纵向队列研究中自我感知听觉障碍与社会心理健康之间的关联

《Ear and Hearing》：The Association Between Self-Perceived Auditory Disability and Psychosocial Health in a Longitudinal Cohort Study

　　目标：听力损失影响全球数百万人，并与孤独、抑郁和焦虑等心理社会后果相关。自我报告的听力问题可能提供超越听力测试所揭示的、关于情绪和社会功能的独特见解。关于成人自我感知听觉功能与心理社会健康之间关联的证据仍然稀缺。本研究旨在探讨这一关系。

设计：本研究使用了荷兰听力纵向研究的基线和随访数据，这是一项前瞻性队列研究，入组时年龄为18至70岁的成人。自我感知听觉障碍使用阿姆斯特丹听觉障碍和残疾量表（AIADH）进行评估，而心理社会结局则使用经过验证的问卷测量孤独、痛苦、抑郁、焦虑和躯体化。自我感知听觉障碍与心理社会结局之间的关联使用线性混合效应模型和广义估计方程进行分析，考虑了重复测量、潜在效应修饰因素和混杂因素。

结果：共有2897名参与者（63%为女性；基线平均年龄48.1岁）贡献了最多四轮测量的数据。较高的自我感知听觉障碍（AIADH）始终与所有领域更差的心理社会结局相关，显示出分级关联。与报告很少或无听觉障碍（AIADH 0至6）的参与者相比，AIADH最高四分位数（38至84）的参与者报告了显著更高的孤独评分（量表0至11；B = 1.30；95%置信区间[CI]：0.98至1.61），包括社会孤独（量表0至5；B = 0.69；95% CI：0.52至0.87）和情感孤独（量表0至6；B = 0.61；95% CI：0.41至0.82）。心理痛苦（量表0至32）随着AIADH评分的升高而逐渐增加，最高四分位数的参与者平均痛苦水平比最低四分位数高3.96分（95% CI：3.34至4.58）。较高的AIADH评分也与较高的抑郁症状平均水平（量表0至12；均值比[RoM]最高至4.50；95% CI：3.02至6.67）、焦虑症状（量表0至24；RoM最高至3.13；95% CI：2.36至4.15）和躯体化症状（量表0至32；RoM = 1.58；95% CI：1.46至1.71）相关。在按年龄、助听器使用、耳鸣和听力损失发病年龄进行的特定分析中观察到效应修饰。所有关联在调整客观噪声中言语表现后仍保持统计学显著。

结论：这些发现突显了自我报告听力困难对心理社会的广泛影响，强调听力损失不仅影响沟通，还影响心理健康。将自我报告听力评估纳入听力学评估，并在听力干预的同时根据需要提供心理社会支持，可能会改善整体福祉。

引言

2019年，听力损失估计影响全球15.7亿人，大约每五人中就有一个人，预计到2050年这一数字将增至24.5亿（Haile et al. 2021）。听力损伤的影响超出了听觉领域，影响整体健康，包括认知和心理社会健康（Marrone et al. 2019）。听力受损的成人更有可能面临失业等挑战，并经历情感后果，包括孤独、抑郁、焦虑和社会隔离，这可能对其生活质量和整体福祉产生负面影响（Kramer et al. 2002; Monzani et al. 2008; Li et al. 2014; Haile et al. 2021）。

虽然听力学测量客观量化了听力能力，但它们对听力困难的影响提供的见解很少。相比之下，自我报告的听力困难捕捉了在不同情况下的实际体验（Adachi & Paul 2024）。证据表明，自我报告的听力问题可能与心理社会结局的关系比客观听力学结果更强（Strawbridge et al. 2000; Pronk et al. 2011; Marrone et al. 2019; Humes 2021; Adachi & Paul 2024）。越来越多的证据表明，即使没有临床诊断的听力损失但自我报告听力困难的个体，也经历着较差的整体健康和心理社会困扰（Marrone et al. 2019）。因此，自我报告的听力障碍可能为康复支持需求提供超越单纯听力测量所捕捉的补充见解。

尽管有这些发现，但在理解从正常到严重听力损失的一系列听力能力水平中，与自我报告听力困难相关的心理社会影响方面仍存在空白。虽然研究将自我感知听觉障碍与心理社会困扰联系起来，但结果并不一致。一些研究报告了与孤独和抑郁的强烈关联（Strawbridge et al. 2000; Nachtegaal et al. 2009）。其他研究则强调了个人差异（如人格特质和社会情感因素）在塑造这些结果中的作用（Cormier et al. 2024）。此外，自我感知听觉障碍的测量在研究间差异很大。研究设计和样本特征的差异进一步解释了先前发现中观察到的不一致性。因此，关于18至70岁成人自我感知听觉功能与心理社会健康之间关联的证据仍然稀缺。

本研究调查使用阿姆斯特丹听觉障碍和残疾量表（AIADH）（Kramer et al. 1995; Boeschen Hospers et al. 2016）测量的自我感知听觉障碍是否与心理社会健康结局相关，包括痛苦、抑郁、焦虑、躯体化和孤独。我们使用荷兰听力纵向研究（NL-SH）所有测量轮次的汇总数据进行了横断面分析。

材料与方法

研究设计与设置

本研究利用了NL-SH的数据，这是一项正在进行的基于互联网的前瞻性队列研究。参与者通过方便抽样，通过公开可访问的在线听力筛查测试招募。研究人群包括入组时年龄18至70岁的成人，包括听力正常和听力受损的个体。数据收集始于2006年（基线：T0），此后每5年进行后续随访评估：T1始于2011年，T2始于2016年，T3始于2022年。NL-SH的纳入是持续的。对于本研究，使用了截至2024年1月4日收集的所有测量轮次的数据。招募程序、数据收集方法和随访轮次由Van Wier等人（2023）描述。NL-SH结合了称为“国家听力测试”（NHT）的噪声中言语测试（Smits et al. 2006）与涵盖各种主题的问卷，包括自我感知听觉障碍和心理社会福祉。问卷以荷兰语管理。本手稿中的英文措辞代表翻译后的问卷文本。参与者需要具备足够的荷兰语能力以理解研究信息并完成问卷。NL-SH研究方案由荷兰阿姆斯特丹UMC（VUmc）医学研究伦理委员会批准。医学研究伦理委员会决定NL-SH免除进一步伦理审查。所有参与者均提供了知情同意。

研究样本

本研究的资格针对每个测量轮次分别评估。如果参与者在特定测量轮次中拥有所有（独立）变量的完整数据，则符合纳入条件。每位参与者至少包含一轮，最多四轮测量。

因变量

孤独

孤独使用11项孤独量表（de Jong-Gierveld & Kamphuls 1985; Tilburg & Leeuw 1991）测量，这是一个经过验证且广泛使用的评估情感孤独和社会孤独的工具。该量表包含两个子量表：社会孤独（5项，反映社会融合的缺陷）和情感孤独（6项，反映缺乏亲密人物，如伴侣或挚友）。回答类别为0（不！）、1（不）、2（或多或少）、3（是）或4（是！）。对于正面表述的项目，回答类别2、3或4被重新编码为1（表示孤独），类别0和1被重新编码为0（无孤独）。对于负面表述的项目，回答类别0、1或2被重新编码为1（表示孤独），类别3和4的回答被重新编码为0（无孤独）。当至少完成11项中的10项时，项目分数相加，得出总分在0到11分之间。孤独量表上较高的分数表示更多的孤独感（de Jong-Gierveld & Kamphuls 1985; Tilburg & Leeuw 1991）。

痛苦、抑郁、焦虑和躯体化

这些心理症状使用“四维症状问卷”评估（Terluin et al. 2006）。回答类别评分为0（无）、1（有时）或2（经常/通常/持续）。痛苦和躯体化子量表各包含16项（分数范围0至32）；抑郁子量表包含6项（分数范围0至12）；焦虑子量表包含12项（分数范围0至24）。较高的分数表示症状更频繁出现。

自变量

自我感知听觉障碍使用28项AIADH进行评估（Kramer et al. 1995; Boeschen Hospers et al. 2016）。NL-SH省略了关于残疾的项目。参与者以4点Likert量表（0=几乎总是，1=经常，2=偶尔，3=几乎从不）评定他们在特定情况下能有效听到的频率。使用助听设备的个体根据佩戴设备时的听力体验作答。有时使用有时不使用助听器的参与者被指示根据无辅助听力体验作答。AIADH总分范围为0至84，分数越高表示听力障碍越严重。

潜在混杂因素和效应修饰因素

基于文献发现，可能与听力损伤和心理社会健康结局相关的因素被作为潜在的效应修饰因素或混杂因素进行分析。通过测试交互效应评估潜在的效应修饰因素。潜在的混杂因素和效应修饰因素包括人口统计学变量（年龄、性别、居住安排、教育水平）、生活方式变量（吸烟、饮酒）（Koster et al. 2006; Nachtegaal et al. 2009; Goderie et al. 2020; Qian et al. 2023）、相关合并症（见下文）（Besser et al. 2018; Marrone et al. 2019; Dillard et al. 2024）以及听力相关因素（耳鸣、言语接收阈值、助听设备、听力损失持续时间和发病年龄）（Dillard et al. 2024; Gallagher et al. 2024）。
- 年龄以岁为单位测量，并分为三个年龄组：18至40岁、41至65岁和>65岁。
- 性别测量为“男性”或“女性”。
- 吸烟分为五类，重新分类为“当前吸烟者”（每天或偶尔吸烟）、“吸烟史”（过去每天或偶尔吸烟）和“从不吸烟”。
- 饮酒通过自我报告平均每天酒精杯数评估。参与者被分类为不饮酒者（0单位/周）、轻度饮酒者（>0至≤1单位/天）、中度饮酒者（>1至≤2单位/天 [女性]；>1至≤3单位/天 [男性]）或过量饮酒者（>2单位/天 [女性]；>3单位/天 [男性]）（Reinhard & Rood-Bakker 1998）。
- 居住安排通过询问“您如何描述您的居住安排？”评估。回答被二分为“独居”或“与他人同住一户”。
- 教育分为三个水平：“低”（小学或未完成高中）、“中”（高中毕业或拥有副学士学位）和“高”（拥有学士、硕士或博士学位）。
- 合并症：行动受限使用EuroQol五维三水平问卷的行动项目测量（EuroQol Group 1990）。视力障碍根据以下问题确定：“阅读时您看东西有多清楚？”和“在街上时您看远处有多清楚？”，回答选项为“好”、“中等”或“差”。报告一项或两项问题为“中等”或“差”的参与者被分类为有视力障碍。慢性病使用包含28种医疗条件的标准化清单评估（Mootz & Van den Berg 1989）。参与者指出每种情况目前是否存在或在过去12个月内是否存在。对于本研究，我们包括以下情况：糖尿病、心血管疾病（严重心脏病、心肌梗死或高血压）、中风或其后果、关节炎（膝、髋或手骨关节炎；手和/或脚类风湿性关节炎；以及超过3个月的其他慢性关节炎）和癌症。如果参与者报告至少一种这些情况，则被分类为具有相关合并症。
- 耳鸣的存在通过询问“您是否患有耳鸣（耳鸣）？”评估。回答“是”的参与者被分类为有耳鸣，而回答“否”或“不知道”的参与者被分类为无耳鸣。
- 噪声中言语接收阈值（SRTn）使用NHT评估（Smits et al. 2006）。本测试在稳态掩蔽噪声背景下，根据自适应“一上一下”规则呈现数字三连音（例如，6到2到5）。共呈现23个数字三连音，SRTn计算为最后20个三连音的平均信噪比（SNR；以dB为单位），对应50%的可懂度。SRTn作为连续变量纳入分析，范围从?13.4 dB SNR（最佳表现）到4 dB SNR（最差表现）。NHT可在家里通过耳机或扬声器完成，但建议使用耳机。佩戴助听器的参与者被要求摘下助听器。- 听力设备的使用通过以下问题评估：“您是否使用助听器？”和“您是否使用人工耳蜗？”，回答选项为“是”或“否”。基于这些回答，创建了一个包含两个类别的单一分类变量：（1）不使用助听器或人工耳蜗，（2）使用听力设备（助听器和/或人工耳蜗）。- 听力损失持续时间仅在有听力障碍报告的参与者中评估，使用问题：“您出现听力问题已有多少年？”对于未报告听力问题的参与者，持续时间设为0年。该变量被视为连续变量。- 发病年龄通过从测量时的参与者年龄中减去听力损失持续时间计算，并分为≤18岁和>18岁两类。对于听力正常的参与者，创建了一个单独类别“不适用”。该变量被视为分类变量。统计分析描述性分析连续变量根据其分布，以均值（标准差）或中位数（四分位距；第25至第75百分位数）描述。分类变量计算百分比。自评听觉残疾所有可用的测量轮次数据合并进行 pooled 横断面分析。分析未检查参与者内部的随时间变化。自评听觉残疾与心理健康之间的关联采用线性混合效应模型分析，适用于结果残差呈正态分布的情况。纳入随机截距以考虑个体结果水平的差异以及参与者内部重复观测之间的相关性。对于右偏结果（抑郁、焦虑和躯体化），使用广义估计方程框架内的伽马分布和对数链接进行回归分析。同一参与者的重复观测被建模为使用可交换工作相关结构的相关数据。该建模方法估计平均结果水平的相对差异，指数化的回归系数解释为平均分数比（RoM）。由于伽马模型需要正值，在分析前将常数0.1加到结果分数中。首先，进行单变量分析以探讨听觉残疾与心理健康之间的潜在关联。接下来，通过纳入交互项（潜在效应修饰因子 × AIADH）和主效应（潜在效应修饰因子 + AIADH）来评估效应修饰。p值<0.05被视为存在效应修饰。如果观察到效应修饰，则进行分层分析，若变量为连续变量则创建四分位数。在存在多个显著交互作用的情况下，对p值最小的效应修饰因子进行分层。每个分层内再次检验其余潜在效应修饰因子。每个分析最多应用两次连续分层。当亚组包含少于20名参与者时不进行分层。在检验效应修饰后，每个（分层）模型评估混杂因素。如果变量满足以下条件，则被视为混杂因素并纳入模型：（1）与自变量和因变量均显著相关（p < 0.05），且（2）其纳入模型导致AIADH评分的回归系数变化≥10%。符合这些混杂标准的变量采用前向逐步法逐一添加到模型中。检查线性混合模型分析的假设，如果检测到非线性，则将连续变量分类。最终多变量模型中每个纳入变量至少需要10名参与者。所有统计分析使用IBM SPSS 28.0版（IBM Corp., Armonk, NY, USA）进行。基于人工智能的工具（ChatGPT, OpenAI）用于协助语言编辑，提高手稿的清晰度和结构。基于人工智能的工具未用于数据收集、数据分析、统计建模或结果解释。结果参与者排除标准应用后，纳入并分析了3526名入组参与者中2897名独特参与者的数据。图1显示了每个测量轮次根据纳入和排除标准符合资格标准的参与者数量。各测量轮次的参与者特征见补充数字内容中的表1–3，https://links.lww.com/EANDH/C44。基线（T0）时平均年龄为48岁（标准差=13）。如预期，后续测量轮次的平均年龄增加。总体而言，63%的参与者为女性，22%独居，52%受过高等教育。基线时，共有51%的参与者报告有听力障碍。打开多媒体模态图1。打开多媒体模态应用每个测量轮次纳入标准后的参与者数量流程图。每个测量轮次排除的测量数量在虚线矩形中给出。T0，第一轮测量；T1，第二轮测量，T0后5年；T2，第三轮测量，T0后10年；T3，第四轮测量，T0后15年。*关于阿姆斯特丹听觉残疾和障碍量表、四维症状问卷和孤独感问卷的数据。分析当我们检验线性分析的假设时，发现AIADH评分与大多数因变量之间存在非线性关系。因此，我们根据AIADH评分对个体进行排序，并将样本分为大小相等的四个四分位数。最低四分位数的参与者（评分范围0至6）作为参考组，代表无至轻度听力残疾，与第二四分位数（评分范围：7至19）、第三四分位数（评分范围：20至37）和第四四分位数（评分范围：38至84）进行比较。在听力设备使用者中，AIADH评分为0至6的参与者人数非常少。因此，在按听力设备使用分层的分析中，两个最低的AIADH四分位数（评分范围0至6和7至19）合并为单一参考类别。孤独感每个测量轮次的孤独感结果见表1。对于总体孤独感（量表0至11），与AIADH最低四分位数（评分38至84）的参与者相比，AIADH最高四分位数的参与者报告的孤独感评分更高（B = 1.30，95%置信区间[CI]：0.98至1.61；p < 0.001），且观察到孤独感评分在各四分位数之间呈分级增加。表1.自评听觉残疾（AIADH）与孤独感之间关联的结果AIADH评分估计值（B）标准误95% CI总体p孤独感评分（0–11）*0–6（参考）7–1920–3738–8400.500.821.30–0.120.140.16–0.28, 0.730.54, 1.090.98, 1.61<0.001社会孤独感评分（0–5）?0–6（参考）7–1920–3738–8400.300.480.69–0.060.080.09–0.18, 0.420.33, 0.630.52, 0.87<0.001情感孤独感评分（0–6）?0–6（参考）7–1920–3738–8400.260.370.61–0.070.090.10–0.13, 0.400.20, 0.540.41, 0.82<0.001显著结果（p < 0.05）以粗体显示。*调整听力损失发病年龄（≤18/>18）。?调整听力损失持续时间和发病年龄（≤18/>18）。?调整听力损失发病年龄（≤18/>18）、听力损失持续时间、居住安排和噪声下言语接受阈值。AIADH，阿姆斯特丹听觉残疾和障碍量表。在社会孤独感（量表0至5；最高与最低四分位数相比B = 0.69；95% CI：0.52至0.87；p < 0.001）和情感孤独感（量表0至6；B = 0.61；95% CI：0.41至0.82；p < 0.001）中观察到相似的模式，AIADH评分越高，每个领域的孤独感评分显著越高。痛苦痛苦与AIADH关联的回归模型结果见表4补充数字内容，https://links.lww.com/EANDH/C45。较高的AIADH评分与痛苦水平增加持续相关（总体p < 0.001）。与AIADH最低四分位数（评分0至6）的参与者相比，最高组（评分38至84）的参与者报告了显著更高的痛苦水平（量表0至32；B = 3.96；95% CI：3.34至4.58）。还观察到分级关联，痛苦水平在AIADH各四分位数之间逐渐增加（评分7至19：B = 1.37；95% CI：0.89至1.86；评分20至37：B = 2.25；95% CI：1.71至2.80）。抑郁在听力设备参与者的分层中，由于最低类别数量较少，AIADH第一和第二四分位数合并。分层分析见表2。在未使用听力设备的参与者中，较高的AIADH评分与18至40岁（最高与最低四分位数：RoM = 2.75；95% CI：1.59至4.76；总体p = 0.003）和41至65岁（最高与最低四分位数：RoM = 1.57；95% CI：1.18至2.09；总体p = 0.019）年龄组中较高的平均抑郁症状水平（量表0至12）相关，而在>65岁的参与者中未观察到显著关联。在使用听力设备的参与者中，较高的AIADH评分与耳鸣和非耳鸣分层中较高的平均抑郁症状水平相关。在耳鸣组中，中间和最高AIADH组的平均抑郁评分均高于最低组（中间与最低：RoM = 2.56；95% CI：1.62至4.03；最高与最低：RoM = 4.50；95% CI：3.02至6.67；总体p < 0.001）。在非耳鸣分层中观察到类似的分级关联，平均抑郁评分从中间到最高AIADH增加（分别为RoM = 1.92；95% CI：1.20至3.06；RoM = 2.36；95% CI：1.50至3.71；总体p < 0.001）。表2.自评听觉残疾（AIADH）与抑郁之间关联的结果AIADH评分B标准误RoM95% CI总体p抑郁（0–12）无听力设备年龄18–40*0–6（参考）7–1920–3738–8400.130.481.0100.170.240.450?0.040.060.02–0.170.230.28–0.110.120.15–0.240.260.41–1.141.612.75–1.191.271.57–0.961.061.02–0.82, 1.591.03, 2.511.59, 4.76–0.96, 1.461.01, 1.601.18, 2.09–0.60, 1.540.63, 1.780.46, 2.260.0030.0190.99听力设备耳鸣0–19（参考）20–3738–84无耳鸣0–19（参考）20–3738–8400.941.5000.650.86–0.230.20–0.240.23–2.564.50–1.922.36–1.62, 4.033.02, 6.67–1.20, 3.061.50, 3.71<0.001<0.001显著结果（p < 0.05）以粗体显示。*调整教育水平、耳鸣和听力损失发病年龄（≤18/>18）。?调整合并症存在、居住安排和耳鸣。?调整听力损失发病年龄（≤18/>18）和耳鸣。AIADH，阿姆斯特丹听觉残疾和障碍量表；RoM，平均数比。焦虑较高的AIADH评分与较高的平均焦虑症状水平（量表0至24）显著相关（表3）。在未使用听力设备的参与者中，较高的AIADH四分位数与所有年龄组中较高的平均焦虑水平相关，在最高AIADH四分位数与最低四分位数相比观察到最强关联：18至40岁（最高与最低四分位数：RoM = 2.48；95% CI：1.57至3.93；总体p < 0.001）、41至65岁（RoM = 2.45；95% CI：1.90至3.17；总体p < 0.001）、>65岁（RoM = 2.21；95% CI：1.20至4.06；总体p = 0.016）。中间AIADH四分位数显示RoM值逐渐降低，与分级关联一致。表3.自评听觉残疾（AIADH）与焦虑之间关联的结果AIADH评分B标准误RoM95% CI总体p焦虑（0–24）无听力设备年龄18–40*0–6（参考）7–1920–3738–84年龄41–65?0–6（参考）7–1920–3738–84年龄>65?0–6（参考）7–1920–3738–8400.350.600.9100.380.630.9000.040.350.79–0.130.170.23–0.090.100.13–0.190.190.31–1.411.832.48–1.461.882.45–1.041.422.21–1.10, 1.821.30, 2.571.57, 3.93–1.22, 1.741.53, 2.301.90, 3.17–0.71, 1.520.99, 2.051.20, 4.06<0.001<0.0010.016听力设备发病≤180–19（参考）20–3738–84发病>180–19（参考）20–3738–8400.160.5700.731.14–0.250.24–0.150.14–1.171.76–2.083.13–0.71, 1.911.10, 2.82–1.55, 2.812.36, 4.150.008<0.001显著结果（p < 0.05）以粗体显示。*调整听力损失发病年龄（≤18/>18）、耳鸣存在和噪声下言语接受阈值（SRTn）。?调整听力损失持续时间和发病年龄（≤18/>18）以及耳鸣和合并症存在。?调整听力损失持续时间和SRTn。AIADH，阿姆斯特丹听觉残疾和障碍量表；RoM，平均数比。在听力设备参与者的分层中，由于最低类别数量较少，AIADH第一和第二四分位数合并。在使用听力设备的参与者中，在18岁前听力损失发病（最高AIADH组RoM = 1.76；95% CI：1.10至2.82；p = 0.008）和晚发（RoM = 3.13；95% CI：2.36至4.15；p < 0.001）的参与者中均观察到显著关联，且两个亚组均呈现清晰的分级模式。躯体化较高的AIADH评分与较高的平均躯体化症状水平（量表0至32）显著相关（补充数字内容表5，https://links.lww.com/EANDH/C46）。与AIADH最低四分位数（评分0至6）的参与者相比，最高四分位数（评分38至84）的参与者平均躯体化评分高1.58倍（RoM = 1.58；95% CI：1.46至1.71；总体p < 0.001）。在AIADH水平之间观察到分级关系，7至19分组的平均躯体化评分逐渐升高（RoM = 1.18；95% CI: 1.11至1.25），20至37分组同样如此（RoM = 1.41；95% CI: 1.32至1.51）。

讨论

我们的研究发现，自我感知的听力障碍与一系列心理社会结局之间存在一致且显著的关联。这些关联通常遵循剂量-反应模式，在报告更严重自我感知听力困难的患者中观察到更强的效应。孤独感及其两个亚成分（社会孤独感和情感孤独感）均存在显著关联。在所有年龄组中，心理困扰均有所升高，尤其是在AIADH最高四分位数的个体中。对于抑郁，除65岁以上且未使用助听设备的参与者外，所有关联在分层后仍保持显著。对于焦虑，所有关联在所有分层中均显著。躯体化也与较高的AIADH评分显著相关。

孤独感

自我感知的听力困难在所有领域均与孤独感增加显著相关。这与先前的研究结果一致，表明主观听力损失与孤独感之间存在关系（Pronk等，2011；Mick等，2014；Shukla等，2020；Adachi & Paul，2024）。Motala等（2024）提出的框架描述了听力困难个体从社会脱离到社会隔离的进展，这与我们的发现相吻合。尽管孤独感和社会隔离是不同的构念，但感知到的沟通困难仍可能导致联系感减弱，无论实际社交活动如何，都会增加孤独感（Mick等，2014）。由于AIADH捕捉了日常生活中听力困难的主观体验，它可能在解释该人群孤独感升高方面尤为相关。我们的发现与更广泛的文献一致，表明听力损失或感知到的听力困难与更高的孤独感和社会隔离相关。

心理困扰

我们的研究结果表明，自我感知的听力障碍与心理困扰之间存在分级关联。与感知听力障碍极小的个体（AIADH评分0至6）相比，那些感知听力困难程度逐渐增加的个体报告了逐渐升高的心理困扰水平。这种剂量-反应模式表明，听觉障碍的主观体验可能在心理困扰中发挥重要作用。心理困扰是一个宽泛的构念，包括易怒、疲劳、不安和不堪重负感等症状（Kessler等，2002；Bennett等，2022）。观察到的关联可能反映了在日常生活中管理持续性感觉障碍的累积心理负担。感知到的听力障碍可能通过增加认知负荷和日常情境中的情绪挫折而导致慢性应激（Xu & Francis，2019）。此外，自我感知听力问题水平较高的个体可能体验到自主性降低或控制感丧失，这些因素与心理困扰增加有关（Bennett等，2022）。人群研究同样报告了听力损失成人中心理困扰升高，横断面数据表明自我报告的听力问题与更多的心理健康服务使用相关（Bigelow等，2020）。

抑郁

我们的研究发现，自我感知的听力障碍与抑郁症状之间的关联呈现分层模式。在未使用助听设备的个体中，年轻和中年成年人（18至65岁）中观察到显著关联，特别是在那些自我感知听力困难更严重（AIADH评分20至84）的个体中，而在65岁以上的成年人中未发现显著关联。这些结果与先前的研究一致，表明听力损失个体患抑郁症的风险更高，这可能归因于日常功能应激增加、社交退缩、沟通障碍和认知负荷增加（Cosh等，2018；Lawrence等，2020）。65岁以上成年人中缺乏显著关联可能反映了与年龄相关的对听力损失的预期，这可能减轻了老年人的心理负担（Wallhagen，2010）。在助听设备使用者中，较高的AIADH评分与较高的平均抑郁症状水平相关。这些发现表明，即使使用助听设备，主观听力困难仍然是相关的心理应激源。这与先前的研究一致，表明助听器可能无法完全消除情绪负担，可能是因为残余的听觉挑战或现实世界益处的局限性（Mick等，2014；Aazh & Moore，2017）。荟萃分析显示，听力损失与较高的抑郁风险相关（Lawrence等，2020）。关于助听器减轻抑郁的证据不一致（Tang等，2025）。在我们的研究中，与抑郁症状相关的是感知到的障碍，而非设备状态本身。

焦虑

我们的研究结果表明，自我感知的听力障碍与焦虑症状之间存在一致且分级的关系，涵盖多个亚组。在未使用助听设备的参与者中，自我感知的听力困难与焦虑症状增加显著相关，尤其是在18至65岁人群中。最强的关联出现在最年轻的组别（18至40岁），即使是轻微升高的AIADH评分（AIADH评分7至19与0至6相比）也与显著更高的焦虑水平相关。这与先前的文献一致，表明在劳动年龄成年人中，听力损失常伴随感知和内化的污名，这可能威胁身份认同、导致社交退缩，并对幸福感产生负面影响。这种污名以及对长期沟通和社交困难的担忧可能导致相对年轻且AIADH评分升高的成年人出现情绪困扰和焦虑（Nachtegaal等，2011；Privado等，2019；Ruusuvuori等，2021）。在65岁以上的成年人中，观察到较弱的关联，表明在老年阶段，更多的自我感知听力障碍仍然是相关的心理应激源，尽管较轻微的困难可能更容易被视为衰老的一部分（Wallhagen，2010）。

在助听设备使用者中，发病年龄似乎调节了听力障碍与焦虑之间的关系。那些18岁以后发病的听力损失者在AIADH评分与焦虑之间表现出显著更强的关联，两个较高AIADH组的平均焦虑水平均高出两倍以上。这可能反映了成年后获得性听力损失适应困难，此时个体可能已经建立了依赖有效沟通的个人和职业角色。早发性听力损失（≤18岁）的参与者同样显示出显著关联，但幅度较小，这可能反映了长期适应或从小发展的应对策略（Kent & Smith，2006）。客观听力测试和自我报告研究一致地将听力障碍与焦虑症状联系起来；我们的年龄模式与报告称劳动年龄成年人可能对沟通障碍表现出更强烈情绪反应的研究基本一致（Monzani等，2008；Contrera等，2017）。

躯体化

我们研究的一个新发现是，自我报告的听力困难与躯体化之间存在显著关联，这在先前的研究中受到关注有限。这与Lipowski描述的躯体化经典概念一致，他将躯体化定义为由心理应激引起的身体症状体验，并导致个体将这些症状归因于医学状况而寻求医疗保健（Lipowski，1988）。先前的研究表明，听力损失个体可能经历更多的身体不适、紧张和疲劳，可能是由于聆听所需的认知努力增加（Nachtegaal等，2009）。此外，与沟通困难相关的慢性应激可能导致头痛、头晕和肌肉紧张等躯体症状（Gopinath等，2012）。另一种可能性是，听力困难不仅与应激相关机制有关，还可能嵌入到对身体症状敏感性增强的更广泛倾向中，这是躯体化的特征。

与SRTn的关系

在各结局中，SRTn在若干模型中作为混杂因素起作用，但并非一致。先前的NL-SH研究显示，较差的SRTn与更大的心理困扰、抑郁、躯体化和孤独感横断面相关，而SRTn的5年变化最一致地追踪孤独感的增加，而非其他心理社会健康症状（Nachtegaal等，2009；Stam等，2016）。在我们的数据中，AIADH在调整SRTn后仍与心理社会结局强烈相关，表明两者包含部分不同的信息：SRTn反映个体识别噪声中言语的听觉能力，而AIADH捕捉情境需求、应对和感知障碍（van Wier等，2023）。这种区别可能解释了在AIADH关联持续存在的情况下，SRTn关联较弱或缺失。

局限性与优势

本研究存在若干局限性。首先，未评估既往（12个月以前）的心理健康状况，这可能影响了观察到的关联（Solmi等，2022；Wu等，2023）。其次，未评估骨导植入或其他听觉植入物的使用，因此未在分析中考虑。第三，可能存在选择偏倚，因为基于网络的听力学研究可能吸引更多参与听力健康的个体（van Wier等，2023）。第四，AIADH评分基于参与者的等分分布分为四分位数，但这导致评分范围不等。最高四分位数（38至84）明显宽于其他组（0至6、7至19、20至37），可能捕捉到听力困难及其心理社会影响的更大变异性。未来的研究应考虑替代分类方法。最后，这是一项横断面研究，排除了因果推断的可能性。心理社会因素可能影响听力困难被感知和报告的方式，而非相反。关于健康不对称的证据，即客观与自我报告健康之间的差异通常与心理社会相关因素有关，支持了这一局限性（Calvey等，2023）。近期关于自我报告听力困难的人群研究同样显示与心理健康指标存在关联，突出了心理社会因素对症状报告的影响（Dillard等，2024）。

结论

我们的研究结果表明，听力学评估不应仅依赖听力测试，而应纳入对心理社会幸福感的询问，尤其是在个体报告听力困难时。至少，在咨询期间报告听力困难的患者也应被询问其心理社会幸福感。标准化的心理社会筛查工具可能有助于识别有心理困扰风险的个体，并及时进行干预。未来的研究应探索这些关联背后的因果机制，并检查综合听力学和心理护理策略。纵向研究可能有助于确定早期心理社会干预是否减轻听力困难对幸福感的长期影响。将客观听力测试与AIADH等主观评估相结合，可能进一步增强根据个体具体需求和挑战制定康复策略的能力。

致谢

作者感谢荷兰听力纵向研究参与者对本持续研究的承诺。该队列由荷兰Heinsius-Houbolt基金会、瑞士索诺瓦公司、荷兰EMGO+健康与护理研究所和荷兰阿姆斯特丹公共卫生研究所（护理质量）支持。S.W.T.V.、M.F.v.W.、T.G.和S.E.K.参与了研究问题的提出和研究设计。S.W.T.V.进行了分析。M.F.v.W.和T.G.验证了分析方法。S.W.T.V.在撰写手稿方面起主导作用。所有作者提供了批判性反馈，并帮助塑造了研究、分析和手稿。数据可根据合理要求提供。NL-SH数据的访问通过合作协议提供。如需进一步信息，请联系Sophia E. Kramer教授（[e-mail]）。作者没有需要披露的利益冲突。