住房改造对跌倒影响的实证研究

医疗保健

Article接受住房改造的人群中的跌倒与跌倒恐惧——来自 瑞典一项准实验研究的结果

摘要

尽管健康状况可能随着老龄化和失能过程而恶化，但通过适应环境可以减轻残疾的影响。本研究旨在调查应用标准化的基于研究的策略进行住房改造与常规实践相比，在跌倒和跌倒恐惧方面 的效果。另一个目的是探讨住房改造对跌倒相关结果的总体效果随时间的变化。基线时共纳入196名 客户，在实施住房改造后的3和6个月进行随访。两种方法之间唯一显著差异体现在住房改造后3个月 时的跌倒恐惧，但在6个月时无显著差异。在两个地点，报告实际跌倒的客户数量均随时间增加，而 报告接近跌倒的数量在干预地点减少最多，但差异不显著。因此，各地点之间的差异模式不一致， 跌倒相关结果的变化模式也不一致。总体结论是，如果目标是改善跌倒相关结果，住房改造应补充 其他预防跌倒的干预措施，并明确解决客户的活动受限问题。此外，还需要更长的随访时间。

Keywords : 积极老龄化；虚弱；住宅改造；干预；残疾；对照试验

引言

跌倒和跌倒相关事故是重大的公共卫生问题，占瑞典因事故导致的住院治疗的70% [1]。在老年人中，跌倒可能导致长期残疾、日常生活活动依赖他人、参与限制[2–4],以及生活质量下降[5],，并增加发病率和死亡率[6,7]。因此，跌倒增加了社会成本[8],，若能减少跌倒次数和跌倒相关损伤，将为个人和社会整体带来显著益处。

人们最常在进行活动时跌倒，例如散步或在进行其他活动时简单地转移身体重量[9,10]。大型物体、楼梯和台阶以及表面污染已被确定为导致跌倒最常见的风险因素之一[11]。有残疾的人比没有残疾的人面临更高的跌倒相关伤害风险[12]。跌倒的风险随年龄增长而增加[9,11]，约三分之一65岁以上的人每年至少跌倒一次[9]。老年人在家中及周围发生跌倒相关伤害的比例高于年轻人[11]。然而，有残疾的年轻人也有较高的跌倒风险（参见，例如，[13]。除了年龄外，伤害性跌倒的主要预测因素还包括步态问题、认知障碍、既往跌倒史、药物使用以及抑郁症等情绪障碍[14,15]。此外，跌倒的心理后果（如跌倒恐惧）也很常见[16]。跌倒恐惧是一个涵盖性术语，包括与跌倒相关的自我效能、对跌倒的担忧和平衡信心等概念。它更常与女性性别、身体功能低下以及助行器的使用相关，并且在既往跌倒者中最为普遍[17]。经历跌倒恐惧的人往往倾向于避免进行活动[19]，从而带来活动受限以及参与限制的后续风险。

在日常生活中，人‐环境‐活动相互作用持续进行，其中一个组成部分的变化可能会影响其他部分 [20]。家庭环境的变化，例如通过住房改造，可改善活动表现，减少依赖他人[21–24],，并提高住宅可用性[21,25]。此外，住房改造尤其有助于降低跌倒高风险人群的跌倒和跌倒相关残疾[9,26],[9,24]。事实证明，当住房改造作为多组分跌倒减少项目的一部分时是有效的[23]。住房改造是一种个体化干预，旨在通过改变物理环境（例如移除门槛、安装扶手或重建住宅）来改善个人在自己家中的独立性 [27]。瑞典市镇的大多数住房改造由职业治疗师进行评估、认证和评估。接受住房改造的大多数人为老年人，伴有与年龄相关的健康衰退（参见例如[24,28,29]），但也有年轻或中年人因急性或进行性疾病或损伤而成为该干预措施的接受者（参见例如[26,29]）。

系统性方法在住房改造管理中已有一定程度的应用[30],，但大多数住房改造在实施时并未利用现有证据，而是采用非结构化方法[31,32]。瑞典住房改造立法指出，其目标是帮助残疾人在家中实现独立生活。然而，该立法并未提供有关如何评估需求以及所需住房改造程度等方面的详细信息[27]。此外，关于不同住房改造方法的研究较为缺乏。因此，本研究旨在探讨与常规实践相比，应用标准化的基于研究的策略进行住房改造对跌倒相关结果的影响。次要目的是调查住房改造随时间推移对跌倒相关结果的总体效果。

2. 材料与方法

2.1. 研究设计与研究背景

本研究是一项具有非等效对照组的准实验试验的一部分，采用前后设计[33],，称为住房改造研究策略（ResHA）试验。在干预地点，职业治疗师应用了一种干预措施，该措施包含用于住房改造管理的标准化的基于研究的策略。在对照点，职业治疗师则根据其常规实践流程进行住房改造管理。在本试验中，我们假设与常规实践相比，在住房改造的职业治疗管理中应用基于研究的策略，包括系统评估与评价，将对相关客户结局产生积极影响。

瑞典南部的三个市镇根据居民数量、地理分布以及住房适应管理的相似组织结构被纳入研究。研究人员连续邀请中等规模市镇（约有40,000至50,000名居民）参与该研究。由于项目的复杂性、持续时间以及所需投入，工作人员和管理层需明确表示出积极参与研究的诚意。此外，愿意改变现有实践是成为干预市镇的前提条件。其中两个市镇接受成为干预市镇。

地点，并为了在对照点纳入与干预地点数量相当的样本，有一个市镇被邀请并接受成为对照点。在 2013年研究开始之前，这三个市镇获批的住房改造任务数量存在差异（每千名居民3.4–10.5项，即每个市镇每年约137–446项）[34]。

根据瑞典法律，住房改造被定义为[27],，意味着可为功能能力下降的人群提供改造，以消除家中的物理环境障碍，从而促进独立性和安全。在瑞典，住房改造是一项公共资助干预措施，由特定市镇负责实施，并根据个人的申请进行审批。住房改造的全部费用基于需求评估和健康专业人员（通常是市镇雇用的职业治疗师）的认证来确定[34]。

所有年满20岁的非机构化人员，只要通过这三个市镇中任一市镇雇佣的职业治疗师（约45名职业治疗师）申请了住房改造补助金，均被视为符合参与本研究的资格。所有市镇均采用相同的纳入和排除标准。排除标准为居住在庇护性住房以及无法用瑞典语交流或理解指示。

2.2. 样本

总共，有580名符合纳入标准的连续样本人员参与了本研究（图 1）。健康状况不佳并非排除标准，但职业治疗师评估认为其中131人因健康状况不佳无法参与。另有6人因其他原因被排除，例如住房改造紧急，在首次访谈前已完成。剩余443人被邀请参与，但202人（46%）拒绝。在这202人中，64%为女性。平均年龄为80岁，40%为85岁或以上。共有241人接受参与，但其中45人的住房改造申请被拒绝。因此，基线时的最终研究样本包括196名客户（干预组 (I)： n= 90，对照组 (C)： n= 106），三个月后为163人（I： n= 71；C： n= 92），六个月后为143人（I： n= 65；C：n= 77）。

约三分之二的样本为女性，22%的年龄为85岁或以上（表 1）。干预市镇与对照市镇之间唯一的统计学显著差异在于认知功能。然而，超过三分之一的人在认知功能方面存在缺失数据；这是因为客户不愿意参与或未完成评估。

表1。 住房适应研究策略（ResHA）研究中包含的样本特征。

T1—总样本 (n= 196)	干预点 (n= 90)	对照点 (n= 106)	p
性别 0.780	% 或均值 ± SD	% 或均值 ± SD	% 或均值 ± SD
– 男性	72 37%	34 38%	38 36%
– 女性	124 63%	56 62%	68 64%
Age 0.314
– ≤64	29 15%	15 17%	14 13%
– 65–74	37 19%	22 24%	15 14%
– 75–84	82 42%	34 38%	48 45%
– ≥85	44 22%	17 19%	27 26%
– 缺失	4 2%	2 2%	2 2%
居住安排 0.549
– 独居	113 57%	52 58%	61 58%
– 与他人同住	82 42%	37 41%	45 42%
– 缺失	1 1%	1 1%	0 0%
教育年限（年） 189 9.7 ± 3.2	83 9.7 ± 3.1	106 9.6 ± 3.2	0.775
依赖助行器 a
– 家外	137 70%	60 67%	77 73%
– 入口	132 67%	57 63%	75 71%
– 家中	122 62%	53 59%	69 65%
依赖轮椅 a
– 家外	63 32%	36 40%	27 25%
– 入口	43 22%	24 27%	19 18%
– 家中	31 16%	21 23%	10 9%
家外社交活动与 其他 0.188
– 从不/每年	57 29%	26 29%	31 29%
– 每月	55 28%	29 32%	26 25%
– 每周或每天	79 40%	31 35%	48 45%
– 缺失	5 3%	4 4%	1 1%
独自在外社交活动 0.113
– 从不/每年	85 43%	45 50%	40 38%
– 每月	19 10%	8 9%	11 10%
– 每周或每天	85 43%	32 36%	53 50%
– 缺失	7 4%	5 5%	2 2%
认知障碍 b >0.001
– 26–30	48 24%	26 29%	22 21%
– 18–25	87 44%	50 55%	37 35%
– 10–17	13 7%	7 8%	6 6%
– 缺失	48 25%	7 8%	41 38%
日常生活活动依赖 c 157 12.1 ± 5.8	71 12.2 ± 6.7	86 12.0 ± 4.9	0.554
功能受限数量
功能受限 a	196 4.7 ± 1.9	90 4.5 ± 1.9	106 4.9 ± 1.9

a 使用住房适配器工具测量 [35]； b 使用蒙特利尔认知评估(MOCA)量表测量 [36,37]； c 使用日常生活活动阶梯测量 [38–40]。

2.3. 干预

在干预市镇，由市镇聘用的职业治疗师对住房改造应用了一种标准化的基于研究的实践策略。该干预措施指导职业治疗师在家访期间采用标准化程序，评估与个人、活动和住房相关的方面（详情见 [33]）。最初，职业治疗师参加了一个广泛的培训课程，内容包括如何使用标准化工具进行结构化评估程序。评估在住房改造认证之前进行（T1）。职业治疗师还向客户提供自填问卷，涉及跌倒恐惧、回顾性跌倒和参与情况。

在完成住房改造后的3个月（T2）和6个月（T3），对其进行了家庭随访。

在对照市，职业治疗师未接受干预市所采用策略的专门培训。他们继续按照常规流程进行住房改造管理，即职业治疗师在家庭访问、电话访谈以及与亲属、工作人员等的访谈中，针对每位客户的特定情况，结合对个人‐、活动‐和与住房相关的方面的结构化和非结构化评估。[32]所有符合纳入标准并同意参与研究的客户均由项目管理员（即经过专门培训的职业治疗师）联系，并通过家庭访问收集相应数据。

客户结局是通过一个全面过程确定的。也就是说，结局的选择基于现行瑞典法律中关于住房改造的规定以及《瑞典规划与建筑法》，并参考了有关住房改造结局的先前研究。此外，结局的选择还基于其与住房改造的紧密关联，例如助行器具的使用。

2.4. 评估

通过一个二分法（是/否）问题评估跌倒史：“在过去六个月中，您是否曾跌倒至身体触地？” 如果客户回答“是”，则要求其说明大致的跌倒次数。另一个二分法（是/否）问题涉及过去6个月中接近跌倒的历史；接近跌倒定义为“已开始但被来自墙壁、栏杆、他人等的支持所阻止的跌倒”[42]。如果客户回答“是”，则要求其说明大致的接近跌倒次数。

跌倒恐惧通过两种不同的方式进行评估。首先，客户回答一个单一的二分法（是/否）问题：“您害怕跌倒吗？” 随后使用国际跌倒效能量表（FES‐I）[43,44]的简版进行评估，该量表用于评估对跌倒的担忧。简版FES‐I包含七个条目（即活动），其回答选项分为四类（评分1–4）：“完全不担心”、“有些担心”、“相当担心”或“非常担心”。本研究还增加了一个额外的回答选项：“无法/不愿回答”。总分范围为7至28分（分数越高=表示对跌倒越担心）。

出于描述性目的，评估包括日常生活活动（ADLs）中的依赖程度、居家外参与、整体认知功能和功能受限。ADLs依赖程度根据ADL阶梯[38–40],进行评估，该量表包含九个条目，回答类别为：“独立无困难”、“独立但有困难”、“部分依赖”和“依赖”（0–3），总分范围为0–27。

两个特定于本研究的问题涉及家中以外的参与频率participation outside home。回答类别为“几乎从不”、“每年”、“每月”、“每周”和“每天”。出于分析目的，这些变量被重新分类为三个类别：“从不/每年”、“每月”和“每周/每天”。

作为对认知功能的总体评估，使用了蒙特利尔认知评估(MoCA) [36,37]。最高得分为30分（如果受教育年限为12年或以下，则额外加1分，总分最高仍为30分），26分及以上表示认知功能正常。

为评估功能受限数量和助行器具的使用情况，采用了住房适配器[35]的个人组成部分子量表。对12项功能受限（即信息理解困难、视力障碍、失明、听力丧失、平衡能力差、协调性缺乏、耐力受限、头部活动困难、上肢功能减弱、精细动作技能下降、上肢功能丧失、脊柱和/或下肢功能减弱）以及是否使用助行器或轮椅进行了二分法评估（是/否）。关于依赖助行器具的两个问题，补充了一个问题，即他们是否在家中、入口处或家中以外使用其助行器具。

2.5. 数据分析

我们首先使用描述性和推论性统计方法，评估干预地点与对照地点在基线社会经济和临床特征方面样本是否存在显著差异。计数和比例在适当时采用卡方检验和费舍尔精确检验进行分析。连续变量采用方差分析 (ANOVA) 进行分析。

在3和6个月的两次随访数据随后进行了分析。关于跌倒和接近跌倒史的问题时间范围为最近6个月，这意味着T1与T3之间相隔6个月，但T1与T2以及T2与T3报告的结果可能存在重叠。因此，这两个问题的T2数据未纳入分析。在对随访的分析中，我们旨在评估两组在主要跌倒相关结果上的差异。

我们考察了两次随访期间实际值之间的差异以及结果的变化。对于不同时间点比例的差异，采用卡方检验；对于连续变量，采用方差分析回归。此外，为了评估随时间推移比例变化的统计显著性，使用 Stata 模块 ptrend 进行比例趋势分析。最后，采用混合线性模型获得在不同时间点FES‐I评分变化的调整后估计值，调整因素包括评估时间和FES‐I基线值。所有分析均使用STATA 14.0完成。对于所有检验，统计显著性水平设定为0.01，以考虑样本量较小的情况并避免假阳性结果的风险。

2.6. 伦理考量

客户联系职业治疗师咨询住房改造事宜后，干预组和对照组市镇的职业治疗师均会询问该客户是否愿意参与本研究。参与完全自愿，在客户获得关于研究的口头和书面信息后，需提供书面知情同意。若当事人处于同居状态，其伴侣也将获得关于研究的口头和书面信息。退出研究或拒绝参与不会影响后续服务。本研究已获隆德地区伦理审查委员会批准（2012/566）。

3. 结果

最终样本包括在研究市镇中实际接收了住房改造的196名客户：两个干预地点有90名，对照点有106名。样本中百分之六十三为女性，15%以下的客户年龄低于65岁。大多数样本独居（58%）。除对家中轮椅使用的依赖和认知障碍程度外，两组在人口统计学、社会和临床特征方面没有显著差异。关于前者，两组之间的显著差异主要与对照点样本中缺失值数量较多有关（表1）。

在基线（T1）时，略超过一半的客户（53.6%）报告在过去六个月内曾跌倒（表2）。在对照组和干预组市镇中，跌倒者的比例大致相同。在住房改造六个月后（T3），对照市镇的跌倒者比例上升至71.8%，而在干预组市镇中该比例上升至55.4%（p= 0.041）。六个月内（T3）自报的平均跌倒次数从2.2（标准差5.5）下降到1.7（标准差8.8），其中干预组客户的下降更为明显（均值从2.4 ± 5.5 降至1.4 ± 3.4）。在接近跌倒方面，两组之间未观察到显著差异。在基线时，两个地点约有60%的人报告出现过接近跌倒的情况。关于报告害怕跌倒的比例，基线时未观察到差异，但在T3时，干预组中自报跌倒恐惧的比例高于对照组（82.8 对比 66.7；p= 0.001）。

与此一致，使用FES‐I测量的跌倒恐惧在基线时（18.2 ± 5.7 vs. 14.1 ± 5.3；p< 0.001）、T2时（14.9 ± 5 vs. 13.2 ± 4.2；p= 0.036）以及T3时（16.1 ± 4.9 vs. 13.2 ± 4.7；p< 0.001）在干预组客户中均更高。

表2。 基线以及3和6个月随访时的跌倒相关结果。

	T1		T2		T3
	% 或均值 ± SD	p	n	% 或均值 ± SD	p	n	% 或均值 ± SD
过去6个月内跌倒过（% 是）	0.951					0.041
‐ 干预	53.3%	90	-	55.4%	65
‐ 对照组	53.8%	106	-	71.8%	78
总样本	53.6%	196	-	64.3%	143
过去跌倒次数 6个月（平均）	0.493					0.638
‐ 干预	2.4 ± 5.5	90	-	1.4 ± 3.4	65
‐ 对照组	1.9 ± 5.4	106	-	2.1 ± 11.5	78
总样本	2.2 ± 5.5	196	-	1.7 ± 8.8	145
过去6个月接近跌倒的情况（% 是）	0.801					0.116
‐ 干预	60.9%	87	-	50.0%	60
‐ 对照组	59.6%	104	-	57.1%	77
总样本	60.2%	191	-	54.0%	137
接近跌倒次数在 最近6个月（平均值）	0.536					0.273
‐ 干预	4.7 ± 12.4	90	-	4.4 ± 13.5	78
‐ 对照组	3.8 ± 7.8	106	-	2.6 ± 4.7	65
总样本	4.3 ± 10.2	196	-	3.4 ± 9.7	143
害怕跌倒（% 是）	0.083					0.267
‐ 干预	79.8%	84	79.4%	68	82.8%	58
‐ 对照组	76.2%	105	71.4%	91	66.7%	78
总样本	77.8%	189	75.8%	153	73.1%	134
跌倒恐惧（均值） a	<0.001			0.036		< 0.001
‐ 干预	18.2 ± 5.7	66	14.9 ± 5	52	16.1 ± 4.9	45
‐ 对照组	14.1 ± 5.3	87	13.2 ± 4.2	73	13.2 ± 4.7	61
总样本	15.9 ± 5.8	153	13.9 ± 4.6	125	14.4 ± 5.0	106

a 使用国际跌倒效能量表（FES‐I）进行测量 [43,44]。

关于跌倒相关变量的纵向变化，分析显示（表3），从T1到T3，跌倒者的比例增加了10.8%（趋势显著性检验：p= 0.0473），其中对照组客户中的增幅更大（18%；p= 0.0131）。相反，接近跌倒者的比例减少了6.2%，干预组的降幅更大。报告害怕跌倒的人群百分比在T2时平均较T1下降了2%，在T3时下降了4.6%，但无显著趋势。然而，使用FES‐I测量的跌倒恐惧水平在干预组中从T1到T2显示出明显下降（−3.3 ± 5.1 vs. −0.4 ± 5.3；p= 0.005），并在T2至T3期间保持显著稳定。总体而言，样本中跌倒恐惧程度降低了1.1 ± 5.5，但在T3时两组之间未发现显著差异。

表3. 基线与3个月和6个月随访之间跌倒相关结果的变化

	∆ T2–T1			∆ T3–T2			∆ T3–T1
	% 或均值 ± SD	p	n	% 或均值 ± SD	p	n	% 或均值 ± SD	p	n
过去6个月内跌倒过（% 是）
‐ 干预	------	2.1%	0.800	65
‐ 对照组	------	18.0%	0.013	78
总样本	------	10.8%	0.047	143
过去跌倒次数 6个月（平均）	0.512
‐ 干预				–0.9 ± 4.5	65
‐ 对照组				0.1 ± 11.4	78
总样本				–0.4 ± 9	143
过去6个月接近跌倒的情况（% 是）
‐ 干预	------	–10.9%	0.189	60
‐ 对照组	------	–2.5%	0.739	78
总样本	------	–6.2%	0.263	137
跌倒未遂次数在 最近6个月（均值）	0.857
‐ 干预				–1.0 ± 19.4	65
‐ 对照组				–1.1 ± 7.5	78
总样本				–0.9 ± 13.8	143
害怕跌倒（% 是）
‐ 干预	–0.4%	0.958	84	3.3%	0.504	68	3.0%	0.680	58
‐ 对照组	–4.8%	0.449	105	–4.8%	0.504	91	–9.5%	0.155	78
总样本	–2.0%	0.669	189	–2.7%	0.603	153	–4.6%	0.339	134
跌倒恐惧（均值） a	0.005			0.228			0.094
‐ 干预	–3.3 ± 5.1	43	1.1 ± 4.4	35	–2.4 ± 5.3	35
‐ 对照组	–0.4 ± 5.3	68	0.0 ± 3.7	51	–0.4 ± 5.6	56
总样本	–1.5 ± 5.4	111	0.4 ± 4.0	86	–1.1 ± 5.5	91

a 使用国际跌倒效能量表（FES‐I）[43,44]

在多变量层面，当校正FES‐I基线值和时间后，干预地点在三个月后FES‐I评分略有降低，即均值评分下降2.1分。在六个月后（T3）各地点之间不再存在统计学显著差异（表4）。

表4. 基于混合线性模型的FES‐I评分变化估计。

结果（干预组 与对照组）	组间差异
	Mean （95%置信区间）	p值
评估
T1	0.72 –0.38 1.82	0.20
T2	–2.04 –3.35 –0.72	< 0.001
T3	1.42 –0.17 3.01	0.08

4. 讨论

本研究探讨了与常规住房改造实践相比，标准化的基于研究的策略在住房改造管理方面是否对跌倒、接近跌倒和跌倒恐惧产生影响。两种方法之间的唯一显著差异出现在住房改造后三个月时的跌倒恐惧，但在六个月视角下未发现显著差异（表3和4）。本研究还旨在调查住房改造在一段时间内对跌倒相关结果的总体效果。在两个地点，报告实际跌倒的客户数量随时间增加，对照市镇增幅最大（18%），而报告接近跌倒的数量在干预市镇下降最多（10.9%），但两地之间无显著差异。也就是说，干预地点与对照地点之间的差异模式不一致，跌倒相关结果变量的变化模式也不一致。

对于这些不一致的模式有几种合理的解释。即使组间特征差异无统计学意义，干预组的客户在基线时无论是在室内还是室外使用轮椅的程度都更高，而且他们也更年轻（表1）。鉴于平衡和移动问题会导致跌倒及跌倒风险，与对照组中更常见的使用拐杖或助行器等行走辅助器具的人相比，使用轮椅这种稳定的助行器具的人群的跌倒次数和接近跌倒次数可能更低。[45],

我们研究结果的另一个可能解释可能与我们的样本有关。我们纳入了符合住房改造资格的客户，但跌倒史和/或跌倒恐惧并非纳入标准，因此本研究在检测差异方面可能存在统计效能不足的问题。此外，这些住房改造本身并未专门针对减少跌倒或跌倒恐惧。干预组和对照组均接收了住房改造，而这些改造的目标通常比单纯的跌倒相关结果更为广泛，即客户应能在自己家中独立生活[27]。然而，住房改造可能并不对应个体发生跌倒的具体位置和活动，或引发跌倒恐惧的情境。尽管最常见的改造措施与移动困难相关，例如门槛拆除或安装扶手[34],，但也存在其他干预措施，如移动辅助器具的存放，这些措施对跌倒的直接影响可能较小。回顾来看，若能将关于跌倒恐惧的二分问题具体区分室内和室外情况，可能会更有优势。

将标准化干预与常规实践进行比较具有挑战性，因为标准化干预中包含的组成部分也可能在不同程度上被纳入常规实践中[46]。例如，标准化程序中所采用的同类评估也可能包含在常规实践中。在本研究中，这意味着干预组和对照组在评估和随访方面可能存在潜在重叠，从而可能影响研究结果。

本研究中的干预涉及作业治疗实践，而住房改造只是职业治疗师为满足客户的额外需求、促进独立居家生活所建议的措施之一。此类旨在影响客户结局的干预面临的一个挑战是：干预组的职业治疗师在多大程度上使用了基线评估的结果？他们在住房改造决策过程中是否真正应用了这些评估结果，还是实际上将标准化的基于研究的策略视为额外负担，对日常实践意义不大？此外，还存在职业治疗团队是否从该策略的应用中获得了某些经验，并将其融入常规实践的问题，但这些问题并非本文的重点。由于存在多个相互作用的组成部分，以及连接干预与结局的因果链长度和复杂性各不相同，因此住房改造的提供可被视为一种复杂干预[46]。尽管复杂干预的设计和实施难以标准化，本项目仍在这方面进行了尝试[33]。正如医学研究委员会（MRC）框架[46],所指出的，组织结构和氛围等背景因素会影响研究在实践中的应用，同时，如本研究所示，人员流动也可能影响职业治疗师团队对干预措施的采纳。6个月的随访期可能过短，不足以评估干预对跌倒相关结果的效果，因为许多防跌倒干预需要一年或更长时间的随访才能观察到延迟效应[16]。此外，关于跌倒和接近跌倒的数据收集依赖于回顾性回忆，可能导致跌倒事件报告不足[47],，不过这种情况在干预市镇和对照市镇之间应无差异。根据建议，应采用前瞻性每日记录以及补充的电话或面对面访谈来弥补缺失数据[16]。然而，在本研究的目标群体人群中收集此类数据需要大量的后勤工作，且客户本身可能已因住房改造及参与研究而感到压力。为了减少跌倒，多成分干预似乎具有一定的效果[23]。除了环境

多成分干预包括锻炼、治疗潜在疾病和损伤等。[9]在我们的样本中，跌倒恐惧也很常见（77.8%），先前研究显示，社区居住老年人群中跌倒恐惧的患病率范围从21%到高达85%[48]。为了减少跌倒恐惧，就像减少跌倒一样，需要进行锻炼和/或多因素干预项目[49,50]。除了明确评估客户在活动表现方面的限制外，我们的研究结果还表明，在临床实践中以及未来针对有资格接受住房改造的客户的研究中，不仅应关注跌倒，还应关注跌倒恐惧。此外，我们的研究结果进一步支持将住房改造与其他干预措施（如锻炼或多因素干预项目）结合，以改善跌倒相关结果。

住房改造服务对象的一个共同特征是，他们的功能能力过低，无法以安全的方式克服家中的环境障碍[51],，但另一方面，作为普通人群，他们在需求和兴趣方面存在差异。应当记住的是，住房改造可能包括多种措施，并非统一的干预方式。其内容和规模各不相同，即使大多数改造仅涉及有限的调整，如门槛移除或安装扶手[34]。对具体干预措施进行更详细的分析，也可能增加对临床相关性的认识。

5. 结论

尽管这种与住房改造相关的标准化策略在短期内对跌倒恐惧具有统计学上的显著效果，但该效果在住房改造6个月后并未持续。此外，在跌倒或接近跌倒方面，干预组与对照点之间未见统计学上的显著差异。总体结论是，如果目标是影响跌倒及跌倒相关结果，则应将住房改造与预防跌倒的其他干预措施相结合。未来的干预研究还应明确关注客户执行活动的能力。

6. 试验注册

ClinicalTrials.gov: NCT01960582。