesi del modello sono state valutate utilizzando grafici residui e la statistica di Durbin–Watson. Le statistiche riassuntive del modello erano le seguenti: R2 = 0,345, R 2 aggiustato = 0,317 e significatività complessiva del modello p < 0,001. ANOVA ha dimostrato un adattamento complessivo significativo del modello (F = 12,333, p < 0,001). La statistica Durbin–Watson era 1,855, indicando un'indipendenza residua accettabile. Coefficienti di regressione negativi indicano punteggi di compromissione IC più bassi e IC migliori. La significatività statistica è stata definita come p < 0,05.
L'età avanzata era associata a punteggi di compromissione dell'IC più alti (B = 0,055; IC 95% 0,03–0,08; p < 0,001), indicando un IC più peggiore con l'avanzare dell'età. Al contrario, essere sposati (B = –0,856; p = 0,002), reddito mensile tra 1001 e 4000 RMB rispetto a ≤1000 RMB (B = –0,682; p = 0,005), maggiore forza di presa (B = –0,036; p = 0,025), e la partecipazione sociale (B = –0,681; p < 0,001) erano associate a punteggi di compromissione dell'IC più bassi e a una migliore IC.
Le diagnostiche del modello indicavano un adattamento accettabile del modello (R2 = 0,345; R 2 regolato = 0,317; F = 12.333; p < 0,001). La statistica Durbin–Watson era 1,855, indicando che non ci sono evidenze di autocorrelazione residua. I valori del VIF variavano da 1,099 a 3,624, indicando che non ci sono evidenze di multicollinearità problematica.
Analisi di regressione logistica ordinata
Le analisi di regressione logistica ordinata (Tabella 3) hanno mostrato risultati coerenti con quelli del modello di regressione lineare multipla. L'esposizione frequente ai media ("spesso" vs "mai") è rimasta significativamente associata a punteggi di compromissione IC più bassi (stima = –0,848; intervallo di confidenza [IC] al 95% –1,685-–0,010; p = 0,047), indicando un migliore IC tra i partecipanti con un coinvolgimento mediatico più frequente.
| Variabili | Stima | Errore standard | Wald | p-valore | Limite inferiore IC 95% | Limite superiore IC 95% |
| Età | 0.057 | 0.016 | 11.899 | <0.001 | 0.025 | 0.089 |
| Forza di presa | −0,044 | 0.019 | 5.543 | 0.019 | −0.081 | −0,007 |
| Stato civile | −0,946 | 0.314 | 9.068 | 0.003 | −1,562 | −0,330 |
| Partecipazione sociale | −0,802 | 0.239 | 11.299 | <0.001 | −1,270 | −0,335 |
| Livello di istruzione | ||||||
| Scuola media/superiore | 0.03 | 0.267 | 0.013 | 0.91 | −0,494 | 0.554 |
| Junior College o superiori | −0,264 | 0.416 | 0.403 | 0.526 | −1.079 | 0.551 |
| Reddito mensile (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 |
| Esposizione mediatica | ||||||
| A volte | 0.144 | 0.436 | 0.11 | 0.74 | −0,710 | 0.998 |
| Spesso | −0,848 | 0.427 | 3.934 | 0.047 | −1,685 | −0,010 |
Tabella 3: Analisi di regressione logistica ordinata dei fattori associati ai punteggi di deficit IC tra gli anziani residenti in comunità a Wuhan, Cina (N = 269). Analisi di regressione logistica ordinata che esamina i fattori associati ai punteggi di deficit IC tra gli anziani residenti in comunità a Wuhan, Cina. Punteggi IC più alti indicano una maggiore diminuizione e una CI più bassa, mentre stime di regressione negative indicano una minore compromissione IC e una migliore IC. Il modello di regressione includeva età, forza di presa, stato civile, partecipazione sociale, livello di istruzione, reddito mensile ed esposizione ai media. Le categorie di riferimento erano scuola primaria o inferiore per il livello di istruzione, reddito mensile ≤1000 RMB, non sposato/divorziato/vedovo per lo stato civile, e "mai" per l'esposizione mediatica. Le stime di regressione sono presentate con SE, statistiche di Wald, valori p e intervalli di confidenza (IC) al 95%. Le informazioni di adattamento del modello hanno dimostrato prestazioni complessive accettabili del modello (Chi-quadrato = 104,159, p < 0,001). L'analisi della bontà dell'adattamento è stata statisticamente significativa (F = 12,333, p < 0,001). L'assunzione delle probabilità proporzionali è stata valutata utilizzando il Test delle Linee Parallele (Chi-quadrato = 17,338, p = 1,000), supportando l'adeguatezza del modello di regressione logistica ordinata. La significatività statistica è stata definita come p < 0,05.
L'età avanzata è rimasta associata a punteggi di impairment IC più alti e IC più bassi, mentre essere sposati, maggiore forza di presa, partecipazione sociale e reddito mensile tra 1001 e 4000 RMB erano associati a punteggi di impairment IC più bassi e a una migliore IC.
Le statistiche di adattamento del modello indicavano prestazioni complessive accettabili del modello (Chi-quadrato = 104,159; p < 0,001). L'assunzione delle probabilità proporzionali è stata soddisfatta sulla base del Test delle Linee Parallele (p = 1.000), supportando l'adeguatezza del modello di regressione logistica ordinata.
Nel complesso, l'esposizione frequente ai media è stata costantemente associata a punteggi più bassi di compromissione IC in entrambi i modelli di regressione. Al contrario, età avanzata, reddito più basso, maggiore forza di presa e minore partecipazione sociale erano associate a una CI più bassa.
Le analisi dei dati mancanti hanno mostrato una bassa mancanza complessiva (<5% su tutte le variabili). Il test MCAR di Little non è stato significativo (p > 0,05) e le analisi di sensibilità non hanno mostrato differenze statisticamente significative tra i partecipanti con dati completi e incompleti, a supporto della robustezza dell'approccio analitico.
Disponibilità dei dati:
Il dataset anonimizzato a livello di partecipante e i file di analisi statistica a supporto dei risultati di questo studio sono forniti come materiali supplementari associati a questo manoscritto. La Tabella Supplementare 1 contiene il dataset anonimizzato a livello di partecipante, inclusi caratteristiche sociodemografiche, variabili legate alla salute, misure di esposizione ai media e dati di valutazione IC. La Tabella Supplementare 2 contiene file di output per l'analisi statistica, inclusi statistiche descrittive, analisi univariate, analisi di regressione lineare multipla e analisi di regressione logistica ordinata. Il Fascicolo Supplementare 1 fornisce il questionario in lingua inglese e i materiali di valutazione degli intervistatori utilizzati per la raccolta dati tra gli anziani residenti in comunità a Wuhan, Cina. Il Supplementare File di Codifica 1 contiene la versione originale in mandarino del questionario e i materiali di codifica utilizzati durante la raccolta dei dati dei partecipanti ed è fornito solo a scopo di riferimento metodologico.
Fascicolo supplementare 1. Questionari in lingua inglese e materiali di valutazione degli intervistatori utilizzati per la raccolta dati tra gli anziani che vivono in comunità a Wuhan, Cina.
Questo file supplementare contiene le versioni tradotte in inglese del questionario sociodemografico, la valutazione dell'esposizione ai media, gli item di screening IC basati sul quadro dell'OMS Integrated Care for Older People (ICOPE), le misure di attività fisica, la valutazione delle attività quotidiane e gli strumenti di valutazione della salute e personalità somministrati durante le interviste con i partecipanti. Clicca qui per scaricare questo file.
Il Fascicolo di Codifica Supplementare 1 contiene la versione originale in mandarino del questionario utilizzata durante la raccolta dei dati dei partecipanti ed è fornito solo come riferimento metodologico. Clicca qui per scaricare questo file.
Discussione
Questo studio ha indagato i modelli di esposizione ai media e le loro associazioni con la CI tra gli anziani che vivono in comunità in Cina. La maggior parte dei partecipanti ha riportato almeno un certo livello di esposizione ai media, e il punteggio medio di impairment IC è stato relativamente basso. Dopo un aggiustamento per variabili sociodemografiche e legate alla salute, un coinvolgimento mediatico più frequente è stato associato a punteggi di compromissione IC più bassi, indicando un migliore IC. Risultati simili sono stati osservati sia nei modelli di regressione lineare multipla che in quelli di regressione logistica ordinata, supportando la robustezza e la coerenza delle associazioni osservate. Età avanzata, reddito più basso, maggiore forza di presa e minore partecipazione sociale erano associate a una maggiore IC. Per quanto ne sappiamo, pochi studi in Cina hanno esaminato l'intero coinvolgimento mediatico, inclusa sia l'esposizione tradizionale che quella digitale, in relazione alla IC multidimensionale tra gli anziani residentiin comunità 22,23. Questi risultati potrebbero riflettere disuguaglianze nel coinvolgimento complessivo dei media e nell'accesso alle risorse informative e sociali tra gli anziani. Da una prospettiva di determinanti sociali e biopsicosociale, l'impegno dei media può rappresentare più di un semplice accesso alle informazioni e può anche riflettere una più ampia partecipazione sociale, un coinvolgimento cognitivo e un'interazione con ambienti di supporto rilevanti per un invecchiamento sano. Gli anziani con un maggiore coinvolgimento con risorse informative e sociali possono avere maggiori opportunità di mantenere il funzionamento fisico, cognitivo e psicologico nel tempo. Tuttavia, poiché il presente studio ha valutato l'esposizione complessiva dei media piuttosto che l'uso specifico della piattaforma, non è stato possibile distinguere i contributi relativi tra i media tradizionali e l'engagement dei media digitali.
Questo studio ha dimostrato che una CI più povera era associata a età avanzata, reddito più basso, livello di istruzione inferiore, minore forza di presa e minore partecipazione sociale. Questi risultati sono coerenti con le raccomandazioni dell'OMS e studi precedenti che riportano che la IC diminuisce con l'aumento dell'età a causa di cambiamenti biologici cumulativi e di un maggiore carico di malattiecroniche 24. Il punteggio medio di impairment IC osservato nel presente studio è stato inferiore a quello riportato negli studi che hanno coinvolto residenti anziani della comunità diPechino 13 e popolazioni geriatricheospedalizzate 15. Questa differenza potrebbe essere legata all'età più giovane e allo stato di salute di base relativamente migliore dei partecipanti residenti in comunità inclusi nel presente studio. Questi confronti evidenziano l'importanza di considerare le caratteristiche della popolazione, i contesti di studio e le strategie di campionamento nell'interpretare gli esiti della CI tra gli studi. Redditi più bassi erano associati a una CI più povera, coerente con i risultati riportati negli studi condotti inCina 25 eBrasile 26. Gli anziani con livelli di reddito più elevati possono avere un maggiore accesso a servizi sanitari, informazioni relative alla salute e stili di vita più sani che supportano il mantenimento del funzionamento fisico, cognitivo epsicologico 24. Analogamente, la partecipazione sociale era associata a una migliore IC, coerente con i precedenti risultati di studi condotti inCina 27,28. All'interno di un quadro biopsicosociale, la partecipazione sociale può contribuire al benessere emotivo, alla stimolazione cognitiva e al mantenimento del funzionamento quotidiano attraverso un coinvolgimento interpersonale continuo e la partecipazione ad attività significative16. La forza di presa è stata inoltre identificata come un importante correlato della IC, coerente con ricercheprecedenti 24,29. Poiché la valutazione della forza di presa è semplice, oggettiva e fattibile in contesti comunitari, può rappresentare un indicatore pratico per monitorare i cali legati all'età della capacità fisica efunzionale 30.
Sebbene l'esposizione ai media fosse comune in questo campione, livelli più bassi di esposizione ai media sono stati osservati più frequentemente tra i partecipanti più anziani, individui senza assicurazione sanitaria e coloro con una maggiore forza di presa. Questi risultati potrebbero riflettere disuguaglianze nel coinvolgimento complessivo dei media e nell'accesso alle risorse informative e sociali tra gli anziani, anche se il presente studio non è riuscito a distinguere tra l'uso tradizionale e quello digitale. Studi precedenti hanno riportato associazioni tra l'uso dei media o della tecnologia digitale e esiti come cognizione, solitudine, sintomi depressivi e qualità della vita tra gli anziani 31,32,33,34,35. I risultati attuali ampliano questa letteratura esaminando la CI come un concetto multidimensionale di invecchiamento sano tra gli anziani che vivono in comunità. Dal punto di vista dei determinanti biopsicosociali e sociali, il coinvolgimento dei media può riflettere non solo l'accesso informativo, ma anche l'engagementcognitivo 35, la partecipazionesociale 6 e l'interazione con ambienti di supporto rilevanti per un invecchiamento sano. Tuttavia, poiché il presente studio utilizzava una misura complessiva dell'esposizione ai media, non è stato possibile determinare se le associazioni osservate fossero principalmente legate all'uso tradizionale dei media, alle tecnologie digitali o a modelli più ampi di coinvolgimento sociale e informativo.
I risultati suggeriscono che le disparità nell'esposizione ai media e nella CI potrebbero coesistere tra gli anziani socioeconomicamente svantaggiati. I partecipanti con risorse socioeconomiche inferiori, un funzionamento fisico più debole e una minore partecipazione sociale erano meno propensi a riportare una frequente esposizione mediatica e tendevano ad avere una terapia interattiva più bassa. Questi risultati potrebbero avere implicazioni per strategie di invecchiamento sano e programmi di supporto basati sulla comunità volti a migliorare l'accesso equo alle risorse informative e sociali tra gli anziani. In Cina, molti anziani continuano a interagire sia con piattaforme digitali tradizionali che emergenti; approcci che combinano metodi di comunicazione convenzionali con iniziative digitali a misura di invecchiamento possono sostenere un coinvolgimento più ampio tra le popolazionianziane 7,36. I programmi comunitari che promuovono l'alfabetizzazione digitale, le tecnologie di comunicazione accessibili e la partecipazione sociale possono essere particolarmente rilevanti per gli anziani a maggior rischio di esclusione sociale oinformativa 37,38. I professionisti sanitari potrebbero anche considerare di integrare lo screening e l'identificazione della CI degli anziani socialmente o fisicamente vulnerabili nell'assistenza comunitaria di routine. Tuttavia, i risultati attuali non devono essere interpretati come prove di causalità a causa del disegno trasversale dello studio, e sono necessari futuri studi longitudinali e di intervento prima che vengano raccomandati interventi basati su media specifici.
Questo studio fornisce prove esplorative riguardo alle associazioni tra l'esposizione complessiva dei media e la terapia interattiva tra gli anziani che vivono in comunità in Cina. Un punto di forza chiave dello studio è l'inclusione sia dell'esposizione ai media tradizionali che digitali, che potrebbe riflettere meglio i modelli reali di coinvolgimento mediatico tra gli anziani cinesi. Un altro punto di forza è l'uso di due approcci analitici complementari, la regressione lineare multipla e la regressione logistica ordinata, che hanno dimostrato risultati coerenti e rafforzato la robustezza dell'analisi. Inoltre, IC è stata valutata utilizzando il framework OMS per l'Invecchiamento Sano, che cattura molteplici dimensioni del funzionamento fisico e mentale.
Tuttavia, dovrebbero essere considerate diverse limitazioni. Innanzitutto, il disegno trasversale esclude l'inferenza causale e non consente di determinare le relazioni temporali tra l'esposizione ai media e la CI. È possibile anche la causalità inversa, in cui gli adulti anziani con una migliore IC potrebbero essere più propensi a interagire con i media. In secondo luogo, il campionamento di convenienza è stato applicato sia a livello di selezione comunitaria che di reclutamento di partecipanti all'interno di una singola città, il che può limitare la rappresentatività e la generalizzazione ad altre popolazioni. In terzo luogo, l'esposizione ai media è stata valutata utilizzando una misura auto-riportata a singolo item che riflette il coinvolgimento complessivo sia con i media tradizionali che digitali. Questa misura non ha rilevato il tipo di media, la durata, l'intensità, lo scopo d'uso o l'engagement specifico della piattaforma, limitando così la validità del costrutto e impedendo la separazione degli effetti tra media tradizionali e digitali. In quarto luogo, sono stati utilizzati questionari somministrati dagli intervistatori per alcuni partecipanti, il che potrebbe aver introdotto un bias di segnalazione. Ulteriori limitazioni includono dimensioni di sottogruppi piccole, confondimento residuo dovuto a variabili non misurate come alfabetizzazione digitale, riserva cognitiva e supporto sociale, e l'assenza di una valutazione clinica dettagliata dei disturbi cognitivi e del carico di multimorbilità. Nel complesso, i risultati potrebbero contribuire a future ricerche sull'invecchiamento sano e a strategie basate sulla comunità volte a migliorare l'accesso equo alle risorse informative e sociali tra gli anziani. Tuttavia, i risultati non devono essere interpretati come prove di causalità, e sono necessari futuri studi longitudinali e di intervento per chiarire la direzionalità, i meccanismi sottostanti e i contributi relativi dell'engagement tradizionale e digitale dei media agli esiti dell'invecchiamento sano.
Dichiarazioni
Gli autori dichiarano di non esserci conflitti di interesse.
Ringraziamenti
Gli autori riconoscono il sostegno fornito dal Sanming Project of Medicine a Shenzhen (n. SZSM20241103) e il Shenzhen Medical Research Fund (n. C2501016). Gli autori ringraziano inoltre i residenti della comunità e i membri dello staff della comunità per il loro aiuto e la collaborazione durante il reclutamento dei partecipanti e la raccolta dei dati.
Materiali
| Nome | Azienda | Numero di catalogo | Commenti |
|---|---|---|---|
| Bilancia digitale | Omron Healthcare Co., Ltd., Kyoto, Japan | Modello HN-286 | Usata per la misurazione del peso corporeo per il calcolo dell'indice di massa corporea (BMI); calibrata prima delle misurazioni. |
| Protocollo di test cinque volte sit-to-stand | Valutazione funzionale geriatrica standard | N/A | Usato per la valutazione del dominio della locomozione; il tempo di completamento ≥14 s è stato considerato indicativo di compromissione della locomozione. |
| Dinamometro di forza di presa | Xiangshan Medical Equipment Co., Cina | Modello EH101 | Usato per la misurazione della forza di presa in chilogrammi (kg); bassa forza di presa definita come <28 kg per gli uomini e <18 kg per le donne. RRID:SCR_022163 |
| IBM SPSS Statistics | IBM Corp., Armonk, NY, USA | Versione 29.0 | Usato per statistiche descrittive e analisi di regressione. RRID:SCR_002865 |
| Elemento di valutazione dell'esposizione mediatica | Sviluppato dal team di ricerca | Questionario a voce singola | Scala a tre punti che valuta il coinvolgimento complessivo con i media tradizionali e digitali. Il file supplementare 1 include l'elemento del questionario e lo schema di codifica. |
| Software statistico R | R Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria | Versione 4.3.1 | Usato per regressione logistica ordinata e ulteriori analisi statistiche. RRID:SCR_001905 |
| Questionario sociodemografico e sulla salute | Sviluppato dal team di ricerca | Questionario personalizzato | Includeva età, sesso, istruzione, reddito, stato civile, assicurazione, fumo, consumo di alcol e condizioni croniche. Il questionario completo è fornito come File supplementare 1. |
| Stadiometro | Seca GmbH & Co. KG, Amburgo, Germania | Seca 213 Stadiometro portatile | Usato per la misurazione dell'altezza per il calcolo del BMI. |
| Test di orientamento e richiamo a tre parole | Elementi di screening cognitivo standard | N/A | Usato per la valutazione del dominio cognitivo. Il materiale supplementare include domande di orientamento, parole da ricordare, durata del ritardo del richiamo e criteri di punteggio. |
| Strumento di screening WHO Integrated Care for Older People (ICOPE) | Organizzazione Mondiale della Sanità | Strumento di screening ICOPE | Usato per valutare i domini della locomozione, vitalità, funzione sensoriale, cognizione e benessere psicologico. Le versioni in cinese mandarino riportate in precedenti studi di validazione; citazione fornita nella sezione Metodi. |
| Elementi di valutazione del test Whisper | Procedura standardizzata di screening dell'udito clinico | N/A | Usato per la valutazione dell'udito nel dominio sensoriale. La sezione dei metodi include parole/numeri sussurrati e numero di tentativi di test per orecchio. |