社会脆弱性与长期护理安置的关联

医疗保健

Article住院后的长期护理入院：社会脆弱性的作用

我们旨在了解社会脆弱性与急性护理机构入院后出院30天内长期护理（LTC）安置几率之间的关联，并探讨这种关联是否因年龄、性别或入院前虚弱程度的不同而有所差异。在2011/2012年流感季节期间，因急性呼吸道疾病住院的患者被纳入加拿大免疫研究网络的严重结局监测网络。参与者（N= 475）年龄均在65岁及以上（平均= 78.6岁，标准差= 7.9），其中超过一半为女性（ 58.9%）。新发长期护理安置较为罕见（N= 15）；因此，我们采用了惩罚似然逻辑回归分析。社会脆弱性和衰弱指数通过缺陷累积方法构建。社会脆弱性与虚弱程度和年龄存在交互作用，但与性别无关。在70岁时，高社会脆弱性在高虚弱水平下（衰弱指数（FI）= 0.35；比值比（OR）= 0.32，95%置信区间（CI）= 0.09–0.94）与较低的长期护理安置几率相关，但在较低虚弱水平下无此关联。在90岁时，高社会脆弱性在较低虚弱水平下（FI= 0.05；OR= 14.64，95%CI= 1.55,127.21；以及FI= 0.15；OR= 7.26，95%CI= 1.06,41.84）与更高的长期护理安置几率相关，但在高虚弱水平下则无此关联。多种敏感性分析得出相似结果。尽管较年轻但更虚弱的参与者可能需要长期护理，但他们可能缺乏为其争取资源的人。在较年长且健康状况较好的患者中，社会脆弱性与长期护理安置几率增加相关，而在更虚弱的个体中则无显著差异，这表明在特定年龄和虚弱程度下，即使处于社会支持良好的环境中，长期护理安置也难以避免。

1. 引言

当人们因病住院时，通常希望他们能够康复，并恢复到生病前的正常功能水平。随着年龄增长和身体变得虚弱，个体从疾病中恢复的能力会受到阻碍[1],，年老体弱的成年人住院后，入住长期护理（LTC；也称为养老院或护理之家）机构的可能性增加[2]。大多数人更希望在家中养老，而非在长期护理机构中[3]。拥有丰富社会资源的虚弱个体，可能比社会和经济资源较少的个体更能延缓入住长期护理机构的时间。

一些社会因素与较高的机构化风险相关，即使在控制认知、年龄和日常生活活动等更传统的预测变量后也是如此[4–7]；然而，目前仅研究了有限范围的社会因素，且这些社会因素通常被视为个体变量[8,9]。最近一项关于急性住院后长期护理安置预测因素的系统综述和荟萃分析发现，社会支持、可用性及成本社会护理和孤独感很少被考虑[10]。护理相关费用可能是患者和家庭成员在决定是否寻求护理以及寻求何种类型护理时的重要考虑因素[11]。因此，财务保障可能是进入长期护理的决定性因素。在加拿大，虽然有时可获得长期护理补贴，但患者通常需要根据自身支付能力承担部分费用，因此需要全面了解个体的社会和经济状况。需要开展更多研究，以了解个体完整的社会因素组合如何影响其长期护理安置风险。

逐一考察社会因素具有优势，因为这类知识可能更容易确定干预的目标。然而，孤立地考察这些因素会妨碍理解社会因素如何共同影响诸如长期护理安置等结果。例如，对于一个具有强烈社区归属感且拥有可及的外部社会支持网络的独居者而言，其面临的风险水平可能与另一个同样独居但在社区中也处于孤立状态的人有所不同。社会脆弱性是指总体社会环境在多大程度上使个体易受到不良健康结果的影响[12,13]。

鉴于以往研究仅独立考察了社会因素，我们旨在了解通过单一指数全面衡量的社会脆弱性与急性护理机构入院后出院30天内发生长期护理机构安置的可能性之间的关联。此外，由于尚不清楚社会因素对长期护理安置的影响在性别、年龄和虚弱程度上是否一致，我们检验了虚弱、年龄或性别是否会调节社会脆弱性与长期护理安置几率之间的关联。

2. 方法

2.1. 参与者

在2011/2012年流感季节，因急性呼吸道疾病入院的患者被纳入加拿大免疫研究网络的严重结局监测网络。在此期间，该研究对加拿大6个省份38家医院的16,000张床位进行了监测。我们对当前研究中的这一数据集进行了二次分析。由于该数据集提供了关于入院前、出院时及出院后30天长期护理（LTC）情况的可靠数据，以及社会和健康变量，因此非常适合回答我们的研究问题。我们纳入了年龄为65岁及以上的患者，且其衰弱指数（FI）和社会脆弱性指数（SVI）信息完整。我们的主要分析包括那些入院前未接受长期护理的参与者（N= 475），这些参与者在出院时回家或在出院时或30天内被安置于长期护理。我们还进行了三项敏感性分析：（1）纳入入院前已在长期护理的参与者（N = 501）；（2）纳入所有参与者，无论其出院去向如何（例如，转至其他科室/医院或死亡），但排除入院前已在长期护理的参与者（N= 515）；（3）纳入所有参与者，无论其出院去向如何（例如，转至其他科室/医院或死亡）以及入院前已在长期护理的参与者（N= 542）。

2.2. 测量

参与者的年龄和性别在入院时记录。虚弱和社会脆弱性均采用缺陷累积方法进行测量，每个指数的相应变量根据存在缺陷编码为1，无缺陷编码为0。有序反应类别被赋予中间值（例如，0.5）。对于每个指数，将每个个体存在的缺陷数量相加，然后除以所考虑的缺陷总数。仅对那些至少有80%缺陷数据的个体创建指数。

我们创建了一个包含18个缺陷的社会脆弱性指数（SVI），用于SOS网络的临床环境中，该指数包括反映居住状况、社会支持、社会经济地位、社会参与以及对自身生活的感知控制方面的缺陷（表1）。

当前研究基于先前在流行病学和人群环境中验证SVI的研究而设计[12,14]。

虚弱使用一个包含39个缺陷的衰弱指数（FI）进行测量，该指数此前已在本数据集[15]中得到验证。第一次虚弱评估反映的是参与者入院前两周的状态（基线），第二次评估反映的是其入院时的状态。该衰弱指数（FI）根据西尔和同事提出的方法构建，包含认知与痴呆、功能状态、情绪、感觉缺陷和疾病等方面的项目[16]。

为了评估参与者是否在出院后30天内被安置于长期护理机构，我们考虑了急性护理出院信息以及出院后30天的居住地情况。在医院出院时，记录参与者被转往的地点，分为以下九类：转院以完成治疗、后遗症管理、姑息治疗或康复、已康复但因其他原因仍住院、回家出院、替代护理级别、住院期间死亡或转入长期护理。在出院后30天对参与者进行随访以获取最新信息，并根据以下五类对其居住地进行分类：长期护理机构、私人住宅、公寓、寄宿房屋、收容所或其他。若参与者在出院时即被安置于长期护理机构，或在出院后30天时处于长期护理机构中，则被归类为被安置于长期护理。若参与者在出院时已回家出院，且在出院后30天内未进入长期护理机构，则被视为回家出院。

表1. 社会脆弱性指数（SVI）项目及缺陷编码。

Item	编码
独居	0=否； 1=是
当前婚姻状况	0=已婚或同居； 1=单身、离婚或 丧偶
最高教育程度	0=中学后教育（学院、大学学士、研究生） 或专业学位；0.33=技工教育或学徒制； 0.67=高中； 1=低于高中学历
曾经无家可归	0=否； 1=是
居住在寄宿房屋、集体家庭、收容所，或 目前无家可归	0=否； 1=是
认为当前收入能满足需求	0=是； 1=否
患者参与活动的频率如何， 社区中的团体或俱乐部	0=经常（每周）；0.5=有时； 1=从不
患者是否在社区做志愿者	0=是； 1=否
患者多久参加一次宗教活动	0=经常（每周）；0.5=有时； 1=从不
患者是否有可以依靠的人提供帮助 或支持	0=是； 1=否
患者是否觉得需要更多的帮助或支持	0=否； 1=是
患者是否有可以倾诉的人	0=是； 1=否
患者多久聚会并社交一次 与家人/亲戚	0=经常（每周）；0.5=有时； 1=从不
患者多久聚会并社交一次 与朋友	0=经常（每周）；0.5=有时； 1=从不
患者是否感到孤独	0=否; 1=是
患者是否认为大多数人都值得信任	0=是; 1=否
患者是否感觉在其社区是安全的	0=是; 1=否
患者是否感觉他们对事情有控制力 发生在他们身上的事情	0=是； 1=否

2.3. 统计分析

采用描述性统计来描述样本：连续变量使用均值和标准差，分类变量使用频数和百分比。由于当前样本中新发长期护理安置的稀有性（主分析中N= 15），我们采用Firth惩罚似然逻辑回归来检验社会脆弱性与长期护理安置的几率之间的关联，该方法可消除小样本偏差[17,18]。分析在R中进行 [19]，使用logistf包[20]。

初始的逻辑回归模型包含了所有变量（即年龄、性别、社会脆弱性、基线衰弱程度和入院时衰弱程度）以及三个交互项：性别与社会脆弱性的交互、衰弱程度与社会脆弱性的交互、年龄与社会脆弱性的交互。在纳入回归模型之前，衰弱指数（FI）和社会脆弱性指数（SVI）均乘以10，以便系数和比值比可以按指数每增加0.1进行解释[21,22]。

对于统计学显著的交互作用（即虚弱与年龄和社会脆弱性的交互），我们在四个衰弱水平（即 0.05、0.15、0.25、0.35）和三个不同年龄（即70岁、80岁和90岁）上探讨了社会脆弱性的简单关联。我们按照Aiken和West提出的方法来探索这些简单关联[23]：例如，为了估计在70岁时社会脆弱性的关联，创建了一个新的年龄变量（年龄—70），并使用该新年龄变量重新计算交互项。然后重新运行逻辑回归，此次后续回归中社会脆弱性的系数和比值比代表了在70岁时社会脆弱性与长期护理安置几率之间的关联。我们对四个衰弱水平和三个不同年龄的每种组合重复了这一过程。

3. 结果

参与者的平均年龄为78.6岁（标准差= 7.9），超过一半为女性（58.9%）。样本中略高于5%的参与者患有痴呆。主要分析和敏感性分析中参与者的描述性统计结果见表2。

控制年龄、性别、基线衰弱程度和入院时衰弱程度后，社会脆弱性与长期护理安置几率的关联受到年龄和基线衰弱程度的显著调节，但不受性别的调节。在更健康的个体中（b= −0.70，p< 0.01）以及年长个体中（b= 0.09，p< 0.05），社会脆弱性与长期护理安置增加的几率相关。衰弱指数每增加0.1，社会脆弱性指数的非标准化系数减少0.7；年龄每增加1岁，社会脆弱性指数的非标准化系数增加0.09。主要分析和敏感性分析的逻辑回归结果见表3。

在70岁时，社会脆弱性与高虚弱水平（FI= 0.35；比值比= 0.32，95%置信区间= 0.09–0.94）下的长期护理入院几率较低相关，但在较低虚弱水平下无此关联。在90岁时，社会脆弱性与最健康人群的长期护理入院几率较高相关（FI= 0.05；OR= 14.64，95 %CI= 1.55,121.21且FI= 0.15；OR= 7.26，95 %CI= 1.06,41.84），但在较高虚弱水平下无此关联。所有主要分析中的简单关联见表4。

表2。 主要分析和敏感性分析中连续变量的均值（标准差）以及二分变量的N（%）。

	主要分析N= 475	敏感性分析1N= 501	敏感性分析2N= 515	敏感性分析3N= 542
女性（%）	280(58.9)	297(59.3)	300(58.3)	317(58.5)
年龄（标准差）	78.6(7.9)	79.0(8.0)	78.7(8.0)	79.1(8.1)
入院前长期护理安置（%）	NA	26(5.2)	NA	27(5.0)
随访时长期护理安置（%）	15(3.2)	38(7.6)	15(2.9)	38（7.0）
SVI（标准差）	0.30（0.13）	0.30（0.13）	0.30（0.13）	0.30（0.13）
基线时的FI（标准差）	0.19(0.10)	0.19(0.10)	0.19(0.10)	0.19(0.11)
入院时的FI（标准差）	0.25(0.12)	0.26(0.13)	0.25(0.12)	0.26(0.13)
痴呆(%)	25(5.3)	32（6.4）	27（5.2）	34（6.3）

敏感性分析1纳入了之前处于长期护理（LTC）的参与者。敏感性分析2纳入了所有参与者（例如，转至其他科室/医院或死亡），但排除了入院前处于长期护理的参与者。敏感性分析3纳入了所有参与者（例如，转至其他科室/医院或死亡），包括入院前处于长期护理的参与者，并对之前的长期护理状态进行了控制。

表3. 主要分析和敏感性分析中逻辑回归结果的系数（b）和比值比（OR）及其95%置信区间（CI）。

	主要分析	敏感度1	敏感度2	敏感度3
	b OR	b OR	b OR	b OR
SVI	0.89（−1.22，3.13） 2.43（0.30,22.86）	0.40（−1.21，2.35） 1.50(0.30,10.53)	0.81(−1.27,3.07) 2.26（0.28，21.65）	0.34（−1.27，2.17） 1.41（0.28，8.75）
FI_基线	2.71（0.78，4.97） 14.98（2.17，144.71）	2.50（0.79，4.37） 12.23（2.21，79.05）	2.67（0.77，4.86） 14.50（2.17，129.41）	2.54（0.81，4.37） 12.68（2.25，79.42）
衰弱指数_入院	0.43（−0.39，1.25） 1.55（0.68，3.48）	0.12（−0.67，0.87） 1.13（0.51，2.40）	0.41（−0.43，1.23） 1.51（0.65，3.42）	−0.08(−0.88,0.67) 0.93（0.42，1.96）
Age	−0.24(−0.51,0.07) 0.79（0.60，1.07）	−0.26(−0.48,0.01) 0.77（0.62，1.01）	−0.25(−0.50,0.03) 0.78（0.61，1.03）	−0.26(−0.48, −0.02) 0.77(0.62,0.98)
性别（女性）	2.78(−2.19,7.94) 16.11（0.11，2813.90）	2.74(−1.19,6.81) 15.42（0.30，905.87）	2.77(−1.82,7.68) 15.96（0.16，2171.94）	2.80(−1.05,6.84) 16.49（0.35，930.64）
既往长期护理	NA NA	5.30（3.93，6.99） 199.61（51.14，1081.85）	NA NA	5.21（3.90，6.80） 182.44（49.56，896.51）
SVI按FI_baseline	−0.70(−1.26, −0.24) 0.50(0.28,0.79)	−0.65(−1.10, −0.25) 0.52(0.33,0.78)	−0.69(−1.24, −0.24) 0.50(0.29,0.79)	−0.64(−1.08, −0.23) 0.53(0.34,0.79)
按年龄划分的 SVI	0.09（0.00，0.16） 1.09（1.00，1.18）	0.10（0.03，0.17） 1.11（1.03，1.19）	0.09（0.01，0.16） 1.09（1.01，1.18）	0.10（0.04，0.17） 1.11（1.04，1.19）
按性别划分的社会脆弱性指数	−0.41(−1.70,1.12) 0.66（0.18，3.07）	−0.54(−1.62,0.5) 0.58(0.20,1.81)	−0.39(−1.63,1.06) 0.68（0.20，2.88）	−0.50(−1.56,0.64) 0.61（0.21，1.89）

敏感性分析1纳入了之前处于长期护理的参与者，但控制了之前的长期护理状态。敏感性分析2纳入了所有参与者（例如，转移到其他科室/医院或死亡），但排除了入院前处于长期护理的参与者。敏感性分析3纳入了所有参与者（例如，转移到其他科室/医院或死亡），包括入院前处于长期护理的参与者，并控制了之前的长期护理状态。

4. 讨论

在本文中，我们采用单一综合指标全面考虑了社会因素。我们发现，整体衡量的社会脆弱性与长期护理安置之间的关联受到年龄和虚弱程度的调节，但不受性别影响。具体而言，在较年轻年龄（例如70岁），社会脆弱性与最衰弱的参与者长期护理安置的几率较低相关；而在较年长年龄（例如90岁），社会脆弱性与非衰弱或仅轻度衰弱的成年人长期护理安置增加的几率相关，但对最衰弱的参与者的长期护理安置几率没有影响。

研究社会因素与长期护理安置之间关联的研究通常一次只考察一个社会因素，或仅将有限数量的社会因素作为独立变量进行分析。例如，一项研究发现，即使在考虑了痴呆和身体功能后，护理接受者与其社区之间的社会凝聚力感仍与五年内更有可能留在社区相关[4]。一项加拿大研究发现，辅助生活设施的使用者如果社会关系较差且参与活动有限，则面临更高的长期护理安置风险，此外，轻度或重度认知障碍、日常生活活动能力受损、健康问题、跌倒、住院和失禁也会增加该风险[5]。一项针对老年男性的澳大利亚研究发现，在控制认知、日常生活活动、握力和年龄后，社会互动较多以及已婚的男性在3.4年内被机构化的可能性较低[6]。这些研究均未检验社会因素与长期护理安置之间的关系是否因年龄、性别或虚弱程度而异。

尽管逐个考察社会因素能提供有用信息并确定具体的干预目标，但使用综合测量工具也有其优势。单个社会因素在单独考虑时可能与长期护理安置无关，但在存在其他社会缺陷的情况下，它可能是重要的预测指标[13]。一项利用英国老龄化纵向研究（ELSA）数据的研究发现，两种不同的孤独感测量指标均能预测进入护理之家，即使在控制认知、残疾、身体健康、财富、年龄、性别、抑郁和社会孤立后依然如此[7]。有趣的是，在该ELSA关于孤独感的研究中，作为协变量之一的社会孤立在完全调整后的模型中并不是迁入护理之家的显著预测因子。可能孤独感的影响在社会孤立程度较高时更强，或者社会孤立仅在与其他社会缺陷共同存在时才会与迁往长期护理机构相关。

在一项研究中，研究人员探讨了教育、收入、居住地区和社会支持是否可用于创建可预测长期护理使用的社会特征画像。他们发现了两个潜在类别的支持：（1）教育程度较高、对家庭收入满意且为城市居住，与（2）教育程度较低、对收入满意度较低且为农村居住。尽管这些潜在类别比通常考虑的社会因素提供了更全面的视角，但这些潜在类别与长期护理使用并无显著关联。可能的原因是，像上述研究中构建的二分变量未能充分捕捉人们社会脆弱性程度的变异情况。采用缺陷累积方法（如社会脆弱性指数SVI）具有优势，能够提供更为精细、全面且分级的社会脆弱性测量。据我们所知，这是首次将SVI方法应用于临床环境，尽管SVI方法已在其他环境中进行了调整和验证，为临床应用做好了准备[25]。

在本研究中，我们发现社会脆弱性与长期护理安置之间的关联因虚弱程度和年龄的不同而有所差异。我们的结果表明，在老年人（例如90岁）中，社会因素仅对健康问题较少的个体的长期护理安置发挥作用，这提示一旦健康问题达到一定程度，社会因素可能不再起作用。在较年轻的一端（例如70岁），对于最为虚弱、因而可能最需要长期护理的参与者而言，社会脆弱性反而与较低的长期护理安置几率相关。此外，辖区的长期护理支付和补贴政策可能影响决策；对于可能需要长期护理的较年轻且社会脆弱的患者而言，对漫长且昂贵住院的担忧可能会使患者及其家庭成员不愿考虑长期护理。

健康与社会因素在长期护理安置上的相互作用很少被研究；然而，有一项研究发现骨质疏松症与社会因素存在交互作用，即骨质疏松症仅在被归类为低教育水平、对收入不满、农村居住以及缺乏社会支持的参与者群体中与长期护理使用相关，而在其他群体中则无此关联[24]。作者所考虑的其他慢性疾病与社会因素之间未发现其他显著的交互作用。

尽管不是对调节作用的直接检验，但研究人员有时会分别对男性和女性进行分析，暗示可能存在调节作用。例如，一项加拿大研究将加拿大社区健康调查的数据与2011年加拿大人口普查数据关联，发现独居与女性入住养老院的比值比升高相关，但在男性中未发现这一关联[26]。该研究还发现，无论男性和女性，配偶因死亡或分居而丧失、未婚、没有房产、曾在医院或康复中心住院，或被诊断为痴呆的个体，入住养老院的比值比均更高。在本研究中，性别与社会脆弱性之间的交互作用无统计学意义；然而，由于样本中长期护理安置的稀有性，我们可能缺乏足够的统计功效来检测到交互作用。未来的研究人员应继续探讨性别差异在社会因素与长期护理安置关联中的作用。

“合适的护理、合适的时间、合适的地点”这一说法一直被用作优质医疗服务的指导原则[27]，在长期护理背景下尤为相关。理想情况下，个体在需要时能够获得长期护理，并在可能且愿意的情况下实现就地养老。我们的结果表明，情况并不总是如此：年轻、体弱且社会脆弱的患者在需要时可能无法获得长期护理，而年长、身体状况较好但社会脆弱的患者却可能过早被安置于长期护理机构中。这对于试图优化长期护理准入并缩短等待名单的政策制定者而言，是重要的信息。

我们的结果应谨慎解读。由于被安置到长期护理（LTC）的参与者人数较少，我们对长期护理安置几率的估计不够精确——这从较宽的置信区间可以看出。我们进行了多项敏感性分析以帮助解决这一局限性，这些分析的结果均无实质性差异。因此，尽管我们有一些证据支持社会脆弱性在长期护理安置中的作用，但仍需进一步研究来了解社会脆弱性与住院后长期护理安置之间的关联强度。社会脆弱性指数的数据仅适用于2011–2012年流感季节。因此，我们无法在不同季节之间进行比较，也无法确定诸如该季节流行的特定流感病毒株等时期效应在多大程度上影响了我们的结果。此外，我们的研究中未能考虑一些可能与长期护理安置相关的因素，例如照护者健康和照护者负担。我们在研究中将虚弱作为社会脆弱性与长期护理安置几率之间关系的调节因素加以考虑；然而，我们并未探讨哪些因素可以在更虚弱的老年人中起到预防长期护理安置的作用。这是未来研究的一个重要方向。长期护理与急性护理之间的关系在加拿大的不同司法管辖区之间存在差异，而我们无法对此进行具体考量。此外，自我们收集数据以来，医疗政策可能已经发生了一些变化，尽管这种变化不太可能系统性地影响我们的结果。加拿大医疗政策中一些广为人知的近期变化包括大麻合法化和医疗协助死亡。随着社会和健康政策的演变，对社会因素与长期护理安置之间关联的进一步研究仍将持续重要。即使考虑到这些局限性，我们的研究通过强调社会背景与健康在预测长期护理安置方面以复杂方式相互作用，为社会因素与长期护理安置之间关联的文献做出了贡献。

5. 结论

通过当前研究，我们了解到社会脆弱性与长期护理安置几率之间的关联较为复杂，且可能在不同人群之间存在差异。社会脆弱性与长期护理安置的关联受到虚弱程度和年龄的调节，但不受性别的影响。在年轻且身体虚弱的患者中，社会脆弱性与较低的长期护理安置几率相关。这可能是因为，尽管这些更为虚弱的参与者可能需要长期护理，但他们可能缺乏为其争取资源的倡导者。相反，在更健康的老年患者中，社会脆弱性与较高的长期护理安置几率相关，这表明通过提供社会资源和政策支持来降低社会脆弱性，可能有助于更健康的老年人实现就地养老，延长居家生活时间，并避免或延迟长期护理安置。