社会衰弱是指个体持续处于缺乏社会资源、社会活动及自我管理能力不足的风险状态，可增加老年人跌倒、失能甚至死亡等不良健康结局的发生风险，给社会和医疗系统带来沉重负担[1-2]。养老机构老年人由于封闭的社会环境和稀疏的社交网络，面临着较高的社会衰弱发生风险[3-4]。研究显示，养老机构老年人的高社会衰弱风险与其不良健康结局呈正相关，并通过个体健康损耗、家庭照护压力与医疗系统成本的路径转化为实质性社会负担[4]。因此，早期识别该人群社会衰弱发生的影响因素及因素之间的作用路径，对制订针对性的干预管理策略具有重要意义。

社会衰弱的发生、发展受多种因素影响[5]。研究表明，休闲活动参与、认知功能及抑郁是社会衰弱的重要影响因素[1,6]。休闲活动以一种非正式、自愿性的活动形式，为机构老年人提供丰富的社交、学习及娱乐机会，可显著降低养老机构老年人社会衰弱的发生风险[6]。此外，休闲活动参与已被证实对维持和改善其认知功能具有积极作用[7]；而良好的认知功能水平，不仅有助于老年人更有效地处理社会信息与互动，更能促进其积极生活态度的形成和自我效能感的提升，最终构成预防社会衰弱的重要心理资源[1]。抑郁是一种持续性情绪低落、兴趣减退及精力不足为主要特征的情绪障碍[8]。研究表明，休闲活动参与不足是诱发或加重老年人抑郁情绪的重要风险因素，而抑郁情绪又与社会衰弱呈正相关[1,9]。因此，休闲活动参与可能通过缓解抑郁情绪，间接降低社会衰弱发生风险。同时有研究认为，认知功能下降是抑郁情绪发生、发展的重要伴随因素[10]。综合上述路径，休闲活动参与、认知功能、抑郁与社会衰弱四者之间可能存在潜在的链式中介作用机制。然而，现有研究多聚焦于探讨上述变量间两者的关系，对于4个变量间的作用路径，尤其是在养老机构这一特定环境中的实证检验尚显不足。基于此，本研究旨在探究认知功能与抑郁在养老机构老年人休闲活动参与与社会衰弱间的链式中介作用，为深入理解该人群社会衰弱的影响因素作用机制和制订针对性的干预策略提供参考。

1 对象与方法

1.1 研究对象

于2024年9月至12月，采用便利抽样法从重庆市8家养老机构中选取符合纳入及排除标准的老年人作为研究对象。纳入标准：①年龄 ≥60岁；②在养老机构居住时间 ≥3个月；③具备正常的沟通交流能力；④知情同意并自愿参与本研究。排除标准：①患有严重精神障碍；②长期卧床不起、罹患严重躯体疾病，或处于疾病急性发作期。本研究已获得重庆医科大学附属第一医院伦理委员会批准（2024-149-01），所有研究对象均已签署知情同意书。根据Kendall多因素估测样本量方法，样本量取研究变量的10～15倍[11]。本研究共9个变量，考虑到20%失访率，计算得出样本量为113～225名。本研究最终样本量为385名。

1.2 研究方法

1.2.1 一般资料调查表 采用自行设计的一般资料调查表，包括性别、年龄、文化程度、婚姻状况和可支配月收入。

1.2.2 休闲活动参与 采用高洁[12]编制的休闲活动问卷对老年人的休闲活动参与情况进行评估。该问卷涵盖9类休闲活动，包括看电视/听广播/听戏、阅读书籍/报纸/杂志、唱歌/乐器演奏、书法/绘画、打牌/打麻将/下棋、与其他老人聊家常、身体锻炼活动、参加宗教信仰社会活动，以及个人户外活动。每类活动均采用Likert 5级评分法进行评估，从“不参加”到“几乎每天”依次记1～5分（不参加=1， 不是每月但有时=2， 不是每周但每月 ≥1次=3， 不是每天但每周 ≥1次=4， 几乎每天=5）。总分为9～45分，得分越高，表明老年人休闲活动参与积极性越强。本研究中该问卷的Chronbach’s α系数为0.618。

1.2.3 社会衰弱 采用Ma等[1]编制的社会衰弱筛查工具（help、participation、loneliness、financial、talk，HALFT）评估社会衰弱状况。HALFT包括5个条目：1年内能否帮助朋友或家人、过去1年内是否参加过社交或休闲活动、每天是否有可以聊天的人、过去1年的收入是否足够维持生活、过去1周内是否感到孤独。每个条目要求回答“是”或“否”，并根据预设规则分别记1分或0分，总分0～5分。总分 ≥3分被判定为社会衰弱，得分越高代表社会衰弱程度越严重。本研究中，该量表的Chronbach’s α系数为0.640。

1.2.4 认知功能 采用Galvin等[13]编制的8条目痴呆筛查问卷（ascertain dementia-8，AD-8）评估认知功能。该问卷包括8个条目，分别为：判断力有无减退、兴趣与活动爱好有无减退、是否重复相同的问题或故事、学习使用新工具是否存在困难、能否准确回忆当前年份和月份、处理复杂财务事务是否困难、是否难以记住与他人的约定、是否存在记忆或思维方面的问题。每个条目记0分或1分，总分为0～8分， ≥2分表明有认知功能受损，得分越高认知功能受损越严重。本研究中该量表的Chronbach’s α系数为0.632。

1.2.5 抑郁 采用Hoyl等[14]编制的老年抑郁评估量表（5-item geriatric depression scale，GDS-5）评估抑郁情绪。该量表共包含5个条目，采用“是/否”二级评分，分别记1分或0分，总分为0～5分。以总分 ≥2分作为存在抑郁情绪的判定标准，得分越高表明抑郁情绪越严重。在本研究中，该量表的Chronbach’s α系数为0.708。

1.3 资料收集方法

由2名经过培训的研究员招募符合纳入标准的养老机构老年人。调查前，向研究对象详细解释本研究的目的和内容。取得其知情同意后，采用“一对一”问卷调查形式进行调研，调查问卷可由研究对象自行完成，有困难者由研究员逐句解释、询问，辅助完成。现场回收并核查，对于有错误、漏项的问卷及时补充填写，确保资料的准确性与完整性。数据由双人录入并由另外2名研究者进行二次核对。

1.4 统计学方法

采用SPSS 25.0统计学软件进行数据分析。使用Shapiro-Wilk检验对数据进行正态性检验，显示均为非正态资料。对于不符合正态分布的计量资料，采用中位数和四分位数[M（P25，P75）]进行描述，两组间比较采用Mann-Whitney U检验，多组间比较采用Kruskal-Wallis H检验；计数资料则以人数和百分率[例（%）]表示。共同方法偏差检验采用Harman单因素检验。采用偏相关分析法检验变量之间的相关性。采用Process 4.1插件模型6建立链式中介模型，使用Bootstrap法进行中介效应检验，重复抽样设置为5 000，若95%CI不包含0，则认为中介效应显著。以P＜0.05表示差异有统计学意义。

2 结果

2.1 研究对象基本情况和各量表评分比较

本研究共发放396份问卷，回收有效问卷385份，有效回收率为97.2%。385名研究对象的年龄62～99岁，平均（84.05±6.54）岁；男161人（41.8%），女224人（58.2%）；有配偶83人（21.6%），无配偶302人（78.4%）；文化程度为小学及以下192人（49.9%）；可支配月收入 ≥3 000元265人（68.8%）。养老机构老年人休闲活动问卷、AD-8、GDS-5和HALFT得分分别为25.00（21.00，29.00）、2.00（1.00，3.00）、0.00（0.00，1.00）和1.00（0.00，2.00）分。不同性别、年龄、文化程度和可支配月收入的休闲活动问卷评分比较，差异有统计学意义（P＜0.05）；不同年龄、婚姻状况、文化程度和可支配月收入的AD-8评分比较，差异有统计学意义（P＜0.05）；不同性别、文化程度和可支配月收入的GDS-5评分比较，差异有统计学意义（P＜0.05）；不同性别、年龄、文化程度和可支配月收入的HALFT评分比较，差异有统计学意义（P＜0.05）。见表1。

表1 不同人口学特征的养老机构老年人各变量评分比较[分，M（P25，P75）]

项目人数休闲活动问卷评分AD-8评分GDS-5评分HALFT评分性别男16124.00（21.00，27.50）2.00（1.00，3.00）0.00（0.00，1.00）2.00（0.50，3.00）女22426.00（22.00，29.00）1.00（1.00，3.00）0.00（0.00，0.00）1.00（0.00，2.00）Z值2.7771.3172.4273.938 P值0.0050.1880.015＜0.001年龄（岁）60～＜752821.50（19.00，24.00）3.00（1.00，4.75）0.00（0.00，1.00）2.00（1.00，3.00）75～＜9027725.00（21.00，29.00）1.00（1.00，3.00）0.00（0.00，1.00）1.00（0.00，2.00）≥908025.00（21.00，28.75）2.00（1.00，4.00）0.00（0.00，1.00）1.00（0.00，2.00）H值13.17317.1800.5639.200 P值0.001＜0.0010.7550.010文化程度小学及以下19224.00（19.00，26.00）2.00（1.00，4.00）0.00（0.00，1.00）2.00（1.00，3.00）初中7327.00（23.00，30.00）1.00（0.50，2.50）0.00（0.00，1.00）1.00（0.00，2.00）高中8627.00（23.75，30.00）1.00（0.00，2.00）0.00（0.00，0.00）1.00（0.00，2.00）大学及以上3429.00（23.00，31.00）1.00（0.00，2.00）0.00（0.00，0.00）1.00（0.00，1.00）H值55.36647.71917.06546.163 P值＜0.001＜0.0010.001＜0.001婚姻状况有配偶8326.00（22.00，30.00）1.00（0.00，2.00）0.00（0.00，1.00）1.00（0.00，2.00）无配偶30225.00（21.00，28.00）2.00（1.00，3.00）0.00（0.00，1.00）1.00（0.00，3.00）Z值1.9522.7700.3503.062 P值0.0510.0060.7290.002可支配月收入（元）＜1 0006121.00（17.00，24.00）2.00（1.00，4.00）0.00（0.00，2.00）3.00（2.00，4.00）1 000～＜2 0003424.00（17.00，25.00）3.00（2.00，4.00）0.00（0.00，1.25）2.00（1.00，3.00）2 000～＜3 0002526.00（21.00，28.50）2.00（1.00，4.00）0.00（0.00，1.00）1.00（1.00，2.50）≥3 00026526.00（23.00，30.00）1.00（1.00，3.00）0.00（0.00，0.00）1.00（0.00，2.00）H值65.57522.52717.47574.094 P值＜0.001＜0.0010.001＜0.001

注 AD-8：8条目痴呆筛查问卷；GDS-5：老年抑郁评估量表；HALFT：社会衰弱筛查工具。

2.2 共同方法偏差检验

Harman单因子检验结果显示，有9个因子的特征根值＞1，其中第一个因子解释的变异量为21.8%，＜40%的临界值，说明本研究数据不存在共同方法偏差。

2.3 偏相关性分析

以表1中差异有统计学意义（P＜0.05）的变量为控制变量（性别、年龄、婚姻状况、文化程度、可支配月收入）进行偏相关分析。结果显示，休闲活动参与与认知功能、抑郁、社会衰弱呈负相关（rs=-0.406、-0.432、-0.698，P＜0.001）；认知功能与抑郁、社会衰弱呈正相关（rs=0.347、0.421，P＜0.001）；抑郁与社会衰弱呈正相关（rs=0.575，P＜0.001）。

2.4 链式中介模型分析

以休闲活动参与为自变量，社会衰弱为因变量，认知功能和抑郁为中介变量，表1中差异有统计学意义（P＜0.05）的因素为控制变量构建链式中介模型。结果显示，休闲活动参与负向影响认知功能、抑郁、社会衰弱（β=-0.427、-0.382、-0.508，P＜0.05）；认知功能正向影响抑郁（β=0.214，P＜0.05）和社会衰弱（β=0.093，P＜0.05）；此外，抑郁正向影响社会衰弱（β=0.280，P＜0.05）。见表2、图1。

图1 链式中介模型

表2 链式中介模型分析

变量预测变量R2F值βS.E.t值P值95%CI模型1认知功能休闲活动参与0.269 23.158 -0.427 0.0498.636＜0.001-0.524～-0.330模型2抑郁休闲活动参与0.26219.133 -0.382 0.0547.023 ＜0.001-0.489～-0.275认知功能0.214 0.052 4.133 ＜0.0010.112～0.316 模型3社会衰弱休闲活动参与0.689 104.046-0.5080.03813.512 ＜0.001-0.582～-0.434 认知功能0.093 0.034 2.707 0.007 0.025～0.161 抑郁0.280 0.033 8.371＜0.0010.214～0.346 模型4社会衰弱休闲活动参与0.614 100.096 -0.681 0.036 18.949 ＜0.001-0.752～-0.610

2.5 链式中介路径分析

采用Bootstrap法对链式中介模型进行检验。结果显示，休闲活动参与对社会衰弱的直接效应有统计学意义（β=-0.508，P＜0.05），认知功能在休闲活动参与和社会衰弱的中介效应有统计学意义（β=-0.040，P＜0.05），抑郁在休闲活动参与和社会衰弱的中介效应有统计学意义（β=-0.107，P＜0.05）。认知功能和抑郁在休闲活动参与和社会衰弱的链式中介效应有统计学意义（β=-0.026，P＜0.05）。见表3。

表3 链式中介路径分析

效应βS.E.95%CI占总效应百分比（%）总效应-0.681 0.036 -0.752～-0.610100.00直接效应-0.508 0.038 -0.582～-0.43474.60总间接效应-0.173 0.025 -0.224～-0.12525.40休闲活动参与→认知功能→社会衰弱-0.040 0.016 -0.073～-0.0105.87休闲活动参与→抑郁→社会衰弱-0.107 0.020 -0.148～-0.06915.71休闲活动参与→认知功能→抑郁→社会衰弱-0.0260.009 -0.045～-0.0113.82

注 效应值为标准化后数值。

3 讨论

3.1 休闲活动参与直接影响养老机构老年人社会衰弱水平

本研究结果显示，休闲活动参与负向影响养老机构老年人的社会衰弱水平，与鲜圆圆[6]研究结果一致。首先，休闲活动参与有助于增强老年人的身体素质和免疫力，预防和改善各种与生活方式相关的生理及心理疾病，从而增加社会接触的能力和信心[15]。其次，休闲活动的丰富性和多样性可为老年人提供与外界互动的契机，增强老年人的社会角色感和社会责任感，帮助老年人建立新的社会关系和巩固已有的社交联系[16]。因此，应充分认识到休闲活动参与对预防养老机构老年人社会衰弱的重要性，如开展太极拳、广场舞、棋牌、人际交往等多样化的休闲活动，有效提升该人群的生活质量和幸福感，从而预防社会衰弱的发生。

3.2 认知功能在养老机构老年人休闲活动参与与社会衰弱水平之间的中介作用

本研究结果显示，休闲活动参与可通过改善认知功能降低养老机构老年人的社会衰弱水平。研究表明，较高水平的休闲活动参与可显著降低老年人认知功能衰退的风险[17]。其机制可能包括：①在神经生理层面，积极参与休闲活动有助于改善脑血流灌注，刺激前额叶皮质、海马等关键脑区活动，从而提升大脑皮质的可塑性并延缓认知功能衰退[18]；②在社会心理层面，休闲活动为老年人提供宝贵的认知刺激资源和情感支持网络，促进其认知功能的维持与发展[7]。本研究发现，认知功能下降构成休闲活动参与不足影响社会衰弱的重要中介机制。当养老机构老年人休闲活动参与不足时，其认知功能易受损[19]。认知功能的下降不仅直接影响个体处理复杂社交信息和参与社会互动的能力，还伴随负向老化态度的形成，导致老年人对周围环境及活动兴趣显著减退，进而引发社会退缩行为[10,20]。因此，应关注养老机构老年人的认知状态变化，及时识别存在认知功能下降趋势的个体，并实施针对性的干预措施，降低社会衰弱的发生风险。

3.3 抑郁在养老机构老年人休闲活动参与与社会衰弱水平之间的中介作用

本研究结果显示，休闲活动参与能够通过缓解抑郁情绪降低养老机构老年人的社会衰弱发生风险。研究表明，抑郁情绪会增加社会衰弱的发生风险[21]。其原因可能在于，一方面抑郁情绪可诱发强烈的自卑感与无用感，显著削弱个体的社交动机；另一方面抑郁情绪促使老年人主动回避社交互动、减少社会接触，导致社交网络规模实质性缩小，并损害其建立与维持有意义社会联结的能力[22]。本研究发现，休闲活动参与能够有效缓解抑郁情绪，与既往研究结果一致[16]。可能是因为，休闲活动参与促进内啡肽、血清素、多巴胺等神经递质的释放，直接调节情绪状态，提升正性情绪资源[7]；此外，休闲活动参与提供结构化的社交场景，增加人际互动频率，有助于增强老年人的自尊心、自我效能感和心理韧性，从而缓解抑郁情绪的发生、发展[16]。因此，应重视抑郁情绪在休闲活动参与和社会衰弱间的作用，密切关注老年人的心理健康状况，开展定期的心理健康检查，及时识别抑郁等负性情绪，有效预防社会衰弱的发生。

3.4 认知功能、抑郁在养老机构老年人休闲活动参与与社会衰弱水平之间的链式中介作用

本研究结果显示，休闲活动参与可通过改善认知功能进而缓解抑郁情绪这一链式中介路径，影响养老机构老年人的社会衰弱水平。其原因可能在于，积极参与休闲活动为老年人提供持续的认知刺激，有效锻炼其注意力、记忆力及执行能力，并通过促进神经可塑性等机制增强整体认知能力[23]。既往研究表明，认知功能提升构成抵御抑郁情绪的关键屏障，有助于个体增强对生活事件的正向解读能力，进而有效地处理负性信息、调节情绪反应[24]。而情绪状态的改善能够增强老年人人际互动的信心与效能感，促进其社会网络的维系与扩展，从而有效降低社会孤立风险，减缓社会衰弱的发生、发展[1,21]。因此，休闲活动参与能够通过改善认知功能状态进而缓解抑郁情绪，最终作用于社会功能、抑制社会衰弱的发生。

综上所述，本研究通过链式中介模型揭示休闲活动参与对老年人社会衰弱的重要影响，更强调在养老机构实践中，将提升认知功能、预防或缓解抑郁情绪作为一体化干预目标的重要性。通过设计和推广能够有效提升认知功能的休闲活动，不仅可以直接锻炼老年人的核心认知能力，更能间接提升其情绪调节与社会适应力，增强其抵御社会衰弱的能力。本研究存在一定的局限性：首先，本研究仅基于当前样本数据进行分析，样本的代表性及推广性有待进一步提高，未来研究可纳入不同地区的养老机构老年人；其次，本研究聚焦于休闲活动参与的总体水平，未能深入解析不同类型活动的独特或协同效应，未来研究可细化探讨活动类型异质性及其与社会衰弱的关系，为制订个性化的干预方案提供参考。

利益冲突声明：本文所有作者均声明不存在利益冲突。

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Chain mediating role of cognitive function and depression in the relationship between leisure activity participation and social frailty among older adults in nursing homes

WANG Tingting1 ZHAO Yang2 KONG Lingna2 WANG Wenxin2 CHEN Lu2 QIU Ju3 XIE Fen2 HUANG Ying2

1.Department of Nursing, the First Affiliated Hospital of Chongqing Medical University, Chongqing 400016, China;2.School of Nursing, Chongqing Medical University, Chongqing 400016, China; 3.Department of Breast and Thyroid Surgery, the First Affiliated Hospital of Chongqing Medical University, Chongqing 400016, China

[Abstract] Objective To investigate the chain mediating role of cognitive function and depression between leisure activity participation and social frailty among older adults in nursing homes. Methods From September to December 2024, a convenience sampling method was used to select 385 older adults from eight nursing homes in Chongqing. The survey was conducted using a general information questionnaire, a leisure activity questionnaire, ascertain dementia -8(AD-8), 5-item geriatric depression scale (GDS-5), and help, participation, loneliness, financial, talk (HALFT). Partial correlation analysis was used to explore the correlation between leisure activity participation, cognitive function,depression and social frailty. The Process 4.1 plug-in model 6 in SPSS was used to perform chained mediation effect analysis was used, and the Bootstrap method was used to test the mediation effect. Results The scores for the leisure activity questionnaires, AD-8, GDS-5, and HALFT among older adults in nursing homes were 25.00 (21.00，29.00), 2.00 (1.00，3.00), 0.00 (0.00，1.00) points, and 1.00 (0.00，2.00) points, respectively. The results of univariate analysis showed that there were statistically significant differences in the scores of the leisure activity questionnaire among different genders, ages, educational levels, and disposable monthly incomes (P＜0.05). The comparison of AD-8 scores among different ages, marital statuses, educational levels, and disposable monthly incomes showed statistically significant differences (P＜0.05). The comparison of GDS-5 scores among different genders, educational levels, and disposable monthly incomes showed statistically significant differences (P＜0.05). The comparison of HALFT scores among different genders, ages, marital statuses, educational levels, and disposable monthly incomes showed statistically significant differences (P＜0.05). Participation in leisure activities was negatively correlated with cognitive function,depression and social frailty (rs＜0, P＜0.01), and cognitive function was positively correlated with depression and social frailty (rs＞0, P＜0.01). Depression was positively correlated with social frailty (rs＞0, P＜0.01). The mediation effect analysis showed that, the direct effect of leisure activity participation on social frailty was significant (β=-0.582, 95%CI:0.582, -0.434); the separate mediating effects of cognitive function and depression on social frailty were significant (β=-0.040, 95%CI：-0.073,-0.010; β=-0.107, 95%CI: -0.148,-0.069, P＜0.05); cognitive function and depression played a significant chain-mediated effect between leisure activity participation and social frailty among older adults in nursing homes (β=-0.026, 95%CI: -0.045,-0.011, P＜0.05). Conclusion Improving the participation level of the elderly in leisure activities in elderly care institutions can significantly enhance cognitive function, reduce depressive mood, and thereby decrease the risk of social frailty.

[Key words] Older adults; Leisure activity; Social frailty; Cognitive function; Depression

[中图分类号] R161

[文献标识码] A

[文章编号] 1673-7210（2026）06（b）-0048-07

DOI：10.20047/j.issn1673-7210.25110270

[基金项目] 重庆市科卫联合医学科研项目（2021MSXM012）；重庆医科大学护理学科协同创新项目（20240205）。

[作者简介]

王婷婷（1999-），女，重庆医科大学护理学院2023级护理专业在读硕士研究生；研究方向：老年护理。

[通讯作者] 孔令娜（1980-），女，博士，副教授，硕士生导师；研究方向：老年护理、社区护理。

（收稿日期：2025-11-04）

（修回日期：2026-01-08）