中国老年人痴呆与视力障碍的风险

痴呆和视力障碍在老年人中很常见。在全球范围内，超过5000万55岁或以上的成年人患有痴呆症¹在美国，超过2亿50岁及以上的成年人正遭受中度至重度视力障碍²．

视觉障碍可能是痴呆的一个可改变的危险因素^{3.，4，5，6，7}．然而，错误的分类错误(即视力障碍患者在需要良好视力的认知测试中得分较低，从而被误诊为痴呆)和反向因果关系(即处于痴呆临床前阶段的患者已经经历了视觉障碍或由于微妙的认知障碍而难以遵循视力测试指示)可能解释了所观察到的视力障碍增加痴呆风险的关联。我们此前进行了一项为期6年的纵向研究，旨在解决这些方法上的局限性⁸．我们发现中度至重度(但不是轻度)视力障碍——根据世界卫生组织的定义，视力≥6/18或LogMAR≥0.5⁹-与突发痴呆的更高风险独立相关。我们的数据提供了额外的证据，支持视力障碍可能是痴呆的潜在风险因素，我们的研究结果表明，早期识别和纠正视力差可能有助于减缓或预防老年人痴呆的临床发作。

最近，有越来越多的兴趣和猜测存在相反的联系，痴呆可能增加意外视力障碍的风险¹⁰．建立这种联系是很重要的，因为在老年痴呆患者中，那些自述有视觉障碍的患者的行动能力和功能明显不如那些没有视力障碍的患者¹¹．

然而，据我们所知，还没有研究专门检查痴呆与临床定义的视觉损伤的纵向联系。而索尔兹伯里眼科评估研究发现，较差的简易精神状态检查(MMSE)分数与后续一轮评估中较差的视力有关¹²在美国，MMSE是一种认知筛选测试，评分不能诊断痴呆。同时，基线MMSE评分对随后视力变化的影响要比其他方法小得多。另一方面，来自国家健康和老龄化趋势研究的数据表明，随着时间的推移，基线痴呆与自我报告的视力困难的风险相似，相反的方向¹³在统计上考虑到在分析中将不同的队列组合在一起^{14，15，，15}．虽然自我报告的视觉困难代表了一个更广泛的结构，包括视觉问题的所有方面，但痴呆症患者可能难以准确报告与他们的视力有关的问题。因此，使用自述的视力低下来识别痴呆症患者的视力障碍容易出现分类错误。将这种偏差最小化的一种方法是对视力进行简单的标准化临床评估。

为了确定基线痴呆和偶发性视力障碍风险之间的关系，我们跟踪了一个大型的中国老年人社区队列，这些老年人在基线时无视力障碍，并接受了年度视力评估。我们假设痴呆与意外视力损害的较高风险独立相关。我们的发现可能会补充现有的文献，痴呆在视力障碍的发展中具有重要作用。

基线特征

在10806名参与者中，6556名(60.7%)为女性，194名(1.8%)在基线时患有痴呆症。基线时平均年龄为73.6岁(SD = 4.5岁)，LogMAR平均视力为0.37岁(SD = 0.08)。中位随访时间为5.0年(四分位范围4.0-6.0年)。

视力障碍的发生率

在6年的随访中，3151人(29.2%)出现了视力障碍。数字1显示6年以上无视力损害生存率的Kaplan-Meier曲线。

与未发生视力损害的组相比，发生视力损害的组年龄较大，且以女性为主，受教育程度较低，视力较差，眼病(白内障和青光眼)和身体损伤的患病率较高，基线时对健康生活方式的坚持程度较低(较少参加体育锻炼和智力活动)(见表)1)．意外视力障碍组的随访时间并不比正常组短(分别为5.0年[5.0 - 6.0年]和5.0年[4.0-6.0年])。

基线痴呆与视觉损伤的相关性

在有视力障碍的组中，痴呆的基线患病率高于没有视力障碍的组(3151例中72例[2.3%]vs 7655例中122例[1.6%];P= 0.01;表格1)．

基线痴呆导致视力损害的未调整风险比(HR)为1.33 (95% CI 1.05-1.68;P= 0.02)。数字2说明了基线时，有无痴呆的受试者在发展到视力障碍的时间分布上的差异。

然而，在调整了基线视力和多变量分析中不同的潜在混杂因素后，痴呆和意外视力损伤之间的关联在5%的水平上不再显著(表5)2)．HR的衰减似乎主要由基线视力驱动(HR 3.26;95%可信区间2.78 - -3.83;P< 0.001)，伴有白内障程度较轻(HR 1.29;95%可信区间1.20 - -1.39;P< 0.001)，年龄(HR 1.04;95%可信区间1.03 - -1.04;P< 0.001)，性别(女性;人力资源1.11;95%可信区间1.02 - -1.21;P= 0.02)，教育水平低(HR 1.22;95%可信区间1.12 - -1.34;P< 0.001)。

在这项对10,000多名社区老年人的6年纵向随访研究中，我们没有发现痴呆症独立增加意外视力障碍风险的证据。这与我们的工作假设和之前的索尔兹伯里眼科评估研究和国家健康和老龄化趋势研究的结果相反^12，13．我们目前的发现强调需要重新评估痴呆是否确实是视觉障碍的一个危险因素。

与以往研究的比较

与索尔兹伯里眼科评估研究和国家健康和老龄化趋势研究一致^12，13，我们发现，随着时间的推移，老年人的视力会逐渐恶化，这一点被越来越多的参与者在连续的几年里发展为视力障碍所证明。然而，与这两项研究相比，我们并没有发现痴呆和意外视力障碍之间的独立联系。

有几个原因可以解释我们的研究结果与之前的研究结果之间的差异。首先，与索尔兹伯里眼科评估研究不同，该研究检查了MMSE评分与视力变化之间的关系¹²在美国，我们调查了痴呆和意外视力障碍之间的关系。具体而言，我们进行了全面的临床认知评估，并根据国际诊断标准确定痴呆。这些有助于最小化由于其他非认知因素(如年龄、教育水平和视力差)而导致MMSE得分较差的潜在偏差。第二，与通过自我报告评估视力困难的国家健康和老龄化趋势研究不同¹³，我们进行了视力测试，并根据世界卫生组织的标准定义为中度视力损害⁹．由于一些痴呆症患者可能患有病感失认症、冷漠或判断力受损，他们可能难以准确描述自己的视觉功能，从而引入自我报告偏差。此外，先前的研究发现，由于潜在的认知障碍，痴呆症患者不太可能报告、寻求和坚持治疗¹⁶；在养老院进行的一项研究发现，很大一部分痴呆症患者很少、不恰当地使用眼镜，或者处方上的眼镜已经不足以矫正他们的视力¹⁷．痴呆症患者所经历的视觉困难可能是由于未能获得或佩戴眼镜，而不是由于视力下降。因此，我们对视力的标准化临床评估有助于在自我报告中减少错误分类错误的风险。第三，为了减少反向因果关系的可能性，我们排除了基线时已被确定为视力障碍的参与者和随访时已发展为偶然痴呆的参与者。最后，我们的研究比以前的研究得到了更好的控制，考虑到不同的生活方式行为和额外的健康问题，如抑郁症，这与较低的治疗依从性有关¹⁸．因此，我们的研究，在负面的发现中，具有临床重要性，并为痴呆是否纵向增加视力障碍风险的问题提供了额外的见解。

我们之前在其他地方发现和报道过，中度到重度(而非轻度)视力障碍与老年人突发痴呆的较高风险独立相关⁸这表明视觉障碍是痴呆症的一个潜在可改变的风险因素。虽然我们目前的研究没有发现相反的关联，但我们的发现与索尔兹伯里眼科评估研究的结果一致，该研究表明，视觉障碍对认知功能变化的影响可能比相反的情况更大¹²．有趣的是，在我们在本研究中检查的各种混杂变量中，基线视力似乎是影响视力障碍发生率的关键因素，这表明在预测视力障碍的风险或促进视力障碍的发展方面，先前视力不良可能比痴呆发挥更重要的作用。我们的发现强调了通过早期矫正痴呆患者视力低下来预防视力损害的潜在重要性。医疗保健专业人员和护理人员需要注意老年痴呆患者的视力低下，视力筛查可能有利于这一特殊人群识别视力低下的可逆或可治疗原因，从而防止发展为视力障碍。

优势和局限性

这项研究有几个优点。我们跟踪了一个大范围的社区队列6年，流失率很低。我们采用全面和深入的临床访谈来确定痴呆的诊断，我们排除了随访期间发生痴呆的患者。我们对视力进行了常规的标准化评估，而不是依靠自我报告来确定视力障碍，我们排除了基线时已经有视力障碍的患者。此外，广泛的健康问题，社会人口因素和健康行为包括在这项研究中。

然而，这项研究也有一定的局限性。首先，我们的参与者都是华裔，生活在社区中，教育水平相对较低，基线时痴呆患病率较低。在将我们的发现应用到其他老年人群时，需要谨慎。其次，尽管本研究将错误分类错误、反向定向和残留混杂的可能性最小化，但在观察性研究中不能完全排除。我们没有检查痴呆的亚型、发病、持续时间和治疗，也没有关于基线视力差的发病、持续时间和治疗的信息。虽然本研究包括白内障和青光眼，但我们没有评估老年人视力障碍的其他常见原因(如老年性黄斑变性、糖尿病视网膜病变等)。尽管我们在分析中将生活方式行为作为潜在混杂因素，但这些信息是基于自我报告收集的，因此容易受到偏见的影响。第三，我们使用Snellen图表而不是LogMAR图表来测量视力，尽管我们将Snellen的视力转换为LogMAR进行分析。最后但并非最不重要的是，基于我们之前的发现，中度至重度视力障碍是突发痴呆的潜在风险因素⁸在美国，我们将至少中等严重程度的视力损害定义为我们目前研究的结果。由于我们的大多数参与者在基线时至少有轻度视力障碍(世界卫生组织对轻度视力障碍的定义是在LogMAR中视力≥0.3⁹；我们队列的平均视力在LogMAR中为0.37)，并且很少参与者在6年内发展为严重视力障碍或完全失明(LogMAR≥1.0)，未来的研究应该检查当使用其他视觉障碍定义作为研究结果或当随访时间延长超过6年时，是否存在痴呆症-视力障碍的关联。

结论和启示

虽然我们之前已经确定了视力障碍与更高的突发痴呆风险之间的联系⁸在美国，我们目前的研究没有发现痴呆与意外视力损害的高风险相关。综上所述，我们的研究结果表明，需要进一步的证据才能得出结论，痴呆是视力障碍的风险因素，或者痴呆和老年人视力障碍之间存在双向联系。

研究设计、设置和样本

这项为期6年的纵向观察性研究以香港卫生署辖下长者健康中心(EHCs)的全港社区队列为基础，而其他地方亦有报告⁸．简单地说，我们的队列由18,298名65岁或以上的人组成，他们来自香港所有18个区。所有参与者在基线时在EHCs完成了认知状态的标准化临床评估和广泛的身心健康问题、生活方式行为和社会人口因素的综合评估。从那时起，这些健康中心每年都要进行跟踪调查。在本研究中，对那些错过随访的患者进行积极的追踪和访谈，并在访谈前获得所有研究参与者的书面知情同意，如果他们精神上没有能力给予同意，则从法律授权代表那里获得书面知情同意。已向死亡登记处核实了那些无法追溯的人的姓名，以查明死亡原因。

该研究得到了政府机构审查委员会伦理委员会和牛津大学的批准。这项研究是根据《赫尔辛基宣言》的原则进行的。

由于本研究旨在检查基线痴呆和6年中文突发性视力障碍之间的关系，我们排除了非华裔(n = 60)、基线时视力障碍(n = 6367)和随访时发生突发性痴呆(n = 1065)的参与者。因此，共纳入10806名基线时无视力障碍的参与者。

识别视力障碍

使用安装在EHCs墙上的6米Snellen E图表的线评分每年对双眼进行视力评估。考虑到非正态分布，将Snellen分数转换为LogMAR，分数越高表示视力越差。在本研究中，我们将视力障碍定义为较好的眼睛，尽管进行了最好的矫正，但其视力≥6/18(或LogMAR≥0.5)，根据世界卫生组织(WHO)的定义，这相当于至少中度视力障碍⁹．研究结果为6年以上的意外视力损害。

识别的痴呆症

为了减少由于在视觉依赖的认知任务中表现较差而将视力不良的参与者错误地归类为痴呆症的潜在风险，我们进行了一项全面的临床检查，包括详细的历史记录，以寻找由于显著的记忆衰退或执行功能障碍而不是感觉障碍而导致的功能受损的证据，以及非视觉认知测试，如延迟单词回忆测试和缩写心理测试，在EHCs的基线。在随访时，在EHCs重复同样的检查，因为被发现有突发痴呆的参与者将被排除在数据分析中，作为一种措施，以减少反向因果关系的风险。参与者错过了这一点，但同意在EHCs或在跟踪后在家进行随访访谈，接受临床检查，并由老年精神病学家进行临床痴呆评级。根据国际疾病和相关健康问题统计分类第十版(ICD-10)和1 - 3的临床痴呆分级(CDR)对痴呆症进行诊断¹⁹．一个由老年精神病学家组成的小组独立审查了所有痴呆症的诊断。对于诊断不确定或不一致的病例，由首席研究员作出最终诊断。

其他变量的评估

在评估过程中获得了有关社会人口学因素、临床风险因素、听力和身体损伤以及生活方式行为的信息。人口统计因素包括年龄、性别和教育水平。社会经济地位低被定义为从政府领取综合社会保障援助(综援)。临床危险因素包括白内障、青光眼、糖尿病、高血压、高胆固醇血症、心脏病、中风、帕金森病和抑郁症;眼科医生、内科医生和精神科医生根据ICD-10标准进行诊断。听力障碍的定义是在听力测试中，较好的耳朵损失超过40分贝的1-和2-kHz (Audioscope, Welch Allyn 23300)。身体障碍被定义为走路需要帮助或被绑在椅子上。一份标准化的自我报告问卷被用来评估参与者在前一个月的生活方式行为。针对不同生活方式行为的分类系统，已适用于香港华人长者^20.．定期参加体力、智力和社交活动、摄入足够数量的水果和蔬菜、吸烟的标准的定义与以前的报道相同^21，23，23．

统计分析

使用G*Power软件进行样本量估计。样本量的计算基于视力年下降的估计(每年~ 0.01 LogMAR)及其与之前纵向研究中MMSE变化的相关性¹²痴呆的患病率和我们之前研究的参与者的视力的平均值和标准偏差⁸．由于老年痴呆患者的MMSE评分较低，但下降速度较非老年痴呆患者更快，我们估计在6年内，老年痴呆组中发生视觉损伤的参与者比例将比无痴呆组多约50%。当alpha值设置为0.05时，4000名参与者的样本将产生至少80%的能力来检测基线时有无痴呆的患者之间6年视力障碍发生率的显著差异。

使用IBM SPSS统计26.0版本(IBM Corp)进行统计分析。视力障碍(即事件)的发生率是根据6年以上发生意外视力障碍的参与者人数计算的。用Kaplan-Meier曲线描述6年以上无视力损害生存率。当参与者在研究结束时仍然没有视力障碍、不进行随访或在研究结束前没有视力障碍死亡时，数据将被删除。

基线痴呆和其他变量在有和没有视觉损伤的参与者之间进行比较，使用独立的t以及或X²测试,适当的。统计显著性水平设定为P< 0.05 (2-tailed)。

采用Cox回归分析来检验基线时痴呆(和其他变量)对视力损害的影响。在我们的分析中，我们的主要结局是意外视力损伤，预测变量是基线时是否存在痴呆。计算风险比(HRs)，得出95%置信区间(95% ci)的估计值，绘制6年以上无视力障碍生存期与基线痴呆存在程度的差异。为了控制潜在的混杂效应，我们进行了多变量分析，并计算调整后的hr，包括基线视力和每一个共变量(白内障、青光眼、糖尿病、高血压、高胆固醇血症、心脏病、中风、帕金森病、抑郁、听力障碍、身体障碍、参加体育锻炼、智力和社交活动、每天摄入充足的水果和蔬菜、吸烟、年龄、女性、教育水平和低社会经济地位)的模型。

伦理批准

本研究获得香港卫生署伦理委员会政府(L/M 623/2010)和香港中文大学及医院管理局新界东联网联合临床研究伦理委员会(cer -2011.036)的批准。