Ambispective cohort study of noise-induced hearing loss among occupationally noise-exposed workers in a city
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+ English摘要:目的 了解某市职业人群噪声性听力损失情况及其影响因素，分析不同噪声接触声级的相对危险度、归因危险度。方法 采用整群抽样方法，选择2010年1月1日-2016年12月31日进行职业健康体检的20家企业接触噪声的3580名作业工人为研究对象。2017年1月1日建立动态研究队列，观察终止时间为2019年12月31日。收集研究对象2017年之前的现场检测和体检数据，并开始观察对象2017年1月1日之后3年的听力损失情况，采用多因素Cox比例风险模型研究工人噪声性听力损失发生的影响因素。结果 3580名工人中男性2849人，女性731人；平均年龄(39.42±7.69)岁；平均工龄(11.50±7.06)年。随访时间共计28585.65人年，发生噪声性听力损失91例，发病密度为0.0032/人年。随着接触噪声声级的增加，工人噪声性听力损失发病密度、相对危险度(RR)、归因危险度百分比(AR%)也随之增加。Cox比例风险模型的回归分析结果显示: 女性发生听力损失的风险是男性的0.148倍；防护用品合适且全程佩戴工人发生听力损失的风险是不合适或不佩戴的0.407倍；年龄每增加1岁，工人发生听力损失的风险增加至1.074倍，三班制工人发生听力损失的风险是白班制的2.588倍；吸烟工人发生听力损失的风险是不吸烟工人的1.092倍；噪声接触声级＞85dB(A)工人发生听力损失的风险是噪声接触声级≤85dB(A)工人的4.272~25.430倍(P均 < 0.05)。结论 噪声接触声级增加是噪声性听力损失的危险因素，要加强高噪声接触企业的监管力度，重视企业工人防护用品的佩戴情况。
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新型冠状病毒肺炎（简称新冠肺炎）是一种不明原因的肺炎，传染性强，交叉感染速度快[1]。医院一线工作的临床护士，与患者频繁接触，若防护不到位，易交叉感染。有调查发现新冠肺炎疫情期间护士睡眠缺乏，疑病心理严重，心理健康不容乐观[2-3]。疫情期间，探讨护士心理健康现状、心理压力现状和心理应激现状等的内部性关系研究尚少。本文拟探讨护士压力应对方式、与疫情事件相关的反复性思考即疫情反刍性沉思两者之间的关系，及心理一致感在两者中的作用，分析临床护士对疫情反刍性沉思的心理及相关影响因素，以期在一线护士面对类似突发性公共卫生事件时提前进行心理建设，预防心理问题产生。
1. 对象与方法
1.1 对象
2020年2—3月，在四川省成都市、泸州市、绵阳市等地的6家医院，以简单随机抽样法，选取417名在职护士为调查对象。纳入标准：临床一线护士（包括护理工作管理者），认知正常，知情同意并自愿参与本研究。排除标准：外出进修学习的护士、休假护士，或有明确的精神或心理障碍病史，以及不愿参与本研究者。
1.2 方法
1.2.1 调查方法
本次研究通过问卷星制成电子问卷，由相关工作人员转发至工作群或微信群，运用在线问卷收集数据。在线问卷质量控制：同一IP只能作答一次，相关部门负责人提示量表填写注意事项，最后剔除选项不全和完全雷同的问卷。
1.2.2 调查工具
（1）一般情况调查问卷。根据研究目的自行设计，包括一般人口学特征，如性别、年龄、文化程度、婚姻状况、职称、从事工作年限和所在医院级别。（2）简易应对方式量表（Simplified Coping Style Questionnaire，SCSQ）：由解亚宁在国外应对方式问卷的基础上编制而成[7]，包含积极和消极应对两个维度，共20个条目，采用0 ~ 3分的4级评分法，0 ~ 3分别为不采用、偶尔采用、有时采用和经常采用，应对倾向总得分=积极应对标准分- 消极应对标准分，总得分大于0代表倾向为积极应对，小于0代表倾向为消极应对，总量表及两个维度的内部一致性Cronbach’s α系数分别为0.67、0.79、0.82。（3）心理一致感量表（Sense of Coherence，SOC-13）：由Nightingale等[8]编制，经国内学者包蕾萍等[9]修订，包含可控制感、可理解感和意义感3个维度：可控制感指个体认为能获得资源来应对压力，可理解感指个体认为生命历程中的内外部压力是结构化的、可预测和可解释的，意义感指个体认为生活压力是挑战性的并值得投入的；量表共13个条目，采取1 ~ 7分的七级评分法，其中有5道题目为反向题，进行反向计分，量表总分为各项目得分相加，得分越高，表示心理一致感越高，一致感越高代表个体具有深入、持久和动力性的自信心；总得分13 ~ 69分表示调查对象心理一致感处于低水平，70 ~ 79分处于中等水平，80 ~ 91分处于高度水平。总量表的Cronbach’s α系数为0.86 [10]。（4）中文版事件相关反刍性沉思问卷（Chinese Event Related Rumination Inventory，C-ERRI）：该问卷由美国Taku等[11]研制，简体中文版由董超群等[12]修订，问卷包括侵入性和目的性沉思两个维度：侵入性是消极的，反复地、被动地被创伤事件闯入，会导致持续心理痛苦，阻碍个体成长；目的性是积极的，是主动进行思考，能对创伤事件理解、积极解释、寻求解决问题方法及探索内心感受。各维度分别有10个条目，采用0 ~ 3分的四级评分法，总分越高表示发生反刍性沉思的频率越高，两维度得分越高分别代表发生侵入性沉思和目的性沉思的频率越高。简体中文版总量表及两个维度的内部一致性Cronbach’s α系数分别为0.877、0.881、0.930，内部一致性较好。3个量表均适用于普通成年人，在医护对象中已被广泛使用[13-14]。
1.2.3 中介效应的路径假设
基于文献[15-16]，我们认为：积极应对方式在心理一致感的作用下，更有利于提升护士对疫情相关事件进行意义类（指有什么样的作用及对以后工作有何启示等积极方面）的目的性反刍性思考；而消极应对方式在心理一致感的作用下，会削弱疫情侵入性反刍性沉思，进而减少应激性事件对心理健康带来的负面影响。由此提出中介效应的路径假定：心理一致感（M）在一线护士的消极应对方式（X2）对疫情的侵入性反刍性沉思（Y1）影响中起中介作用，心理一致感在一线护士的积极应对方式（X1）和消极应对方式（X2）对疫情的目的性反刍性沉思（Y2）影响中起中介作用。见图 1、图 2、图 3。
1.2.4 统计学分析
采用SPSS 20.0软件进行数据录入，计量资料采用均数±标准差（x ± s）表示，两组间差异比较采用独立样本t检验，三组及以上组间差异采用单因素方差分析；对符合正态分布的计量资料采用Pearson相关进行相关分析，并运用多重线性回归进行中介作用分析。调节和中介作用运用SPSS软件，采用温忠麟等[17]的依次检验法：第一步，检验回归系数c（总效应），如果有统计学意义，继续第二步，否则停止分析。第二步，做部分中介检验，即依次检验系数a、b，如果都有统计学意义，意味着应对方式（X）对疫情反刍性沉思（Y）的影响至少有一部分是通过中间变量M实现，继续第三步；如果a、b至少有1个没有统计学意义，转到第四步。第三步，做完全中介检验，检验系数c'（直接效应），如果没有统计学意义，说明是完全中介过程，即X对Y的影响都是通过M实现的；如果有统计学意义，说明只是部分中介作用，检验结束。第四步，做Sobel检验，如果有统计学意义，说明M的中介效应有统计学意义，否则中介效应无统计学意义，检验结束。检验水准α = 0.05。
2. 结果
2.1 不同人口学因素的疫情反刍性沉思得分
不同年龄、生育状况、工作年限的一线护士对疫情侵入性反刍性沉思得分差异有统计学意义（P < 0.05）；不同级别医院的一线护士对疫情目的性反刍性沉思得分差异有统计学意义（P < 0.01）。见表 1。
表 1 不同因素对疫情反刍性沉思得分比较（n = 417）项目 人数 构成比/% 侵入性反刍性沉思 目的性反刍性沉思 评分 t或F值 P值 评分 t或F值 P值 年龄/岁 3.02 0.03 0.88 0.45 ＜25 45 10.8 0.85 ± 0.54 1.07 ± 0.62 25 ~ 35 248 59.5 1.05 ± 0.61 1.23 ± 0.62 36 ~ 45 97 23.3 1.16 ± 0.60 1.21 ± 0.62 ＞45 27 6.5 1.14 ± 0.57 1.22 ± 1.61 生育状况 5.15 0.02 1.22 ± 0.62 0.02 0.90 未育 143 34.3 0.97 ± 0.57 1.21 ± 0.62 已育 274 65.7 1.11 ± 0.62 工龄/年 4.66 0.01 0.88 0.47 ＜1 16 3.8 0.72 ± 0.46 1.01± 0.77 1 ~ 2 29 7 0.79 ± 0.51 1.09 ± 0.60 3 ~ 5 73 17.5 0.98 ± 0.46 1.19 ± 0.50 所在医院级别 0.014 0.90 5.82 0.016 三甲 348 83.5 1.06 ± 0.58 1.24 ± 0.58 三乙及以下 69 16.5 1.07 ± 0.74 1.05 ± 0.75 2.2 一线护士心理一致感、应对方式和疫情反刍性沉思的相关性
417名一线护士心理一致感得分均值为（62.73 ± 10.44）分，处于中等偏下水平。一线护士的心理一致感与积极应对方式呈正相关（P < 0.05）与消极应对方式呈负相关（P < 0.05），与疫情侵入性反刍性沉思和目的性反刍性沉思均呈负相关（P < 0.05）；积极应对方式与疫情目的性沉思呈正相关（P < 0.05），消极应对方式与疫情侵入性和目的性沉思均呈正相关（P < 0.05）。见表 2。
表 2 一线护士心理一致感、应对方式和疫情反刍性沉思的相关分析（n = 417） 项目 心理一致感 积极应对方式 消极应对方式 侵入性反刍性沉思 目的性反刍性沉思 心理一致感 积极应对方式 0.478① 消极应对方式 - 0.179① 侵入性反刍性沉思 -0.403① -0.090 0.336① 目的性反刍性沉思 -0.108① 0.221① 0.216① 注：① P < 0.05。 2.3 心理一致感对应对方式和疫情反刍性沉思的中介效应分析
在控制人口学变量的基础上，采取依次检验法对心理一致感（M）在评价应对方式（X1积极应对、X2消极应对）和疫情反刍性沉思（Y1侵入性、Y2目的性）的中介作用进行分析。
（1）心理一致感在消极应对方式和疫情侵入性反刍性沉思中的中介作用分析。第一步：做X2对Y1的回归分析，决定系数R2解释11%变异，X2对Y1有明显正向预测作用（β' = 0.336，P < 0.01），即c = 0.336；第二步，进行X2对M的影响，决定系数R2解释3%变异，X2对M有明显的负向预测作用（β' = - 0.179，P < 0.01），即a = - 0.179；第三步，先进行M对Y1回归分析得到β' =- 0.272（P = 0.001），即b = - 0.272；再进行X2、M和Y1的回归分析，决定系数R2解释23%变异，在M的中介作用下X2对Y1的影响显著（β' = - 0.354，P = 0.001）即c' = - 0.354。X2对Y1的正向预测（c = 0.336），在心理一致感（M）的中介作用下，转变为负向预测（c' = - 0.354），可见该模型存在抑制效应。中介效应占比为ab/ c' =（0.179 × 0.272）/|-0.354|=13.75%。见表 3、图 4。
表 3 心理一致感对应对方式与疫情目的性反刍性沉思的中介效应分析（n = 417） 步骤 预测变量 响应变量 β值 SE值 t值 β'值 P值 第一步 消极应对方式X2 侵入性反刍性沉思Y1 0.335 0.046 7.257 0.336 < 0.01 第二步 消极应对方式X2 心理一致感M -3.093 0.863 -3.701 -0.179 < 0.01 第三步 心理一致感M 侵入性反刍性沉思Y1 -0.272 0.044 -6.228 -0.272 < 0.01 消极应对方式X2 -0.020 0.003 -8.095 -0.354 < 0.01 （2）由于相关分析显示积极应对方式和消极应对方式均与疫情目的性反刍性沉思呈正相关，因此，分别分析心理一致感在X1积极应对、X2消极应对方式和疫情目的性反刍性沉思中的中介作用。X1和X2对Y2的回归分析结果显示：决定系数R2解释8.2%变异，X1、X2对Y2均有正向预测作用（β' = 0.190、0.183，P < 0.01），即c分别为0.190、0.183；第二步，进行X与M的回归分析，决定系数R2解释29.8%变异，X1对M有正向预测作用（β' = 0.523，P < 0.01）即a = 0.523；X2对M有负向预测作用（β' = - 0.267，P < 0.01），即a = - 0.267；第三步先进行M对Y2的回归分析，M对Y2有负向预测作用（β' = - 0.236，P < 0.01），即b = - 0.236；再进行X1、X2、M和Y2的回归分析，决定系数R2解释12.1%变异，在M的中介作用下，X1和X2对Y2的影响均显著（β' = 0.313，P < 0.01；β' = 0.120，P < 0.05），即c' = 0.313、0.120；X1对Y2的正向预测作用（c = 0.190）在心理一致感（M）的中介作用下产生抑制效应（c' = 0.313），X2对Y2的正向预测作用（c = 0.183）在心理一致感（M）的中介作用下变为（c' = 0.120），心理一致感的中介作用占比为[（-0.267）×（-0.236）/0.183 = 34.4%]，即心理一致感在消极应对方式和疫情目的性反刍性沉思中起部分中介作用。见表 4、图 5、图 6。
表 4 心理一致感对应对方式与疫情目的性反刍性沉思的中介效应分析（n = 417） 步骤 预测变量 响应变量 β值 SE值 t值 β'值 P值 第一步 积极应对方式X1 目的性反刍性沉思Y2 0.244 0.61 3.977 0.190 < 0.01 消极应对方式X2 0.187 0.049 3.839 0.183 < 0.01 第二步 积极应对方式X1 心理一致感M 11.399 0.910 12.523 0.523 < 0.01 消极应对方式X2 -4.620 0.723 -6.391 -0.267 < 0.01 第三步 心理一致感M 目的性反刍性沉思Y2 -0.014 0.003 -4.283 -0.236 < 0.01 积极应对方式X1 0.403 0.071 5.702 0.313 < 0.01 消极应对方式X2 0.123 0.050 2.455 0.120 < 0.01 3. 讨论
3.1 人口学因素对护士疫情反刍性沉思的影响
从人口学变量分析看，年长、工龄长及有子女的护士疫情侵入性沉思水平较高。突发疫情后，年长及有子女护士的家庭与工作矛盾更突出，高压力感易引发侵入性沉思，会出现更多负面情绪等应激反应，工龄长者可能更容易出现职业倦怠[18]；在疫情目的性沉思水平上，三乙及以下医院护士明显低于三甲医院护士，这可能和三甲医院拥有更优质的人力资源有关。提示政府及医院机构管理层多关注年长护士新冠肺炎疫情之后的应激反应，防御创伤后应激障碍。
3.2 护士心理一致感、压力应对与疫情反刍性沉思相关关系
本研究结果显示心理一致感与疫情反刍性沉思（侵入性和目的性）呈负相关，提示心理一致感较强的护士对事件的沉思水平较低，心理一致感较高，意味着有较强的可控制感，遇到突发或压力性事件时，在可控感的支配下，可能花更少时间或精力进行反复沉思（包括侵入性和目的性沉思），更愿意用行动去面对挑战。心理一致感与积极应对方式呈正相关，与消极应对方式呈负相关，这与Kenne等[19]和占婷婷等[13]的观点一致。消极应对方式与疫情反刍性沉思（侵入性和目的性）均呈正相关，积极应对方式与疫情侵入性反刍性沉思呈负相关，与疫情目的性反刍性沉思呈正相关，这是因为以消极应对为主的护士，呈现对疫情事件反思较多，不论是侵入性的还是目的性的，都会成为其思考内容；而积极应对方式的护士，呈现出对疫情高水平的意义性思考，较少出现消极情绪等应激反应。以上相关分析提示，医院应加强对一线护士的心理支持[20]，增强面对压力情境的信心，提升护士心理一致感水平，有利于其用行为抗击新冠肺炎疫情等应激事件，也更有利于护士以积极方式应对问题，对疫情事件或其他压力事件进行正面思考，也可以预防他们应激性心理障碍的产生。
3.3 护士心理一致感在压力应对和疫情反刍性沉思中的中介作用
积极应对压力的方式包括解决问题、求助（寻求支持）等克服困难和压力的有效策略；消极应对压力的方式包括回避、幻想等不解决问题的方式[21]。积极应对压力的个体情绪积极，对问题进行意义性思考，让问题循序渐进地得到解决；消极应对压力，会使问题悬而未决，个体情绪消极，引发诸多思考[22]。以上结论和本次调查的结果一致，消极应对方式对疫情反刍性沉思（侵入性和目的性）有正向预测作用，表现为以回避等消极方式应对问题，这又使问题不仅未得到解决，反而容易进入人的意识和潜意识；同时，为了缓解压力，又会激发个体从意识层面有意义性地思考解决问题的办法。
中介效应分析发现，在心理一致感的中介作用下，消极应对方式对疫情侵入性反刍性沉思预测方向发生了改变（c = 0.336，c' = - 0.354），心理一致感产生了抑制效应，抑制作用占比为13.75%。心理一致感强，意味着护士会认为生活、工作是可控的、有意义的和可以理解的，抑制疫情问题无限制地侵入生活，避免失控感，间接维护心理健康；这和护士心理一致感水平越高，抗逆力水平也高的结论有一致之处。具体可表现为认知内容中，将困难事件认知为可解决的事件[23]。中介效应分析还发现，心理一致感在消极应对方式和疫情目的性沉思之间产生抑制效应（c = 0.190，c' = 0.313），有研究发现心理一致感在护士压力和共情疲劳起中介作用，心理一致感有利于降低工作压力导致的共情疲劳，即心理一致感会降低压力带来的情绪耗竭，护士的情绪付出减少，可在一定程度上降低对事件认知性思考的付出，本文结果也间接验证了此结论[24]。积极应对方式对疫情目的性沉思有正向预测作用，心理一致感在二者中起中介作用，中介作用占比为34.4%，与此相关的理论有积极应对方式在护士知觉压力和心理健康间起中介效应，护士采取积极应对方式不仅可以降低压力水平，还有助于保持良好的心理健康，证明积极应对方式有助于对问题进行意义性思考并有效解决问题，进而降低压力水平促进心理健康[25]。调查显示疫情期间一线护士心理一致感处于低水平（62.74 ± 10.45），这和李迎春等[26]的调查结果一致，提示相关部门应关注并助力提升一线护士的心理一致感。一线护士心理一致感高，有利于增强战胜疫情的信心，并相信新冠肺炎疫情是可以控制住的，增强了护士对疫情问题的意义性思考，思考能够战胜疫情的具体可行性措施。
综上，新冠肺炎疫情期间，一线护士心理一致感水平较低，其消极应对方式正向预测疫情侵入性反刍性沉思，积极应对方式可正向预测疫情目的性反刍性沉思，心理一致感在其中均起到抑制作用；一线护士消极应对方式可正向预测疫情目的性反刍性沉思，心理一致感在其中也起部分中介作用。提示医院应注重培养护士的心理一致感，有助于其面对类似重大公共卫生事件时，可以保持心理健康，进行意义性思考。
作者声明 本文无实际或潜在的利益冲突 -
表 1 不同噪声接触声级工人的噪声性听力损失发病密度及相对危险度
噪声接触声级/dB（A） 观察总人年 观察人年[M（P25 ~ P75）] 总人数 发病人数 发病密度/人年-1 RR值 AR% ≤ 80 4 102.07 9.86（4.13 ~ 10.00） 491 3 0.000 7 > 80 ~ 85 10 151.44 7.97（3.64 ~ 10.00） 1 322 21 0.002 1 3.273 65.24 > 85 ~ 90 5 812.74 8.73（3.55 ~ 10.00） 721 24 0.004 1 6.065 82.20 > 90 ~ 95 3 156.84 8.58（3.55 ~ 10.00） 392 15 0.004 8 7.123 84.79 > 95 ~ 100 978.36 6.68（3.59 ~ 10.00） 146 5 0.005 1 14.923 85.69 >100 4 384.20 10.00（3.53 ~ 10.00） 508 23 0.005 2 6.7372 85.96 总计 28 585.65 8.73（3.59 ~ 10.00） 3 850 91 0.003 2 3.273 
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表 2 发生噪声性听力损失的单因素分析
变量 发病密度/人年-1 β值 标准差 Wald χ2值 RR值 95%CI值 P值 女性 0.000 6 -1.646 0.587 7.861 0.193 0.061 ~ 0.610 0.002 年龄/岁 0.030 0.015 4.132 1.031 1.001 ~ 1.062 0.042 工龄/年 0.058 0.021 7.806 1.060 1.017 ~ 1.104 0.005 职业卫生管理情况 5.486 0.140 一般 0.002 7 0.562 0.391 2.061 0.570 0.265 ~ 1.228 0.151 较好 0.000 6 1.766 1.055 2.803 0.171 0.022 ~ 1.352 0.094 好 0.004 4 0.183 0.365 0.250 0.833 0.407 ~ 1.705 0.617 防护用品配戴情况 5.958 0.122 可接受、偶尔配戴 0.003 9 0.562 0.346 2.646 1.754 0.891 ~ 3.453 0.114 可接受且经常配戴 0.000 6 1.026 1.035 0.983 0.358 0.047 ~ 2.725 0.104 合适且经常或全程配戴 0.004 4 0.565 0.300 3.534 1.759 0.976 ~ 3.170 0.321 工作班制 5.866 0.118 两班制 0.001 3 -0.371 0.343 1.174 0.690 0.352 ~ 1.350 0.279 三班制 0.004 6 0.229 0.338 0.460 1.258 0.648 ~ 2.440 0.498 五班三倒 0.000 6 -2.029 1.007 4.059 0.131 0.018 ~ 0.946 0.044 周工作时间/h 8.583 0.014 40 ~ 60 0.003 8 0.678 0.267 6.459 1.970 1.168 ~ 3.323 0.011 > 60 0.003 3 -0.365 0.357 1.040 2.837 1.271 ~ 6.329 0.011 日工作时间/h 5.380 0.068 9 ~ 10 0.004 4 0.541 0.245 4.863 1.718 1.062 ~ 2.779 0.027 > 10 0.001 7 0.657 0.415 2.509 1.929 0.856 ~ 4.348 0.113 吸烟 0.003 6 0.411 0.180 5.642 1.512 1.083 ~ 2.201 0.012 噪声声级/dB（A） 21.000 0.001 > 80 ~ 85 0.002 1 1.186 0.617 3.691 3.273 0.976 ~ 10.975 0.055 > 85 ~ 90 0.004 1 1.803 0.612 8.664 6.065 1.826 ~ 20.143 0.003 > 90 ~ 95 0.004 8 1.963 0.632 9.636 7.123 2.062 ~ 24.606 0.020 > 95 ~ 100 0.005 1 2.703 0.733 13.615 14.923 3.551 ~ 62.716 < 0.001 > 100 0.005 2 1.852 0.614 9.100 6.7372 1.913 ~ 21.224 0.003 注：发病工龄、年龄均为连续变量；分类变量的RR值分别由男性（发病密度0.003 8/人年）、防护耳塞不合适或者不佩戴（发病密度0.001 5/人年）、职业卫生管理情况差（发病密度0.001 9/人年）、白班制（0.004 1/人年）、周工作时间≤ 40 h（发病密度0.002 0/人年）、日工作时间≤ 8 h（发病密度0.002 2/人年）、不吸烟（发病密度0.002 4/人年）、噪声接触声级≤ 80 dB（A）（发病密度0.000 7/人年）为参照得出。
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表 3 噪声性听力损失的多因素Cox比例风险分析
变量 β值 标准差 Wald χ2值 RR值 95%CI值 P值 女性 -1.910 0.598 10.210 0.148 0.046 ~ 0.478 0.001 年龄/岁 0.071 0.017 16.591 1.074 1.038 ~ 1.111 < 0.001 护耳器佩戴情况 9.916 0.019 可接受、偶尔佩戴 0.110 0.662 0.028 1.116 0.305 ~ 4.088 0.868 可接或适合受且经常佩戴 -1.343 1.070 1.576 0.261 0.032 ~ 2.124 0.209 合适且全程佩戴 -0.900 0.663 5.842 0.407 0.251 ~ 0.912 0.042 工作班制 8.198 0.042 两班制 -1.119 0.732 2.336 0.327 0.078 ~ 1.372 0.126 三班制 0.951 0.409 5.406 2.588 1.161 ~ 5.768 0.020 五班三倒 -1.186 1.138 1.086 0.305 0.033 ~ 2.842 0.297 吸烟 0.096 0.026 13.225 1.092 1.013 ~ 1.538 0.011 噪声声级/ dB（A） 25.053 < 0.001 > 80 ~ 85 1.452 0.622 5.445 4.272 1.262 ~ 14.466 0.020 > 85 ~ 90 2.120 0.626 11.466 8.332 2.442 ~ 28.427 0.001 > 90 ~ 95 2.417 0.666 13.166 11.215 3.039 ~ 41.389 < 0.001 > 95 ~ 100 3.236 0.764 17.940 25.430 5.689 ~ 113.672 < 0.001 > 100 2.513 0.671 14.034 12.341 3.314 ~ 45.956 < 0.001 注：发病年龄为连续变量；分类变量的RR值分别由男性、防护耳塞不合适或者不配戴、白班制、不吸烟、噪声接触声级≤ 80 dB（A）为参照得出。
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