李琦

(中國(guó)中醫(yī)藥科技發(fā)展中心(國(guó)家中醫(yī)藥管理局人才交流中心)，北京 100027)

1 問(wèn)題的提出

健康長(zhǎng)壽雖是生命狀態(tài)的美好愿景，而伴隨生活自理能力下降的“病苦老齡化”卻是眾多老年人晚年生活的真實(shí)寫(xiě)照，據(jù)2016年《第四次中國(guó)城鄉(xiāng)老年人生活狀況抽樣調(diào)查成果》顯示，失能、半失能老年人5年內(nèi)增加近763萬(wàn)，總數(shù)已達(dá)4063萬(wàn)，即超過(guò)18.3%的老年人是失能或半失能者(民政部，2016)。因此，分析老年人各自的健康歷史、社會(huì)特征等因素導(dǎo)致的生活自理能力變化趨勢(shì)、及其呈現(xiàn)出的多樣性、異質(zhì)性和規(guī)律性，不僅可以為醫(yī)療保險(xiǎn)、長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)等公共衛(wèi)生或社會(huì)福利政策的安排提供依據(jù)，也有助于提前識(shí)別不利因素，降低老年人生活自理能力下降的風(fēng)險(xiǎn)，從而為健康老齡化的總體戰(zhàn)略做出提前部署。

以往對(duì)老年人生活自理能力變化趨勢(shì)的研究集中在兩個(gè)方面：一是宏觀上對(duì)于某一國(guó)家或地區(qū)內(nèi)老年人自理能力變化趨勢(shì)的整體性分析和評(píng)價(jià)，二是微觀上對(duì)于個(gè)體變化軌跡特征的探索和研判。首先聚焦宏觀層面的研究，學(xué)術(shù)界形成了三種不同的觀點(diǎn)：病態(tài)壓縮理論認(rèn)為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和醫(yī)療技術(shù)進(jìn)步極大地改善著人們的生活方式，推遲了殘障及相關(guān)慢性病的發(fā)病時(shí)間，客觀上縮短了殘障生存期(Fries，1980；Tayloret al.，2011)；病態(tài)擴(kuò)張理論則認(rèn)為，在患病年齡相對(duì)穩(wěn)定的前提下，先進(jìn)醫(yī)療技術(shù)的應(yīng)用有助于延長(zhǎng)人類(lèi)壽命，而現(xiàn)實(shí)中高致病風(fēng)險(xiǎn)因素的增加又助推了慢性病患病率的攀升，高醫(yī)療水平與高患病率共同導(dǎo)致了殘障期的延長(zhǎng)(Gruenberg，1977；Waidmannet al.，1995)；還有學(xué)者認(rèn)為病態(tài)壓縮與病態(tài)擴(kuò)張兩種趨勢(shì)會(huì)同時(shí)存在并相互影響直至達(dá)到平衡狀態(tài)，即動(dòng)態(tài)均衡模式，壽命延長(zhǎng)雖導(dǎo)致殘障期的增加，但慢性病的發(fā)展速度和對(duì)生活質(zhì)量的影響正在減緩(Manton，1982；Robine，2004)。本質(zhì)上來(lái)看，三種觀點(diǎn)雖各有側(cè)重，但都從不同側(cè)面反映出老年人生活自理能力衰退的趨勢(shì)正在發(fā)生變化，然而，這類(lèi)宏觀層面的研究是將某一國(guó)家或地區(qū)等大范圍內(nèi)的老年人整合為一個(gè)群體，研究結(jié)論往往反映老年人整體的變化趨勢(shì)和規(guī)律，無(wú)法推廣至個(gè)體層面。由于老年人之間存在極大的個(gè)體差異，因此深入的研究必須考慮到這種個(gè)體差異性。

其次，微觀層面的研究主要有兩大類(lèi)：一類(lèi)是對(duì)老年人生活自理能力變化趨勢(shì)的描述性分析，另一類(lèi)是對(duì)生活自理能力影響因素的探究。其中針對(duì)前一類(lèi)的描述性研究主要集中在兩個(gè)細(xì)分領(lǐng)域：一是運(yùn)用截面數(shù)據(jù)計(jì)算老年人的殘障率或失能率，并基于不同社會(huì)人口學(xué)特征進(jìn)行比較，反映出不同性別、不同年齡、不同地區(qū)老年人的生活自理能力水平存在顯著差異(劉二鵬、張奇林，2019；姜向群、魏蒙，2015；周勇義、宋新明，2017；周律，2012；曾毅、馮秋石，2017)。二是運(yùn)用追蹤數(shù)據(jù)刻畫(huà)老年人在年齡增長(zhǎng)過(guò)程中生活自理能力變化的軌跡，并對(duì)這種軌跡進(jìn)行分組比較和描述，例如有學(xué)者對(duì)26～70歲4123名荷蘭人15年的身體機(jī)能變化趨勢(shì)進(jìn)行追蹤，采用組基模型將生理功能軌跡分為5大類(lèi)：穩(wěn)定不受限(27%)、穩(wěn)定輕度受限(54%)、輕度有限且實(shí)質(zhì)性惡化(7%)、中度有限且漸進(jìn)性改善(9%)和穩(wěn)定重度受限(3%)，說(shuō)明成人隊(duì)列中，個(gè)體生理功能的變化軌跡是不同的(Roothet al.，2016)。再如張文娟等采用中國(guó)老年健康長(zhǎng)壽影響因素調(diào)查數(shù)據(jù)，利用組基軌跡模型分析中國(guó)老年人臨終前生活自理能力的變化過(guò)程，擬合出完好型、快速發(fā)展型和緩慢下降型三種軌跡(張文娟、王東京，2020)；類(lèi)似的研究也證明了老年人生活自理能力變化趨勢(shì)存在異質(zhì)性(Peeterset al.，2013；Zachary et al.，2012；伍小蘭、劉吉，2018)。

總體來(lái)看，截面數(shù)據(jù)的描述性分析雖然可以反映不同特征老年人生活自理能力的差異，但無(wú)法對(duì)個(gè)體連續(xù)性變化的軌跡進(jìn)行刻畫(huà)。而基于追蹤數(shù)據(jù)進(jìn)行的軌跡分析中，在研究對(duì)象與研究方法兩方面存在局限：就研究對(duì)象來(lái)說(shuō)，一部分集中于國(guó)內(nèi)高齡老年人或臨終前老年人(曾毅、馮秋石，2017；Zachary et al.，2012；張文娟、王東京，2020)，一部分關(guān)注了國(guó)外全年齡段的成年人(Roothet al.，2016；Peeterset al.，2013)。由于生活自理能力的缺損通常發(fā)生在高齡階段或生命臨終前(Hirsch et al.，2012)，因而這部分樣本的研究結(jié)果不能代表所有老年人，同樣地，老年階段屬于身體機(jī)能的下降階段，針對(duì)成年人的研究結(jié)果亦不適用。從研究方法來(lái)看，由于老年人生活自理能力的變化速度不同，而部分研究中采用了根據(jù)年齡或性別直觀分組比較的方法(曾毅、馮秋石，2017；Peeterset al.，2013)，忽略了個(gè)體隨時(shí)間變化的敏感性(Wickramaet al.，2013)，可能導(dǎo)致分析結(jié)果存在偏差。增長(zhǎng)混合模型(Growth Mixture Modeling，GMM)可以使用個(gè)體追蹤數(shù)據(jù)，探索不同質(zhì)個(gè)體的變化軌跡，從數(shù)據(jù)出發(fā)根據(jù)個(gè)體軌跡特征擬合出潛在的類(lèi)別群體(Muthén，2004)，該模型關(guān)注到了個(gè)體起始值與變化速率的不同，既可以反映個(gè)體間與個(gè)體內(nèi)部不同時(shí)間段的差異性，又可以呈現(xiàn)個(gè)體變化的連續(xù)性與趨勢(shì)性。由老年人生活自理能力變化趨勢(shì)具有異質(zhì)性的特征可知，增長(zhǎng)混合模型更適用于該問(wèn)題的研究。

微觀層面另一類(lèi)針對(duì)生活自理能力影響因素的研究主要分析了年齡、性別、身體健康或心理健康的影響。例如有學(xué)者對(duì)美國(guó)健康與退休研究(HRS)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，年齡改變了慢性病的數(shù)量和身體機(jī)能之間的關(guān)系，年齡越大疾病數(shù)量越多，身體功能困難越大，無(wú)疾病的70歲參與者平均身體功能困難指數(shù)為0.89，一種至三種疾病患者身體功能困難指數(shù)分別上升到1.72，2.57，3.82(Stenholmet al.，2015)，類(lèi)似研究進(jìn)一步證明了慢性病是致殘的最危險(xiǎn)因素(Hou et al.，2018)。另外，不同心理健康水平的影響也頗為明顯，如對(duì)瑞典1153名老年人生活自理能力進(jìn)行12年跟蹤調(diào)查，通過(guò)線(xiàn)性混合模型評(píng)估心理健康與身體功能變化軌跡的關(guān)系，結(jié)果指出心理健康水平越高，身體功能下降率越低(Saadehet al.，2020)。這類(lèi)研究雖然關(guān)注到了影響因素，但更側(cè)重在控制人口學(xué)特征基礎(chǔ)上，單獨(dú)分析慢性病或心理健康因素的影響。事實(shí)上，身心是不可分割的整體，無(wú)論從醫(yī)學(xué)上還是文化背景上來(lái)分析，身體健康與心理健康之間存在相互影響，相互作用的關(guān)系(Cheng，2014)。

本文采用中國(guó)老年人健康長(zhǎng)壽影響因素調(diào)查數(shù)據(jù)(CLHLS)，通過(guò)對(duì)微觀個(gè)體層面追蹤數(shù)據(jù)的分析來(lái)探索老年人生活自理能力的變化軌跡，并綜合考察健康狀況與變化軌跡的關(guān)系。首先，運(yùn)用潛類(lèi)別增長(zhǎng)模型(Latent Class Growth Modeling，LCGM)和增長(zhǎng)混合模型(GMM)探索老年人生活自理能力變化的潛在類(lèi)別，選擇出最適宜的類(lèi)別數(shù)目；其次，對(duì)各潛類(lèi)別組的變化趨勢(shì)特征進(jìn)行比較和分析；最后，運(yùn)用多分類(lèi)Logit模型分析身體與心理健康狀況與潛類(lèi)別結(jié)果之間的關(guān)系。

2 數(shù)據(jù)和方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

采用中國(guó)老年人健康長(zhǎng)壽影響因素調(diào)查數(shù)據(jù)(CLHLS)進(jìn)行分析。該調(diào)查分別于1998年、2000年、2002年、2005年、2008年、2011年、2014年進(jìn)行了7次追蹤，覆蓋23個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)，代表全國(guó)85%以上的人口。1998年與2000年著重對(duì)80歲以上高齡老人進(jìn)行追蹤，2002年及后續(xù)調(diào)查中加入了60～79歲中低齡老年人樣本。本文目的在于探索60歲以上老年人晚年期間生活自理能力變化趨勢(shì)，為此選取2002～2014年持續(xù)追蹤了5次的1681個(gè)樣本進(jìn)行分析，其中女性882人，男性799人。研究對(duì)象僅保留了可持續(xù)追蹤的存活樣本，將死亡或失訪(fǎng)對(duì)象排除在外，可直觀反映生存者晚年生活自理能力的變化軌跡，避免受樣本退出的影響。

2.2 變量測(cè)量

生活自理能力測(cè)量通常采用基本生活自理能力ADL(Activities of Daily Living)量表或工具性生活自理能力量表IADL(Instrumental Activities of Daily Living)。ADL量表衡量老年人在吃飯、穿衣、如廁、室內(nèi)移動(dòng)及洗澡等基本日?；顒?dòng)中的維持水平(Katzet al.，1963)，IADL衡量老年人完成基本社會(huì)活動(dòng)的能力，如做家務(wù)、購(gòu)物、管理錢(qián)財(cái)、打電話(huà)、乘坐交通工具、按時(shí)吃藥等(Lawton，1971)。相對(duì)于IADL隨年齡的明顯波動(dòng)而言，ADL的缺損通常發(fā)生在臨終前生命的最后階段，甚至成為死亡的前兆(Hirsch et al.，2012)。在2002～2014年的追蹤調(diào)查中，ADL缺損者往往因去世而退出追蹤，可被持續(xù)追蹤5次的樣本，ADL始終穩(wěn)定在較高水平，變化甚微，不能真實(shí)反映存活老年人生活自理能力的變化趨勢(shì)，因此本研究選擇IADL作為老年人生活自理能力的評(píng)價(jià)工具。CLHLS數(shù)據(jù)中IADL的測(cè)量包括串門(mén)、購(gòu)物、做飯、洗衣、走1公里、提5公斤重物、連續(xù)蹲下站起3次以及乘坐交通工具共8項(xiàng)，均采用3級(jí)量表。獨(dú)立完成計(jì)2分，需幫助計(jì)1分，無(wú)法完成計(jì)0分，各項(xiàng)目加總即為個(gè)體IADL得分，分值在0～16之間。

除對(duì)老年人IADL變化軌跡進(jìn)行研究外，還重點(diǎn)分析老年人健康狀況與IADL變化軌跡的關(guān)系。以往對(duì)健康狀況的分析通常選用客觀的身體健康或主觀的自評(píng)健康指標(biāo)，但事實(shí)上，身心是不可分割的整體，單一指標(biāo)往往難以反映整體健康狀況，本文綜合使用客觀指標(biāo)與主觀指標(biāo)，從身體健康、心理健康與自評(píng)健康方面來(lái)反映整體健康狀況。身體健康采用老年人60歲時(shí)是否患重病這一客觀指標(biāo)進(jìn)行測(cè)量。心理健康也采用客觀量表來(lái)測(cè)量，CLHLS中關(guān)于心理健康的測(cè)量有樂(lè)觀、責(zé)任感、自我掌控能力和對(duì)老化的態(tài)度4個(gè)積極題項(xiàng)以及敏感性、孤獨(dú)感、能力喪失感3個(gè)消極題項(xiàng)，均采用1～5進(jìn)行評(píng)分。為保持評(píng)分一致性，首先對(duì)3個(gè)消極題項(xiàng)進(jìn)行反向編碼，進(jìn)而將所有題項(xiàng)得分累加，計(jì)算出個(gè)體心理健康水平，取值在7～35分之間，分值越高表明心理健康水平越高。本組量表信度系數(shù)為0.639。自評(píng)健康的測(cè)量采用老年人自評(píng)健康這一主觀指標(biāo)，回答“很好”“好”“一般”的合并為“好”，“不好”與“很不好”的合并為“不好”。

控制變量包括反映人口學(xué)特征的性別、年齡，反映社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的受教育年限和60歲之前的主要職業(yè)，60歲之前的職業(yè)分為務(wù)農(nóng)和非務(wù)農(nóng)兩大類(lèi)。另外，由于老年人健康狀況或生活自理能力還可能受到出生時(shí)代背景、居住地社會(huì)背景以及生活行為方式的影響，因而本文還控制了樣本的出生隊(duì)列、居住地、是否鍛煉、是否吸煙、是否飲酒、是否從事體力勞動(dòng)等變量。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4。

2.3 模型設(shè)定

本研究采用的模型包括潛類(lèi)別增長(zhǎng)模型(LCGM)、增長(zhǎng)混合模型(GMM)和多分類(lèi)Logit模型。潛類(lèi)別增長(zhǎng)模型是對(duì)傳統(tǒng)的增長(zhǎng)曲線(xiàn)模型與潛在類(lèi)別模型的整合，它既可以反映個(gè)體發(fā)展變化的趨勢(shì)又考慮到了群體的異質(zhì)性，是處理群體異質(zhì)性變化趨勢(shì)的主要模型之一。增長(zhǎng)曲線(xiàn)模型(Latent Growth Curve Models，LGCM)假設(shè)群體同質(zhì)，即群體內(nèi)所有個(gè)體具有相同的平均增長(zhǎng)軌跡，進(jìn)而以假定的潛在增長(zhǎng)軌跡反映重復(fù)測(cè)量時(shí)的變化類(lèi)型(Bollen，2006)。無(wú)條件的LGCM方程如下：

yit=αit+λitβit+εit

(1)

αi=μα+ξαi

(2)

βi=μβ+ξβi

(3)

i表示個(gè)體，t表示測(cè)量時(shí)間點(diǎn)，yit代表個(gè)體i在時(shí)間t的結(jié)果，αi為個(gè)體i的截距，即初始水平，βi為個(gè)體i變化軌跡的斜率，λit為t時(shí)間點(diǎn)的結(jié)果，εit為殘差項(xiàng)，μα和μβ分別為截距和斜率的均值，ξαi和ξβi分別為截距和斜率均值對(duì)應(yīng)的方差。LGCM模型通過(guò)截距因子均值μα反映平均初始水平，截距因子方差ξαi反映個(gè)體間平均水平的差異，斜率因子均值μβ反映平均增長(zhǎng)速度，斜率因子方差ξβi反映個(gè)體間增長(zhǎng)率的差異。

當(dāng)個(gè)體間存在較大差異時(shí)，不能滿(mǎn)足LGCM關(guān)于群體同質(zhì)性的假設(shè)，需引入考慮群體異質(zhì)性的潛類(lèi)別模型(Latent Class Model，LCM)。LCM是根據(jù)個(gè)體在觀測(cè)指標(biāo)上的反應(yīng)模式即不同的聯(lián)合概率來(lái)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)的統(tǒng)計(jì)方法，內(nèi)在邏輯就是根據(jù)個(gè)體在觀測(cè)項(xiàng)目上的反應(yīng)模式將其進(jìn)行分類(lèi)。由局部獨(dú)立性假設(shè)可知，若類(lèi)別內(nèi)任意兩觀測(cè)指標(biāo)之間的關(guān)系已被潛類(lèi)別變量解釋?zhuān)瑒t它們之間已沒(méi)有關(guān)聯(lián)。由于獨(dú)立事件聯(lián)合發(fā)生概率是單獨(dú)發(fā)生概率的乘積，因此每個(gè)類(lèi)別內(nèi)部多個(gè)二分項(xiàng)目的聯(lián)合概率為：

(4)

j為兩點(diǎn)計(jì)分指標(biāo)，c為潛類(lèi)別變量，有k個(gè)水平，yi為個(gè)體i在指標(biāo)j的兩個(gè)選項(xiàng)y=1或y=0時(shí)的取值，當(dāng)存在多個(gè)類(lèi)別水平時(shí)，上式的擴(kuò)展即為L(zhǎng)CM表達(dá)式：

(5)

p(ci=k)為某類(lèi)別組k占總體的概率，即潛類(lèi)別概率。

將LCM和LGCM結(jié)合形成的模型既可以反映潛類(lèi)別分組結(jié)果又可以反映個(gè)體變化趨勢(shì)，即為潛類(lèi)別增長(zhǎng)模型(LCGM)和增長(zhǎng)混合模型(GMM)，LCGM和GMM可對(duì)樣本進(jìn)行潛類(lèi)別分組的同時(shí)對(duì)每個(gè)類(lèi)別組建立LGCM來(lái)刻畫(huà)個(gè)體變化趨勢(shì)，LCGM和GMM中包括反映初始差異和變化速度的隨機(jī)截距和隨機(jī)斜率因子變量，也包括將樣本進(jìn)行分類(lèi)的類(lèi)別變量。方程表達(dá)式如下：

LCGM：

(6)

αki=μακ

(7)

βκi=μβκ

(8)

GMM：

(9)

αki=μακ+ξαik

(10)

βκi=μβκ+ξβik

(11)

c為類(lèi)別潛變量，共k個(gè)水平，p為類(lèi)別概率，i為個(gè)體，t為測(cè)量時(shí)點(diǎn)，μαk和μβk為特定類(lèi)別k中個(gè)體截距和斜率的均值，ξαik和ξβik為類(lèi)別k中個(gè)體截距和斜率與均值的差異。對(duì)比可見(jiàn)，LCGM設(shè)定類(lèi)別組內(nèi)不存在方差變異，即ξαik=0，ξβik=0，類(lèi)別組內(nèi)所有個(gè)體具有相同的平均增長(zhǎng)曲線(xiàn)，GMM則保留ξαik和ξβik，允許類(lèi)別組內(nèi)個(gè)體變化趨勢(shì)存在異質(zhì)性(王孟成、畢向陽(yáng)，2018)。

通過(guò)LCGM和GMM可預(yù)測(cè)出老年人生活自理能力變化軌跡的潛在類(lèi)別，由于該軌跡類(lèi)別屬于分類(lèi)變量，因而對(duì)老年人健康狀況與生活自理能力變化軌跡之間的關(guān)系采用多分類(lèi)Logit模型進(jìn)行分析，該模型常見(jiàn)于對(duì)類(lèi)別數(shù)據(jù)的分析，故不再贅述。數(shù)據(jù)分析軟件采用Mplus 8.0與Stata 15.0。

3 研究結(jié)果

3.1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了2002～2014年5次追蹤調(diào)研中老年人生活自理能力IADL的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。從表1中可看出，歷次IADL均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，適合進(jìn)行變化軌跡的潛類(lèi)別探索。

表1 5次IADL的描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)矩陣

3.2 增長(zhǎng)混合模型分類(lèi)結(jié)果

分別運(yùn)用類(lèi)別組內(nèi)不存在個(gè)體差異的LCGM和允許類(lèi)別組內(nèi)個(gè)體間存在差異的GMM對(duì)老年人生活自理能力變化軌跡進(jìn)行潛類(lèi)別估計(jì)，表2報(bào)告了各模型的擬合結(jié)果。一般而言，潛變量建模遵循從單類(lèi)別逐漸增加類(lèi)別個(gè)數(shù)的原則，所用模型從LGCM到LCGM再到GMM，對(duì)個(gè)體間差異的假設(shè)逐步放寬。由于部分研究已證明高齡老年人生活自理能力變化趨勢(shì)存在個(gè)體差異(張文娟等，2020；Zachary et al.，2012)，理論上來(lái)說(shuō)，針對(duì)更大年齡范圍樣本的潛類(lèi)別探索不再適用單類(lèi)別模型和假設(shè)群體同質(zhì)的LGCM。因此，本文僅運(yùn)用LCGM和GMM進(jìn)行分析，二者均采用穩(wěn)健極大似然估計(jì)法(MLR)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

對(duì)潛類(lèi)別模型擬合的評(píng)價(jià)通常采用信息指標(biāo)AIC、BIC和樣本校正的aBIC，數(shù)值越小說(shuō)明擬合效果越好，對(duì)于異質(zhì)性群體的分類(lèi)結(jié)果通常采用Entropy評(píng)價(jià)分類(lèi)精確性，取值范圍為0～1，越接近1說(shuō)明分類(lèi)越精確。有研究指出，Entropy≥0.8時(shí)，分類(lèi)精確性超過(guò)90%(Karenet al.，2007)?；贐ootstrap的BLRT和LMR似然比檢驗(yàn)用于比較k-1和k個(gè)類(lèi)別模型的擬合差異，p值顯著說(shuō)明k個(gè)類(lèi)別模型顯著優(yōu)于k-1個(gè)類(lèi)別對(duì)應(yīng)的模型。

表2中LCGM各類(lèi)別的擬合指數(shù)提示，AIC、BIC和aBIC均隨類(lèi)別數(shù)目的增加而減小，LMR和BLRT均顯著，難以判斷最佳模型。比較Entropy取值，3類(lèi)別時(shí)Entropy達(dá)到最大值0.959，優(yōu)于2類(lèi)別和4類(lèi)別的取值，初步判斷LCGM的3類(lèi)別模型更好。但是LCGM假設(shè)類(lèi)別內(nèi)個(gè)體具有同質(zhì)性，這一假設(shè)比較嚴(yán)格，相較而言，允許類(lèi)別組內(nèi)個(gè)體存在差異的GMM更符合現(xiàn)實(shí)。比較GMM各類(lèi)別的擬合指數(shù)，類(lèi)別數(shù)目越多，擬合指數(shù)越理想，當(dāng)達(dá)到4類(lèi)時(shí)，LMR不再顯著，說(shuō)明3類(lèi)別模型更佳。再比較類(lèi)別概率，3類(lèi)別GMM的類(lèi)別概率分布優(yōu)于2類(lèi)別。總體比較，3類(lèi)別GMM的擬合指數(shù)、Entropy和類(lèi)別概率結(jié)果更優(yōu)，可作為最終模型，也就是說(shuō)老年人生活自理能力變化軌跡可分為3類(lèi)。

表2 探索性L(fǎng)CGM和GMM擬合結(jié)果比較

3.3 潛類(lèi)別組特征分析

對(duì)3類(lèi)別的GMM進(jìn)行分析，表3報(bào)告了各類(lèi)別組的類(lèi)別概率、截距因子和斜率因子。由于GMM設(shè)定了跨類(lèi)別等同，所以各類(lèi)別的截距因子和斜率因子結(jié)果一致?？傮w來(lái)看，截距因子與斜率因子的相關(guān)系數(shù)為0.016(p=0.299)，可見(jiàn)初始值與增長(zhǎng)率之間沒(méi)有顯著關(guān)系，也就是說(shuō)老年人生活自理能力的起始水平與后期變化速度之間并無(wú)關(guān)系。截距因子方差是0.515(p<0.001)，表明各類(lèi)別組內(nèi)老年人個(gè)體之間生活自理能力的初始值存在差異。斜率因子方差為0.022(p<0.01)，表明各個(gè)類(lèi)別組內(nèi)老年人個(gè)體之間生活自理能力的增長(zhǎng)率也存在顯著差異。

表3 不同組別的變化軌跡曲線(xiàn)參數(shù)估計(jì)結(jié)果

具體分析各類(lèi)別組的變化趨勢(shì)特征，如圖1所示，粗線(xiàn)表示模型估計(jì)出的各類(lèi)別組均值，細(xì)線(xiàn)代表模型估計(jì)的各類(lèi)別組內(nèi)的個(gè)體值。類(lèi)別組1(左下方至右下方)老年人生活自理能力起始水平最低，隨時(shí)間推移繼續(xù)緩慢下降，命名為“緩慢惡化組”，共79人，占比4.7%。該組截距因子的均值為7.103(p<0.001)，說(shuō)明本組內(nèi)老年人生活自理能力起始水平的均值為7.103，p<0.001說(shuō)明組內(nèi)個(gè)體間的初始值存在顯著差異；斜率因子的均值為-0.276(p<0.001)，說(shuō)明該組內(nèi)老年人生活自理能力呈負(fù)向變化，p<0.001證明變化速度存在個(gè)體差異。類(lèi)別組2(左上方至右下方)老年人生活自理能力起始水平較高，隨時(shí)間推移呈加速下降趨勢(shì)，命名為“急速下降組”，共381人，占總體人數(shù)的22.7%。急速下降組截距因子和斜率因子的均值分別為15.126(p<0.001)和-0.941(p<0.001)，說(shuō)明該組內(nèi)老年人生活自理能力初始水平均值為15.126，且隨時(shí)間推移呈大幅的負(fù)向變化，初始水平和變化速度都存在個(gè)體差異。類(lèi)別組3(左上方至右上方)老年人生活自理能力起始水平也較高，且隨時(shí)間變化基本保持穩(wěn)定，命名為“保持穩(wěn)定組”，共1213人，占72.6%。保持穩(wěn)定組內(nèi)截距因子與斜率因子的均值分別是15.295(p<0.001)和-0.089(p<0.001)，與另外兩個(gè)組相比，該組老年人生活自理能力的初始水平是最高的，下降速度最緩慢，p<0.001說(shuō)明了該組內(nèi)個(gè)體間同樣存在顯著差異。

圖1 各類(lèi)別組估計(jì)均值和估計(jì)個(gè)體值

進(jìn)一步對(duì)各類(lèi)別組內(nèi)人口特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和健康狀況等進(jìn)行比較(如表4)，以反映各類(lèi)別組樣本的分布狀況及特征差異?？傮w上，緩慢惡化組占比為4.7%，急速下降組與保持穩(wěn)定組分別占22.7%和72.6%。分性別來(lái)看，男性在緩慢惡化組、急速下降組與保持穩(wěn)定組的比例分別為2.00%，20.40%，77.60%，女性對(duì)應(yīng)的比例為7.14%，24.72%，68.14%，比較發(fā)現(xiàn)，反映生活自理能力低下的緩慢惡化組和急速下降組中女性占比更高。從職業(yè)、居住地以及不同生活方式在各類(lèi)別組的分布來(lái)看，不同類(lèi)別群體在各組的分布比例大致相當(dāng)，而從事體力勞動(dòng)的老年人在保持穩(wěn)定組中的占比達(dá)73.41%，高出未從事體力勞動(dòng)者5.2個(gè)百分點(diǎn)。從出生隊(duì)列來(lái)看，1918年前出生隊(duì)列中緩慢惡化組占比高達(dá)22.07%，保持穩(wěn)定組僅占35.17%，1929年以后出生隊(duì)列有83.28%的人進(jìn)入了保持穩(wěn)定組，說(shuō)明越早出生的隊(duì)列在緩慢惡化組的比例越高，而越晚出生的隊(duì)列在保持穩(wěn)定組的比例越高。從自評(píng)健康狀況來(lái)看，自評(píng)健康不好的人中有11.95%屬于緩慢惡化組，而自評(píng)健康好者中該類(lèi)別組占比僅3.70%，說(shuō)明與自評(píng)健康好的群體相比，自評(píng)健康差的群體其生活自理能力可能更差。從老年人健康歷史狀況來(lái)看，曾經(jīng)患重病的老年人中有11.00%的人進(jìn)入緩慢惡化組，66.50%進(jìn)入保持穩(wěn)定組，而未曾患重病的人進(jìn)入緩慢惡化組的比例僅為3.86%，進(jìn)入保持穩(wěn)定組的比例高達(dá)73.53%，說(shuō)明是否患重病與潛類(lèi)別組結(jié)果有關(guān)。從連續(xù)變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，年齡是生活自理能力變化的重要因素。緩慢惡化組內(nèi)年齡均值為82.59，急速下降組和保持穩(wěn)定組分別為75.50和71.34，結(jié)合圖1各潛類(lèi)別組的變化軌跡分析發(fā)現(xiàn)，2011年追蹤調(diào)查時(shí)緩慢惡化組和急速下降組的生活自理能力水平都呈現(xiàn)出顯著的下降。在教育程度方面，保持穩(wěn)定組的平均受教育年限最高，達(dá)2.77年，急速下降組次之，緩慢惡化組僅為0.87年。心理健康水平方面，緩慢惡化組平均得分最低。

表4 各類(lèi)別組描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.4 健康狀況對(duì)老年人生活自理能力變化軌跡的影響

根據(jù)GMM估計(jì)結(jié)果劃分出的3個(gè)潛類(lèi)別組，采用多分類(lèi)Logit模型分析老年人健康狀況與生活自理能力變化軌跡之間的關(guān)系(如表5)。從控制變量的影響來(lái)看，人口特征中的性別和年齡與老年人生活自理能力的變化軌跡存在顯著相關(guān)。具體來(lái)看，控制其他因素之后，相對(duì)于保持穩(wěn)定組而言，老年男性進(jìn)入生活自理能力緩慢惡化組的幾率比女性低64.4%(exp-1.034)，進(jìn)入生活自理能力急速下降組的幾率比女性低30%(exp-0.355)，與急速下降組相比，老年男性進(jìn)入緩慢惡化組的幾率比女性低49%(exp-0.679)，可見(jiàn)與男性相比，女性老年人生活自理能力更糟糕。從與年齡的關(guān)系來(lái)看，年齡每增加一歲，與保持穩(wěn)定組相比，進(jìn)入緩慢惡化組的幾率增加23.8%(exp-0.214)，進(jìn)入急速下降組的幾率增加10.9%(exp-0.104)，以急速下降組作為參照組，年齡每增加一歲，進(jìn)入緩慢惡化組的幾率增加11.7%(exp-0.110)。這就說(shuō)明，老年人年齡越大生活自理能力越差，已有研究也得出相似結(jié)論(張文娟、王東京，2020；伍小蘭、劉吉，2018)。但隨著年齡增加，進(jìn)入緩慢惡化組的可能性大于進(jìn)入急速下降組的可能性，說(shuō)明隨著年齡增長(zhǎng)，老年人生活自理能力呈加速下降的趨勢(shì)。在控制其他因素之后，老年人的受教育年限、職業(yè)、居住地、出生隊(duì)列、是否從事體力勞動(dòng)、是否鍛煉、是否吸煙、是否飲酒等控制變量與生活自理能力的變化趨勢(shì)沒(méi)有顯著關(guān)系。

表5 健康狀況與潛類(lèi)別分組的關(guān)系

分析老年人健康狀況與生活自理能力變化軌跡間的關(guān)系。首先，老年人自評(píng)健康與生活自理能力的變化軌跡存在顯著相關(guān)。具體來(lái)看，相對(duì)于保持穩(wěn)定組來(lái)說(shuō)，自評(píng)健康好的老年人進(jìn)入緩慢惡化組的幾率比自評(píng)健康差的老年人低72.1%(exp-1.277)，進(jìn)入急速下降組的幾率比自評(píng)健康差的老年人低34.1%(exp-0.418)，將急速下降組更換為參照組比較發(fā)現(xiàn)，自評(píng)健康好的老年人進(jìn)入緩慢惡化組的幾率比自評(píng)健康差的老年人低57.6%(exp-0.859)，也就是說(shuō)自評(píng)健康差的老年人其生活自理能力更可能繼續(xù)惡化或持續(xù)下降。其次，從既往病史的影響來(lái)看，與保持穩(wěn)定組比較，曾經(jīng)患重病的老年人進(jìn)入緩慢惡化組的幾率是未患重病者的2.91(exp-1.068)倍，而患重病對(duì)是否進(jìn)入急速下降組則沒(méi)有顯著影響；與進(jìn)入急速下降組相比，曾經(jīng)患重病者進(jìn)入緩慢惡化組的幾率是未患病者的2.99(exp-1.095)倍。概括來(lái)說(shuō)，對(duì)所有人而言，曾經(jīng)患重病都可能導(dǎo)致生活自理能力水平降低，也就是進(jìn)入緩慢惡化組，但曾經(jīng)患重病與是否進(jìn)入急速下降組卻無(wú)顯著關(guān)系。最后，分析心理健康的影響，相較于保持穩(wěn)定組來(lái)說(shuō)，心理健康水平越高進(jìn)入緩慢惡化組的可能越低，而心理健康水平與是否進(jìn)入急速下降組則沒(méi)有顯著關(guān)系，對(duì)緩慢惡化組和急速下降組進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，心理健康水平越高，進(jìn)入緩慢惡化組的幾率越低?？梢?jiàn)，與曾經(jīng)患重病的影響相似，心理不健康會(huì)增加進(jìn)入緩慢惡化組的幾率，但與進(jìn)入急速下降組無(wú)關(guān)?？傮w來(lái)看，自評(píng)健康狀況、是否曾經(jīng)患重病與心理健康水平都與老年人生活自理能力變化有關(guān)，身心不健康尤其會(huì)增加其進(jìn)入緩慢惡化組的幾率。

4 結(jié)論與啟示

本研究分析了中國(guó)老年人生活自理能力的變化軌跡及其與健康狀況之間的關(guān)系，得出如下結(jié)論：一方面，GMM將老年人生活自理能力的變化軌跡分為3個(gè)潛在類(lèi)別組，這一結(jié)果與已有研究的相似之處在于都證明了老年人生活自理能力的變化趨勢(shì)不同(Roothet al.，2016；張文娟、王東京，2020；Zachary et al.，2012；伍小蘭、劉吉，2018)。但是本研究更詳細(xì)地呈現(xiàn)了生活自理能力不同類(lèi)別組的特征：緩慢惡化組表現(xiàn)為初始水平較低且隨時(shí)間推移繼續(xù)下降，他們的基期平均年齡在80歲以上，且受教育年限和身心健康水平最低；生活自理能力的起始水平較高但隨年齡增長(zhǎng)快速下降的為急速下降組，占比約22.7%，該組的年齡均值約75歲，受教育年限和心理健康水平都高于緩慢惡化組；其余72.6%的老年人生活自理能力始終穩(wěn)定在較高水平，屬于保持穩(wěn)定組；三個(gè)潛類(lèi)別組內(nèi)個(gè)體生活自理能力的初始水平與變化速度均存在顯著差異。另外，反映生活自理能力低下的緩慢惡化組和急速下降組中女性占比高于男性；務(wù)農(nóng)與非務(wù)農(nóng)兩種不同職業(yè)的人在各類(lèi)別組的分布大致相當(dāng)。

另一方面，人口特征、健康狀況與生活自理能力的潛類(lèi)別分組結(jié)果之間存在顯著相關(guān)關(guān)系。從性別來(lái)看，與男性相比，女性老年人更可能進(jìn)入生活自理能力低下的緩慢惡化組或急速下降組，而且年齡增加也會(huì)引起生活自理能力的下降，這與以往研究結(jié)論基本一致(劉二鵬、張奇林，2019；姜向群、魏蒙，2015；張文娟、王東京，2020；Peeterset al.，2013)。本研究進(jìn)一步指出，隨著年齡增加，進(jìn)入緩慢惡化組的幾率大于進(jìn)入急速下降組的幾率，說(shuō)明年齡增長(zhǎng)導(dǎo)致老年人生活自理能力呈加速下降的趨勢(shì)。從健康狀況來(lái)看，自評(píng)健康越差的老年人更有可能進(jìn)入緩慢惡化組或急速下降組；與未患重病者相比，曾經(jīng)患重病與老年人是否進(jìn)入急速下降組無(wú)關(guān)，但會(huì)使其進(jìn)入緩慢惡化組的幾率增加2倍之多；心理健康水平與是否進(jìn)入急速下降組沒(méi)有顯著關(guān)系，但心理健康水平越高的老年人進(jìn)入緩慢惡化組的幾率越低?？傊S著年齡增長(zhǎng)，老年人的生活自理能力呈現(xiàn)出加速下降的趨勢(shì)，曾經(jīng)患重病或心理不健康都會(huì)大大增加其繼續(xù)惡化的幾率。

本研究的發(fā)現(xiàn)不僅有助于認(rèn)識(shí)老年人生活自理能力變化趨勢(shì)的內(nèi)在規(guī)律特征，而且對(duì)于老齡化背景下的公共衛(wèi)生、養(yǎng)老服務(wù)等政策安排具有一定啟示意義：其一，要針對(duì)老年人生活自理能力呈現(xiàn)出的緩慢惡化組、急速下降組與保持穩(wěn)定組三種潛在類(lèi)別軌跡進(jìn)行分類(lèi)管理，差異化施策。緩慢惡化組為生活自理能力初始水平較低的高齡老年人，隨著生活自理能力的繼續(xù)惡化，他們對(duì)日常照護(hù)的需求增加，勢(shì)必帶來(lái)家庭經(jīng)濟(jì)或照護(hù)負(fù)擔(dān)。通過(guò)發(fā)展長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度，建立多渠道籌資機(jī)制，制定護(hù)理等級(jí)與支付標(biāo)準(zhǔn)，完善護(hù)理服務(wù)體系，可為失能、半失能老年人提供穩(wěn)定的照護(hù)服務(wù)，實(shí)現(xiàn)老有所依，病有所護(hù)；急速下降組的老年人生活自理能力的起始水平較高，但可能因疾病或年齡增長(zhǎng)導(dǎo)致短期內(nèi)快速下降，針對(duì)這一急速變化產(chǎn)生的需求，要著重發(fā)揮醫(yī)療保障制度的作用。通過(guò)擴(kuò)大醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋面，完善醫(yī)保待遇調(diào)整機(jī)制，改革醫(yī)保付費(fèi)方式，推進(jìn)商業(yè)保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)承辦大病保險(xiǎn)等醫(yī)保相關(guān)制度的落實(shí)，保障老年人在遭遇生活自理能力急速下降時(shí)可獲得相應(yīng)保障；保持穩(wěn)定組老年人的生活自理能力始終保持在較高水平，對(duì)醫(yī)療保障與護(hù)理的需求較少，但他們須明確自己是維護(hù)健康的第一責(zé)任人，要自覺(jué)提高健康意識(shí)和健康管理能力，養(yǎng)成良好的健康生活習(xí)慣。

其二，雖然生活自理能力隨年齡增長(zhǎng)而下降是不可避免的趨勢(shì)，但曾經(jīng)患重病或心理健康方面的不足都可能導(dǎo)致這一趨勢(shì)加速或惡化，因此盡早識(shí)別和預(yù)防重大疾病與心理問(wèn)題尤為重要。具體而言，一是要及早識(shí)別重大疾病。2017年全國(guó)老齡辦、民政部、衛(wèi)計(jì)委等五部委聯(lián)合發(fā)布了《關(guān)于制定和實(shí)施老年人照顧服務(wù)項(xiàng)目的意見(jiàn)》，提出為65歲以上老年人進(jìn)行免費(fèi)體檢。但現(xiàn)實(shí)中部分地區(qū)尤其農(nóng)村地區(qū)對(duì)老年人的免費(fèi)體檢基本流于形式，體檢過(guò)程不規(guī)范，體檢結(jié)果無(wú)反饋，未能及早發(fā)現(xiàn)和治療病癥。盡早識(shí)別和預(yù)防重大疾病，須真正落實(shí)老年人免費(fèi)體檢工作，提高老年人慢性病或重大疾病篩查的精準(zhǔn)度。二是要加強(qiáng)對(duì)老年人慢性病的救治和管理。目前我國(guó)患有慢性病的老年人超過(guò)1.8億(新浪網(wǎng)，2019)，糖尿病、高血壓、心血管疾病等慢性病癥已成為引發(fā)重大疾病、影響老年人健康和生命的重要誘因。老年人可通過(guò)健康飲食、科學(xué)運(yùn)動(dòng)、戒煙限酒等健康行為和生活方式的改善來(lái)提高自身健康素養(yǎng)，通過(guò)積極預(yù)防來(lái)降低慢性病發(fā)生概率。針對(duì)確診病癥也要正確面對(duì)、科學(xué)干預(yù)，落實(shí)慢性病救治和管理的日常規(guī)范。三是要強(qiáng)化對(duì)心理疾病的認(rèn)識(shí)和干預(yù)。根據(jù)《健康中國(guó)行動(dòng)(2019-2030)》，我國(guó)居民抑郁癥和焦慮障礙患病率分別達(dá)2.1%和4.98%。觀念認(rèn)識(shí)上，要提高心理健康意識(shí)，主動(dòng)了解心理健康知識(shí)，正確認(rèn)識(shí)焦慮障礙或抑郁等情緒問(wèn)題，既不過(guò)分擔(dān)心又不刻意逃避；行動(dòng)方針上，要學(xué)習(xí)使用科學(xué)方法緩解壓力，通過(guò)睡眠健康與科學(xué)運(yùn)動(dòng)來(lái)調(diào)節(jié)情緒，出現(xiàn)心理問(wèn)題時(shí)及時(shí)求助專(zhuān)業(yè)治療，關(guān)心理解老年人心理狀況，減少歧視。

本研究還存在一定不足之處需繼續(xù)探討：首先，僅研究了2002～2014年間持續(xù)存活的樣本，未涉及對(duì)死亡樣本的分析，因而研究結(jié)果不一定適用于所有老年人。同時(shí)，存活樣本可能本身健康素養(yǎng)較高，導(dǎo)致研究存在幸存者偏差問(wèn)題；其次，盡管GMM作為一種敏感的、數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)的方法對(duì)研究對(duì)象進(jìn)行潛在類(lèi)別探索具有廣泛的適用性，但本研究的GMM設(shè)定了跨類(lèi)別等同，即各類(lèi)別具有相等的截距因子和斜率因子，這一嚴(yán)格假定可能與樣本真實(shí)狀況之間存在差異。因此，未來(lái)的研究可進(jìn)一步擴(kuò)大樣本選擇范圍，綜合考慮到不同生存結(jié)果樣本的特性，以進(jìn)行更全面的分析。在模型設(shè)定上要更充分考慮到個(gè)體的異質(zhì)性，逐步放寬模型設(shè)定條件或加入不同類(lèi)型的協(xié)變量進(jìn)行更充分的探討。