马来西亚年轻人的年度噪音暴露情况

《Environmental Epidemiology》：Annual noise exposure among Malaysian young adults

　　背景：长期暴露于职业性及娱乐性噪音中可能导致噪声性听力损失。本研究旨在通过噪声暴露问卷了解马来西亚年轻人的年度噪声暴露水平，并分析不同性别、种族和医疗背景人群的噪声暴露差异。

方法：对经过文化调整的噪声暴露问卷进行验证后，发放给205名健康年轻人（平均年龄22.9岁，标准差3.0岁）。根据参与者报告的暴露频率和时长，结合各类活动预设的中等强度值，计算出年度噪声暴露值。在3个月后，对20名随机选取的参与者进行再测，以评估问卷的可靠性。

结果：年度噪声暴露的中位数为71.4分贝（95%置信区间为70.5至72.1分贝）。共有16.5%的参与者（34人）的暴露水平超过了美国国家职业安全卫生研究院建议的79.0分贝限值。通过自助法置信区间进行的亚组分析显示，男性（73.8分贝，95%置信区间为71.7至76.1分贝）与女性（70.5分贝，95%置信区间为69.2至71.3分贝）的噪声暴露可能存在差异，男性样本量较小（49人），导致其置信区间更宽。不同种族群体的年度噪声暴露估计值相近（华人：70.8分贝，95%置信区间为69.7至71.7分贝；马来人：71.9分贝，95%置信区间为66.9至77.5分贝），但马来人组置信区间较宽，影响了这一比较的可解释性。有医疗背景与无医疗背景的参与者之间的年度噪声暴露值也大致相当（前者70.9分贝，95%置信区间为69.7至71.9分贝；后者71.5分贝，95%置信区间为69.0至73.3分贝）。约85%的参与者表示在驾驶机动车、参加有声娱乐活动或演奏乐器时从未使用过听力保护装置。再测结果显示，问卷的类内相关系数为0.60（95%置信区间为0.22至0.82），但由于置信区间较宽，解读时需谨慎。

结论：年轻人的娱乐活动及日常生活习惯可能增加噪声暴露风险，进而提升噪声性听力损失的风险。这些研究结果强调了在年轻人中普及听力健康知识及安全用耳习惯的重要性，有助于预防可避免的听力损失。

本研究的意义：本研究填补了环境流行病学领域的空白，首次提供了用于评估东南亚年轻人群体年度累积噪声暴露的经过验证的工具。与那些仅关注特定噪声暴露行为的研究不同，本研究量化了人们日常多项活动中的总噪声暴露量，发现娱乐活动也可能导致个体暴露水平超过推荐阈值。研究还发现，由于很多人不使用听力保护装置，听力损失的预防工作面临很大困难，这为干预措施的实施指明了方向。这些发现为环境健康政策提供了依据，表明可通过调整暴露途径来降低风险，同时凸显了在那些经济条件有限、难以获得听力康复服务的快速城市化中等收入国家，需要采取综合性的噪声控制策略。

引言：噪声性听力损失是全球范围内一个严重但可预防的公共卫生问题。世界卫生组织估计，全球约有5%的人口患有致残性听力损失，而不安全的用耳方式则使超过11亿年轻人面临永久性听力损伤的风险。这种状况会带来巨大的经济负担，据估计每年给全球经济造成7500亿美元的损失。传统的职业噪声暴露指南，如美国国家职业安全卫生研究院推荐的85分贝且每3 dB可换算为1倍暴露量的标准，主要针对工作场所环境。然而，越来越多的证据表明，与生活方式相关的娱乐性噪声暴露也是年轻人出现噪声性听力损失的重要风险因素。快速的城市化进程加剧了环境噪声污染，全球许多城市的噪声水平常常超过美国环境保护署为普通公众设定的24小时最大70分贝的暴露限值。这类环境噪声还会进一步增加个人风险，因为人们往往会提高个人听音设备的音量以盖过周围噪声，从而增加自身的累积噪声暴露量。鉴于娱乐性噪声带来的日益严重的威胁，世界卫生组织与国际电信联盟共同建议，休闲活动中的噪声水平不应超过80分贝，且每周最多持续40小时，而许多常见的休闲活动往往就已超过这一限值。在年轻人群体中，娱乐性噪声暴露问题尤为突出。一项针对10,401名成年人的英国调查显示，73.0%的人在过去一年中曾暴露于娱乐性噪声环境中，但仅有2.1%的人始终使用听力保护装置。尽管已有研究表明听力保护装置能有效预防噪声性听力损失，但全球范围内年轻人使用此类装置的比率依然偏低，这凸显出有必要了解阻碍人们采用保护措施的种种因素。高风险活动包括去夜店、参加现场音乐演出以及使用个人听音设备。美国疾病控制与预防中心指出，有一半的年轻人在听音频时音量过大，还有研究显示，30.0%的年轻人每天都会将个人听音设备的音量调到最大。此外，电子游戏也已成为一种重要的噪声来源，其中射击类游戏的音量可高达91.2分贝。尽管已有诸多全球性研究，但关于东南亚地区，尤其是马来西亚年轻人年度累积噪声暴露的全面数据仍然十分有限。为填补这一空白，我们采用了经过验证的噪声暴露问卷，该问卷可用于评估12个月内职业性及非职业性活动带来的累积噪声暴露量，并将其转化为年度噪声暴露值。在最初针对114名18至19岁年轻人的验证研究中，研究人员发现他们的平均年度噪声暴露值为75.0分贝，其中32.0%的人符合噪声性听力损失的高风险标准，且男性的暴露水平（78.0分贝）明显高于女性（73.0分贝）。此后，该问卷经过跨文化调整，并在其他人群中也得到了验证，其中包括一项针对641名成年人的中国人群体研究，该研究显示其平均年度噪声暴露值为77.6分贝，标准差为7.4分贝。这些研究中年度噪声暴露值的差异反映出不同人群的噪声暴露模式存在差别，进一步凸显了在东南亚地区获取针对该地区人群的特定数据的重要性，目前这类数据仍然十分匮乏。影响年轻人噪声暴露模式的因素有很多。研究表明，性别差异一直存在，传统上男性由于从事职业活动及参与娱乐活动，其噪声暴露水平更高。例如，男性更多在工作场所工作，也会参与那些噪声水平较高的活动，比如去俱乐部或迪斯科舞厅、观看体育比赛和音乐会，以及以超过安全建议阈值的音量听音乐。不过，也有最新研究显示，随着更多女性参与与噪声相关的活动，性别间的差距正在缩小。文化和种族因素也可能影响人们的音乐偏好、听音习惯以及休闲活动方式，但目前关于亚洲不同种族群体之间年度噪声暴露值差异的研究还相对较少。最后，受过医学培训的人可能对噪声性听力损失的风险有更清晰的认识，这可能会影响他们的保护行为。本研究的目标是：（1）对噪声暴露问卷进行文化调整并验证其在马来西亚年轻人群体中的适用性；（2）了解19至39岁健康马来西亚年轻人的年度噪声暴露水平及听力保护装置使用情况；（3）分析不同性别、种族和医疗背景人群的年度噪声暴露差异；（4）评估经过调整后的问卷的再测可靠性。这些研究结果有望为马来西亚及类似地区的年轻人制定针对性的公共卫生干预措施和听力保护策略提供依据。

方法：研究设计：本研究共分为三个部分（见图1）。第一部分介绍了对噪声暴露问卷进行的文化调整过程，包括内容有效性评估的流程以及初步测试的情况。第二部分展示了205名年轻人的平均年度噪声暴露值，分析了不同性别、种族和医疗背景人群之间的噪声暴露差异，并介绍了这些人的听力保护装置使用情况。第三部分则研究了年度噪声暴露值的再测可靠性。本研究遵循《赫尔辛基宣言》，获得了马来西亚国民大学人类伦理委员会的批准（审批编号为JEP-2024-1126），同时也得到了所有参与者和审稿人的知情同意。

工具：噪声暴露问卷：我们获得了该问卷原作者蒂芙尼·A·约翰逊的授权，方可使用该问卷。该问卷系统地评估了四类主要活动中的职业性及非职业性噪声暴露情况，即：（1）职业性噪声暴露（在嘈杂的工作环境中工作）；（2）家务活动中的噪声暴露（使用电动工具、各类设备或机械）；（3）交通活动中的噪声暴露（驾驶机动车、乘坐公共交通工具）；（4）娱乐活动中的噪声暴露（参加有声娱乐活动、演奏乐器以及使用个人听音设备）。对于每一项噪声暴露活动，参与者需要报告两个关键信息：一是参与频率（从“从未”到“每天”不等），以及每次暴露的持续时间（从“不到1小时”到“超过8小时”不等）；二是在进行该项活动时使用听力保护装置的频率（“从不”、“有时”或“总是”）。这种双重评估方式能够同时了解噪声暴露风险以及人们的听力保护行为模式。在本研究中，听力保护装置指的是耳塞或耳罩。与原始问卷的设计思路一致，我们没有试图根据不同听力保护装置的类型或效果来调整年度噪声暴露值的计算结果，因为该问卷并非用于评估单个保护装置的质量。相比传统的噪声暴露评估方法，该问卷的优势在于能够全面反映不同活动带来的累积噪声暴露情况，同时还能纳入听力保护装置的使用情况，因此特别适合用于评估那些主要因娱乐活动而非职业活动而面临噪声暴露风险的年轻人。

参与者：本研究分为两组参与者。第一组由六名外部专家组成（见图1，第一部分B），其中包括三名具有至少20年临床经验的学者，以及三名拥有超过10年工作经验的听力学家。第二组由10名年轻人组成（平均年龄23.3岁，标准差1.2岁），他们是通过方便抽样方式招募的（见图1，第一部分D）。入选标准为年龄在19至39岁之间，而排除标准则是那些已被临床诊断出患有听力损失或存在耳部感染的人。

程序：由于需要确保噪声暴露问卷对马来西亚年轻人具有适用性，因此需要对原始问卷进行文化调整。在研究团队对问卷内容进行审核后，有以下几个问题被删除了（见图1，第一部分A）：（1）你多久接触一次枪支，或者使用过步枪、手枪、霰弹枪之类的武器？（2）你多久驾驶或操作一次小型飞机、私人飞机？（3）在夏季，你是否从事过建筑、农业、工厂工作、草坪护理、汽车清洗等工作，或是其他需要在嘈杂的设备或机械周围工作的职业？删除这些问题的原因在于，在马来西亚持有枪支是违法的；由于空域管理限制以及对私人飞行员执照的严格规定，驾驶飞机的行为并不常见；而且马来西亚也没有像其他国家那样的夏季户外工作机会。我们在问卷中新增了一项内容（第10题），用于调查人们使用扬声器或个人听音设备进行有大声背景音的游戏时的情况。这一添加反映了年轻人当前的休闲趋势，因为一些电子游戏的音量可高达91.2分贝。此外，我们还用当地常见的交通方式（单轨列车、轻轨）替换了那些与当地文化无关的交通工具示例（水上摩托艇、快艇、雪地摩托）。之后，我们将修订后的问卷交由外部专家进行审核（见图1，第一部分B），其中包括之前被删除的三个问题，以便进一步判断这些问题的适用性。每位专家都使用1至5分的李克特量表对每个问题的适用性进行评分，同时给出反馈意见。评分在3分及以下的题目被视为不适用，得分为0；评分在4分及以上的题目则被视为适用，得分为1。我们通过计算所有专家评分的平均值，得到了每道题目的内容有效性指数，再将所有题目的内容有效性指数平均值作为整体内容有效性指数。对于由六名专家组成的评审小组而言，合格的整体内容有效性指数应至少为0.83。根据专家们对问卷语法和句子结构的反馈，我们对问卷进行了进一步优化（见图1，第一部分C），之后又对10名年轻人进行了初步测试（见图1，第一部分D）。所有参与初步测试的年轻人都完成了问卷填写，对那些表述不清的问题提出了口头反馈，并确认该问卷内容清晰，且与他们的实际经历相符。最终版本的问卷见附录1；链接地址为https://links.lww.com/EE/A451。

结果：根据外部专家的评分，我们计算出了每道题目的内容有效性指数以及整体的平均内容有效性指数。如表1所示，除第3题外，大多数题目的内容有效性指数都达到了最高值1.00。整体内容有效性指数为0.98，高于0.83的合格标准，这表明该问卷能够实现其预定的评估目标。被删除的三个问题相关性较低，其I-CVI值为0.17，这充分表明有必要将它们移除。表1显示了六位专家对修改后的NEQ各项目的相关性评分。项目描述E1aE2E3E4E5E6I-CVIbQ1嘈杂工作环境中的噪音暴露1111111Q2电动工具产生的噪音暴露1111111Q3重型机械产生的噪音暴露1011110.83Q4机动车辆产生的噪音暴露1111111Q5公共交通工具产生的噪音暴露1111111Q6扩音活动产生的噪音暴露1111111Q7乐器演奏产生的噪音暴露1111111Q8个人听力设备播放的音乐产生的噪音暴露1111111Q9扬声器播放的音乐产生的噪音暴露1111111Q10游戏产生的噪音暴露1111111S-CVIc0.98被删除的项目R1夏季工作环境中的噪音暴露0001000.17R2枪支产生的噪音暴露0001000.17R3飞机产生的噪音暴露0001000.17aE表示专家。bI-CVI为项目层面的内容有效性指数，用于评估问卷中每个项目的有效性。cS-CVI为量表层面的内容有效性指数，是根据各项目的I-CVI平均值计算得出的。第二部分：工具应用——马来西亚年轻人的年度噪音暴露情况第二部分：参与者本研究通过便利抽样和滚雪球抽样方法，招募了211名年龄在19至39岁之间的年轻人作为研究对象。排除标准为那些被临床诊断为听力损失或有耳部感染的人，因为这些状况可能会影响他们的基线噪音暴露行为及听力保护意识。最终只有205名健康年轻人（平均年龄为22.9岁，标准差为3.0）被纳入分析范围。其中有3人被临床诊断为听力损失，2人有耳部感染，还有1人具有华裔与婆罗洲原住民混血背景，无法归入本研究设定的种族分类中。表2展示了参与者的基本人口统计数据。表2. 参与者的人口统计数据（n = 205）因素子组n均值（标准差a）性别男性4922.3±3.3女性15623.1±3.0种族华人18022.8±3.1马来人2523.8±2.4是否有医疗背景是14522.5±2.2否6023.9±4.3a标准差表示一个标准差。第二部分：研究流程最终版本的问卷通过社交媒体和电子邮件，借助Google Forms进行分发，没有提供任何参与激励。数据收集过程持续了大约三个月。第二部分：数据分析年度噪音暴露值的计算ANE值是按照既定的NEQ规范计算得出的。20,21参与者报告的每项活动的频率和持续时间，通过预先确定的转换因子转换为年度小时数：频率值“从未”=0，“每隔几个月”=1，“每月”=12，“每周”=50，“每天”=200；持续时间值“不到1小时”=1，“1–4小时”=3，“4–8小时”=6，“超过8小时”=8，不过职业噪音暴露则是直接根据报告的周数及每周小时数来计算的。每项活动的噪音暴露剂量是通过将ANE小时数与为每项活动指定的代表性声级相乘计算得出的（参见Johnson等人20年的表1）。这些代表性声级被称为“中间值”，是由Johnson等人20年通过对已发表的声学测量文献进行系统回顾而预先确定的。对于Neitzel等人11最初调查过的活动，直接采用了该研究中的声级数据。而对于NEQ中新增的活动，Johnson等人20独立查阅了相关文献，仅考虑那些报告了在适当距离下使用代表性而非最高声级测得的A加权声级的研究。游戏活动所对应的中间值88分贝，是根据各种游戏设置下测得的A加权声级研究得出的，这些设置包括个人耳机和扬声器。19,28ANE值的计算公式为：ANE=[10×log10(totaldose/100)]+79，其中total dose是所有10项活动中各项活动剂量之和。根据NIOSH的标准，将职业推荐暴露限值85 LAeq2000h换算为年度等效值78.6 LAeq8760h，若ANE值≥79.0分贝，则被认为有较高的患噪声性听力损失风险。20最终的ANE值代表相当于全年24小时不间断的噪音暴露水平（LAeq8760h）。统计分析为了研究（1）性别、（2）种族以及（3）医疗背景之间ANE值的差异，我们计算了各子组的ANE中位数及95%置信区间（CI）。估算结果是通过自举重采样法（百分位数法，共进行1000次迭代）得出的。这项分析是使用RStudio 2026.04.0+526版本中的默认自举功能完成的。第二部分：研究结果年度噪音暴露水平及参与率平均ANE值为71.8分贝（标准差为7.1）。值得注意的是，有16.5%（n = 34）的参与者超过了NIOSH规定的79.0分贝的限值。按性别划分（男性=49人，女性=156人），这一比例大致相当：男性中有16.3%（n = 8人）超过该阈值，女性中有16.7%（n = 26人）超过该阈值。最常见的五种噪音暴露活动分别是通过扬声器收听音乐和广播节目（n = 191人，占比93.2%）、使用个人耳机收听音乐和广播节目（n = 190人，占比92.7%）、乘坐公共交通工具（n = 190人，占比92.7%）、参加有扩音公告或音乐的活动（n = 151人，占比73.7%），以及使用扬声器或个人听力设备玩游戏（n = 86人，占比42.0%）。除了乘坐公共交通工具和参加有扩音功能的活动外，男性在几乎所有活动中的参与率都更高（见图2），各性别组内的比例均如此显示。打开多媒体模块图2. 男女在各项活动中的参与情况。蓝色代表男性，红色代表女性。不同性别、种族以及有无医疗背景的群体间年度噪音暴露值的比较图3显示了各子组的ANE中位数及95%置信区间。男性的ANE中位数略高于女性（男性为73.8分贝，95%置信区间为71.7至76.2分贝；女性为70.5分贝，95%置信区间为69.2至71.4分贝）。男性的置信区间明显更宽（宽度为4.5分贝），而女性为2.2分贝，这反映出男性样本量较小（n = 49），其数值的不确定性更高。两个置信区间没有重叠，表明性别之间可能存在差异，但差异较小，且男性数值的精确度有限，难以得出明确结论。打开多媒体模块图3. 各子组的ANE中位数及95%置信区间。每个方块代表该子组的ANE中位数，方块大小与样本量成正比。水平线表示95%置信区间，虚线垂直线则表示整体的ANE中位数。置信区间越宽，说明估计值的不确定性越大，这主要是由于各子组样本量较小所致。在种族群体方面，华人和马来人的ANE中位数相近（华人為70.8分贝，95%置信区间为69.7至71.7分贝；马来人为71.9分贝，95%置信区间为66.9至77.5分贝）。不过，马来人子组的置信区间明显更宽（宽度为10.6分贝），而华人子组为2.0分贝，这反映出马来人样本量较小（n = 25），因此难以对这两组进行有意义的比较。有医疗背景和没有医疗背景的参与者之间的ANE中位数也较为接近（有医疗背景者为70.9分贝，95%置信区间为69.7至71.9分贝；没有医疗背景者为71.5分贝，95%置信区间为69.0至73.3分贝）。由于两组的置信区间没有重叠，且绝对差异仅为0.6分贝，表明这两组之间几乎没有显著差异，不过“没有医疗背景”组的置信区间较宽（宽度为4.3分贝），说明该组数值的不确定性相对较高。听力保护用品的使用情况那些报告有噪音暴露经历的参与者（对应问题Q1-Q7）被要求对其使用听力保护用品的频率进行评价，选项为“从不”、“有时”或“总是”。问题Q8–Q10未被纳入听力保护用品使用情况的评估中，因为这些问题涉及的活动通常采用的是除听力保护装置之外的其他降噪方法。具体而言，Q8指的是通过个人听力设备听音乐，Q9指的是通过扬声器听音乐，Q10指的是使用个人听力设备或扬声器玩游戏，对于这些活动来说，降低音量才是更有效的防护措施。表3显示，约有85%的参与者表示在三种特定活动中从不使用听力保护用品：驾驶机动车辆（Q4）、参加有扩音公告或音乐的活动（Q6）以及演奏乐器（Q7）。对于其余的噪音暴露活动，至少有40%的暴露参与者表示他们从不使用听力保护用品。值得注意的是，在每个暴露子组中，只有不到10%的参与者表示在所有活动中始终使用听力保护用品。表3. 不同噪音暴露活动下听力保护用品的使用频率（n = 205）项目活动暴露人数（n%，%）从不使用人数（n%，%）有时使用人数（n%，%）总是使用人数（n%，%）Q1嘈杂的有偿工作10（4.9）4（40.0）6（60.0）0（0）Q2电动工具34（16.6）18（52.9）14（41.2）2（5.9）Q3各类设备/机械14（6.8）8（57.1）5（35.7）1（7.1）Q4机动车辆77（37.6）66（85.7）11（14.3）0（0）Q5公共交通工具190（92.7）134（70.5）45（23.7）11（5.8）Q6有扩音功能的活动151（73.7）129（85.4）21（13.9）1（0.7）Q7乐器演奏70（34.2）60（85.7）7（10.0）3（4.3）注：听力保护用品使用频率的百分比是根据参与各项特定活动的参与者计算的，而非总样本量。第三部分：工具的可靠性：重测信度研究第三部分：参与者重测研究的参与者是从最初的205名参与者中挑选出来的。在完成初始问卷后，所有参与者都被邀请提供他们的联系方式，以便在3个月后再次填写相同的问卷，从而进行重测信度评估。仅有20名参与者（占比9.8%）提供了联系方式并同意参与第三部分的研究。第三部分：数据分析重测信度是使用类内相关系数（ICC）并结合双向混合效应模型来评估的，同时会报告绝对一致性指标ICC3及其95%置信区间。信度的解读依据是Koo和Mae（2016）29提出的标准，即数值低于0.50表示信度较差，0.50–0.75表示信度中等，0.75–0.90表示信度良好，高于0.90则表示信度极佳。所有的信度分析都是使用RStudio 2026.04.0+526版本中的psych包进行的。第三部分：研究结果计算得到的ICC3值为0.60（95%置信区间为0.22至0.82），表明信度处于中等水平。29不过，较宽的置信区间反映出该估计值的不确定性较大，这是由于用于信度分析的样本量有限所致。我们对在初始测试和重测测试中差异最大的两名参与者进行了简短的后续访谈，了解他们完成重测测试时的感受。他们的回答如下：参与者A：“我第一次填问卷时，没想到自己实际上每周都会去参加那些聚会。不过那些聚会的噪音并不大——主要是钢琴声，还有大家一起唱圣歌。所以我觉得有些矛盾，给出的答案也因此有所不同。另外，可能是因为我填写问卷的时间不同，这也影响了我所报告的参与时间。”参与者B：“那段时间我回老家的次数增多，因此接触噪音的机会也就增加了。我经常在开车时通过汽车音响听音乐。在家时我也更常骑摩托车，因为这样更方便。此外，那段时间我还养成了经常用耳机听音乐的习惯。”讨论修改后的噪音暴露问卷的内容有效性修改后的NEQ具有较高的内容有效性指数（CVI = 0.98），这一结果与Han等人21在中国开展的有效性研究结果一致，该研究报告的所有项目的CVI值也都高于0.80，这表明问卷中所包含的题目非常适合用于评估年轻人日常可能遇到的各种噪音暴露情况。除了内容有效性之外，NEQ在识别不同人群中患有噪声性听力损失风险的人群方面也展现出了实用性，这些人群包括猎人30、音乐家31以及那些有较高非职业性噪音暴露风险的年轻人32。综合来看，这些研究结果都支持NEQ的跨文化适用性，以及其在马来西亚年轻人群体中的实用性。有噪声性听力损失风险的年轻人比例我们的研究发现，该研究群体中19至39岁的年轻人中有16.5%的年度噪音暴露值超过了79.0分贝的推荐限值。这一比例低于原始NEQ研究在大学生群体（18–19岁）中发现的32%的比例20。出现这种差异很可能是由于研究人群本身的差异，而非年龄因素所致。Johnson等人20研究的是大学生，他们的生活方式可能与当前研究中的年轻人群体有很大不同，后者包括了大学生和在职成年人，他们更多地参与社交娱乐活动、夜生活以及集体听音乐等活动。与其说是年龄因素，不如说这些生活方式的差异才更能解释这种差异。值得注意的是，原始研究报告中，超过安全噪音水平的男性比例要高得多（55.0%，而本研究中为16.3%），而女性的比例则相对接近（本研究中为14.0%，而原始研究为16.7%），这进一步表明人口特征和娱乐行为模式可能是造成这些差异的原因。尽管存在这些差异，16.5%的患病比例仍然值得关注。在马来西亚，这种情况尤其令人担忧，因为该国的听力健康护理资源相比高收入国家较为匮乏。根据世界银行的数据，2022年马来西亚的卫生支出占GDP的2.9%，低于《亚太地区卫生融资战略》（2010–2015年）所建议的5.0%的标准。听力损失管理的经济负担，包括助听器、人工耳蜗以及康复服务等方面的费用，因保险覆盖范围有限以及自付成本高昂而愈发沉重。33,34 这种资源匮乏的情况凸显了预防工作的重要性，因为如果出现感音神经性听力损失，马来西亚的年轻人可能在获得适当的听力康复服务方面面临巨大障碍。不出所料，通过耳机或扬声器听音乐是最常被提及的活动，这一结果与之前的研究一致。20 Breinbauer等人35的研究表明，人们偏好的听力强度往往超过安全阈值，尤其是在嘈杂环境中。他们的研究发现，在安静环境下，17.3%的参与者会主动将音量调至85分贝以上；而在90分贝的噪声环境中，74.8%的受试者更倾向于将音量调至95分贝以上。这些发现表明，诸如在嘈杂的街道上行走时听音乐或使用公共交通工具（这也是本研究中第三常见的活动）等日常行为，可能会由于环境噪声的干扰，使人们不知不觉地将音量调高到有害水平，进而可能造成听力损伤。我们经过修改后的NEQ问卷还显示，玩游戏是另一种普遍的活动，而在最初的NEQ研究中参与度较高的使用电动工具和操作重型车辆等活动，在我们的研究对象中则较为少见。这些差异强调了根据当地生活方式调整NEQ问卷的重要性。因此，针对感音神经性听力损失的公共卫生举措应重点关注当地常见的相关行为，尤其是不安全的听音乐习惯和游戏习惯，以此最大限度地发挥预防作用。

从性别、种族以及是否有医疗背景的角度比较年度噪声暴露得分，本研究的结果表明，男性和女性之间的年度噪声暴露均值可能存在差异，男性的中位数年度噪声暴露值为73.8分贝（95%置信区间为71.7至76.1分贝），而女性为70.5分贝（95%置信区间为69.2至71.3分贝）。两个置信区间没有重叠，说明存在差异的可能性；不过，男性组的置信区间宽度（4.4分贝）大于女性组（2.1分贝），这是由于男性样本量较小（n=49），因此在解读时需谨慎。尽管如此，这一趋势与以往的研究结果一致，即男性通常面临更高的噪声暴露风险。15,24,36 这一现象可能反映出更多男性从事高风险噪声相关的活动，如使用电动工具、骑摩托车以及玩游戏。37具有医疗背景的参与者与没有医疗背景的参与者之间在年度噪声暴露均值上没有显著差异，前者中位数为70.9分贝（95%置信区间为69.7至71.9分贝），后者为71.5分贝（95%置信区间为69.0至73.3分贝）。由于两个置信区间没有重叠，且两者之间的绝对差异仅为0.6分贝，说明两组的数值相当。本研究原本假设具有医疗背景的人士会更了解感音神经性听力损失的风险，但这种认知并未转化为更低的噪声暴露水平或更好的防护行为。这一发现与相关研究结果一致，即行为改变并不仅仅依赖于健康知识，38尤其是在马来西亚，安全的听音乐习惯并未深入融入文化传统，而且学校课程中也一直未重视听力健康问题。39马来族群体的样本量较小（n=25），其置信区间宽度明显更大（95%置信区间为66.9至77.5分贝，置信区间宽度为10.6分贝），而华族群体的置信区间则相对较窄（n=180，95%置信区间为69.7至71.7分贝，置信区间宽度为2.0分贝），这降低了此类比较的精确度和可解释性。鉴于马来族群体数据中的较大不确定性，目前无法得出关于不同种族之间年度噪声暴露存在差异的明确结论。不过，仍需考虑不同种族在噪声暴露方面可能存在差异的可能性。Mukari等人40的研究表明，在马来西亚的老年人群体中，华族人的听力损失发生率低于马来族人（比值比为0.56，95%置信区间为0.32至0.98），这说明马来西亚人群中可能存在不同的听觉健康状况差异。虽然这一研究并未建立种族与噪声暴露之间的直接因果关系，但不同种族群体之间听力损失发病率的差异，可能部分反映了他们一生中噪声暴露程度的差异。这就意味着马来西亚的华族人和马来族人在休闲或日常环境中的噪声暴露模式可能存在差异，未来有必要进一步研究噪声暴露是否是导致这两类人群听力健康状况存在种族差异的原因之一。在国际上，也有研究指出不同种族群体的噪声暴露模式存在差异，一些少数族裔群体的噪声暴露水平高于白人群体，41如果未来能采用规模更大、种族构成更均衡的样本进行研究，就能更准确地比较马来西亚不同种族群体之间的年度噪声暴露水平。

我们的研究结果显示，在所有可能遭受噪声暴露的活动中，人们使用听力保护装备的比例极低，约有85%的参与者表示在驾驶机动车、参加有扩声设备的活动以及演奏乐器时从未使用过听力保护装置。这一结果与全球范围内的趋势相符，即尽管听力保护装置很容易获得，且其效果也已被证实，但年轻人群体中使用这类装置的比例仍然很低。12,42 在各种不同活动中都呈现出如此低的使用率，说明阻碍人们使用听力保护装备的因素并不仅仅是产品是否容易获得或人们是否了解其重要性。可能的原因是人们认为使用听力保护装置会带来不便，担心音质下降或影响社交互动，没有意识到立即面临的噪声风险，以及马来西亚的健康教育课程中缺乏对听力保护的足够重视。43–46 尤为令人担忧的是，仅有不到10%的参与者在所有活动中都会持续使用听力保护装置，而其中很多人的年度噪声暴露值已经接近或超过了79分贝的危险阈值。有趣的是，具有医疗背景的参与者在采用听力保护行为方面并没有表现出显著差异，这表明仅靠知识并不足以促使人们改变行为。这就凸显出有必要采取有针对性的干预措施，解决实际障碍以及人们对听力保护装置的文化态度问题，这些措施可能包括介绍现代、舒适的听力保护产品，以及制定策略，让人们在休闲场合更习惯于使用这类装置。未来的公共卫生举措应致力于开发符合当地文化特点的听力保护计划，不仅要提高人们的意识，还要积极推动马来西亚年轻人养成使用听力保护装置的习惯。

经过修改后的噪声暴露问卷的测试-重测可靠性是通过ICC系数来评估的，其值为0.60，95%置信区间为0.22至0.82，说明该问卷具有中等程度的可靠性。据我们所知，Han等人是另一项对NEQ问卷进行有效性验证的研究，他们报告的1个月重测间隔内的ICC系数要高得多，为0.91。Han等人21研究中所观察到的更高可靠性，可能部分是由于该研究采用了更短的重测间隔，因为1个月的间隔很难反映出人们噪声暴露习惯的真实变化，而本研究采用的3个月间隔则更能体现这种变化。此外，本研究中较大的置信区间（95%置信区间为0.22至0.82）是由于用于可靠性分析的子样本规模较小（n=20），从而导致ICC系数的估计值存在较大不确定性。Han等人21没有给出其ICC系数估计值的置信区间，这使得无法直接对比两项研究的精确度。其他NEQ问卷研究则是通过在问卷中设置重复题目来评估同一受试者内的可靠性，Johnson等人20和de Oliveira等人47分别报告的Kappa系数为0.59和0.55；不过，由于这种方法衡量的是单次测试内的内部一致性，而非随时间的变化稳定性，因此难以与基于ICC系数的测试-重测可靠性直接相比。

本研究存在若干局限性，需要加以说明。首先，我们采用了方便抽样和滚雪球抽样方法，这可能会限制样本的代表性，因此研究结果可能无法完全推广到马来西亚更广泛的年轻人群体。未来的研究应考虑根据职业背景等相关人口统计特征采用分层抽样方法，以便让样本更具多样性，从而提高研究结果在马来西亚年轻人群体中的普适性。第二个局限性在于，本研究依赖自我报告问卷来估算年度噪声暴露值。自我报告的方式容易受到回忆偏差和回答偏差的影响，而且由于人们在一年间可能因生活、学习或工作方面的变化而改变噪声暴露习惯，这也会导致同一受试者内的数据存在差异。尽管ICC系数显示出的可靠性处于中等水平，但本研究中较大的置信区间反映出可靠性估计值存在较大不确定性，这部分是由于用于分析的子样本规模较小（n=20）。该评估工具的实际可靠性可能从较差到较好不等，若要获得更精确的估计值，就需要更大的样本量。进一步完善年度噪声暴露评估工具时，应着重识别并调整那些容易受到短期因素影响的题目。此外，如果在部分参与者中对该工具进行客观噪声暴露水平的对照验证，不仅可以提高该工具的标准效度，还能保留其成本低、易于获取等实用优势。另外，由于住宅环境中的噪声水平会受到时间、家庭结构以及社区特征等多种因素的影响，其变化幅度很大，因此在本研究的年度噪声暴露值计算中，没有将住宅噪声作为单独的活动类别纳入考量。这反映出当前噪声暴露评估存在一定的不足，因为对于那些生活在城市或人口密集地区的居民来说，住宅噪声很可能对他们的总体噪声暴露水平产生重要影响。未来在改进年度噪声暴露评估工具时，可以考虑是否可以加入标准化的住宅噪声评估项目，以提高该工具对噪声暴露情况的全面反映能力。

本研究对NEQ问卷进行了修改并进行了有效性验证，加入了符合当地文化特点的示例，用于评估马来西亚年轻人的年度噪声暴露水平以及听力保护装置的使用情况。研究结果显示，有16.5%的参与者の年度噪声暴露值超过了美国国家职业安全卫生研究所建议的79.0分贝的安全限值，这说明他们面临较高的感音神经性听力损失风险。男性的噪声暴露水平明显高于女性，而种族和是否有医疗背景等因素则不会对年度噪声暴露值产生显著影响。令人担忧的是，无论在何种活动中，人们使用听力保护装置的比例都非常低，有85%的参与者表示在高风险活动中从未使用过听力保护装置。考虑到许多参与者的噪声暴露值已经接近或超过安全阈值，这一结果尤其值得重视。这些发现凸显出迫切需要为马来西亚年轻人制定全面的听力保护计划。公共卫生举措应重点推动更安全的听音乐习惯，并解决人们不愿使用听力保护装置的各种障碍，不能仅仅停留在提高意识的层面，而应采取符合当地文化特点的行为干预措施。未来的研究应涵盖更多不同背景的群体，并结合专业的听力检测结果，以验证这些自我报告的研究发现，从而为制定基于证据的预防策略提供依据。

致谢：我们要感谢Tiffany A. Johnson教授允许我们使用NEQ问卷。在撰写和校对手稿的过程中，我们还使用了人工智能辅助工具。

利益冲突声明：作者声明，就本报告的内容而言，他们不存在任何利益冲突。