熊保盈，劉太一，陳婷

我國(guó)擁有世界上最多的老年人口，隨著預(yù)期壽命的延長(zhǎng)、生育率的下降、人口老齡化進(jìn)程的加速，60歲及以上人口比例將從2000年的10%增加到2050年的30% 左右［1］。穩(wěn)健的日常生活活動(dòng)能力（activities of daily life，ADL）被認(rèn)為是老年人健康長(zhǎng)壽的潛在指標(biāo)，全球估計(jì)有15%的人口發(fā)生ADL減弱［2］，60歲及以上人群中ADL減弱發(fā)生率高達(dá)46.1%［3］。ADL指標(biāo)最初由KATZ等［4］在1963年提出，已被世界衛(wèi)生組織認(rèn)可并推薦用于中老年流行病學(xué)研究。ADL量表包含了人們?cè)谌粘Ｉ钪兴仨毻瓿傻膭?dòng)作，包括如廁、洗澡、吃飯、購(gòu)物、做家務(wù)等一些相對(duì)簡(jiǎn)單的個(gè)人生活自理能力問(wèn)題，若受試者無(wú)法完成這一層次的功能即認(rèn)為存在ADL減弱［5］。ADL減弱是指?jìng)€(gè)人健康狀況受損、功能障礙或活動(dòng)受限，由個(gè)人因素和環(huán)境因素相互作用導(dǎo)致，對(duì)個(gè)人和社會(huì)有嚴(yán)重的負(fù)面影響［2］。近年來(lái)，尤其是我國(guó)“健康中國(guó)”戰(zhàn)略實(shí)施以來(lái)，ADL備受學(xué)者關(guān)注，當(dāng)前ADL研究主要采用兩種方法：一是開(kāi)展橫截面研究，分析老年人ADL減弱狀況、變化趨勢(shì)和影響因素［5-6］；二是通過(guò)隊(duì)列研究，對(duì)同一人群ADL減弱情況及影響因素進(jìn)行前瞻性研究［7-8］。既往研究ADL減弱過(guò)程的時(shí)間跨度較短，聚焦ADL受損的變化過(guò)程研究較少。為此，本研究利用2011—2018年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）數(shù)據(jù)進(jìn)行面板分析，探討ADL減弱的影響因素，從而為相關(guān)研究提供參考。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 于2021年3月，使用CHARLS 2011、2013、2015、2018年數(shù)據(jù)開(kāi)展研究。CHARLS采用多階段概率比例規(guī)模抽樣（PPS）的方法，在全國(guó)30個(gè)省級(jí)行政區(qū)中隨機(jī)選出150個(gè)地縣級(jí)和450個(gè)村級(jí)單位，基線調(diào)查納入17 710例受訪者，此后每2～3年跟蹤隨訪 1次［1］。2013、2015、2018年 分 別 納 入 18 619、22 239、19 818例受訪者。CHARLS的 4期調(diào)查數(shù)據(jù)形成3個(gè)樣本追蹤期，即2011—2013、2013—2015、2015—2018 年，截面匹配人數(shù)分別為 15 191、17 403、18 530例。保留3個(gè)截面基期ADL未減弱（即ADL量表評(píng)分 =0 分）的受訪者 4 897、5 467、6 222 例，剔除異常數(shù)據(jù)和缺失值，2011—2013、2013—2015、2015—2018 年分別納入 4 107、4 348、2 984 例≥ 45 歲的中老年人，共計(jì)11 439例。該研究獲得北京大學(xué)生物醫(yī)學(xué)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)（IRB00001052-11015）。

1.2 研究方法

1.2.1 ADL減弱的定義與判斷標(biāo)準(zhǔn) 本研究采用KATZ等［4］的ADL指數(shù)評(píng)價(jià)量表及NAGI［9］的軀體功能障礙問(wèn)題反映量表來(lái)綜合評(píng)估中老年人的ADL。（1）ADL指數(shù)評(píng)價(jià)量表由基本日常生活活動(dòng)能力量表（BADLs）和工具性日常生活活動(dòng)能力量表（IADLs）兩部分組成。BADLs包含穿衣、洗澡、吃飯、上下床、如廁和控制大小便，共計(jì)6項(xiàng)內(nèi)容；IADL包含做家務(wù)、備餐、購(gòu)物、服藥和理財(cái)，共計(jì)5項(xiàng)內(nèi)容。11項(xiàng)ADL指數(shù)反映了受試者的靈活度。（2）軀體功能障礙問(wèn)題反映量表包括走100 m、攜帶5 kg、久坐站立、爬樓梯、彎腰、手臂伸展、從桌子上拿硬幣等9項(xiàng)評(píng)估內(nèi)容，反映受試者的力量和耐力層面因素。上述兩個(gè)量表共計(jì)20個(gè)條目［10-12］，每個(gè)條目包含“沒(méi)有困難”“有困難但仍可以完成”“有困難需要幫助”“無(wú)法完成”4個(gè)選項(xiàng)，分別計(jì)為0、1、2、3分，總分0～60分。0分判為ADL未減弱，分?jǐn)?shù)越高表示受試者ADL越差。本研究將CHARLS 2011—2018年的4期數(shù)據(jù)劃分為3個(gè)含有ADL減弱相關(guān)變量的截面，在相鄰截面體現(xiàn)ADL的變動(dòng)：當(dāng)期ADL值減去基期ADL值。如基期ADL未受損而當(dāng)期ADL受損，則代表ADL減弱，否則為ADL未減弱［13］。為避免時(shí)間跨度大的情況下年齡、慢性病、收入等因素變動(dòng)帶來(lái)的影響，本研究未分析同一調(diào)查對(duì)象多期ADL變化。

1.2.2 自變量的選取與判斷標(biāo)準(zhǔn) 根據(jù)既往研究結(jié)果和數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究變量由人口學(xué)特征、健康狀況、資源可及性、社會(huì)心理因素4部分組成［8，14］。（1）人口學(xué)特征：包括年齡、性別、婚姻狀況、居住地、受教育程度。（2）健康狀況：包括患慢性病種數(shù)，在該跟蹤隨訪期內(nèi)是否摔倒、是否感到身體疼痛。（3）資源可及性：能否獲得長(zhǎng)期照顧；是否使用輔助設(shè)備，比如眼鏡、輪椅等設(shè)備；人均收入〔（家庭收入+個(gè)人收入）/家戶人口〕，家庭收入包括工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付收入等［15］，個(gè)人收入涉及個(gè)人工資收入及個(gè)人其他收入等。（4）社會(huì)心理因素：包括沮喪評(píng)價(jià)和認(rèn)知功能評(píng)價(jià)。沮喪評(píng)價(jià)使用的是流調(diào)中心抑郁水平評(píng)定10條目量表（CESD-10），總得分30分，分?jǐn)?shù)越高表示受試者沮喪程度越強(qiáng)；認(rèn)知功能采用簡(jiǎn)易智力狀態(tài)檢查量表（MMSE）評(píng)價(jià)，包括情景記憶和心理狀態(tài)評(píng)估。情景記憶是即時(shí)記憶和延遲記憶的平均值，范圍為0～10分；心理狀態(tài)為時(shí)間取向、數(shù)字能力和畫(huà)圖能力的總得分，范圍為0～11分。整體認(rèn)知得分為情景記憶與心理狀態(tài)得分之和，總分0～21分，分?jǐn)?shù)越低表示受試者的認(rèn)知水平越差［16］。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 由于因變量ADL是否減弱為二值變量，需建立離散面板數(shù)據(jù)模型（面板Probit模型和面板Logit模型）。Probit模型要求隨機(jī)誤差項(xiàng)服從正態(tài)分布，故選擇無(wú)此要求的面板Logit模型［17］。面板模型選擇中，混合回歸（pooled regression）的基本假設(shè)不存在個(gè)體效應(yīng)，而個(gè)體效應(yīng)以兩種不同的形態(tài)存在（隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)）。隨機(jī)效應(yīng)模型（random effect model）中個(gè)體效應(yīng)與所有解釋變量均不相關(guān)。如果個(gè)體效應(yīng)與某個(gè)解釋變量相關(guān)，需使用固定效應(yīng)模型（fixed effect model）估計(jì)［18］。通過(guò)豪斯曼（Hausman test）檢驗(yàn)拒絕混合效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型［19］，但固定效應(yīng)模型中時(shí)不變變量將被剔除［20］。由于時(shí)不變變量是影響中老年人ADL減弱的重要因素，故選擇隨機(jī)效應(yīng)模型彌補(bǔ)固定效應(yīng)模型消除時(shí)不變變量的缺陷［21］。

固定效應(yīng)Logit模型如下：yit=ut+βxit+γzi+αi+εit。其中，yit為個(gè)體i在時(shí)點(diǎn)t發(fā)生日常生活活動(dòng)能力減弱的概率，xit為在不同時(shí)點(diǎn)有所變化的自變量，zi為不隨時(shí)間變化的自變量，αi為個(gè)體之間變化而不隨時(shí)間變化的誤差項(xiàng)，εit為每個(gè)個(gè)體在不同時(shí)間的誤差項(xiàng)，ut是截距，β和γ為模型系數(shù)。運(yùn)用Stata 15.0軟件進(jìn)行描述性分析和多變量分析。計(jì)數(shù)資料以相對(duì)數(shù)表示，計(jì)量資料以（±s）表示。利用Pearson相關(guān)性分析除分類變量之外的自變量間的相關(guān)性，為避免多重共線性引起的誤差，以相關(guān)系數(shù)r＜0.80［22］為不存在共線性問(wèn)題。人均收入取對(duì)數(shù)，以消除可能的異方差影響；運(yùn)用面板Logit回歸分析中老年人ADL減弱的影響因素，為便于解釋回歸結(jié)果，計(jì)算解釋變量xi增加一單位引起概率比的變化倍數(shù)exp（）。防止面板不平穩(wěn)帶來(lái)的虛假回歸，進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本研究為n=11 439、t=3的微觀面板，因不符合大樣本數(shù)據(jù)、時(shí)間維度最少為30的條件，無(wú)須做單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析［23］。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 中老年人的基本情況及ADL減弱發(fā)生情況11 439例中老年人的年齡為45～108歲，平均年齡為（57.7±8.1） 歲； 其 中 男 6 903例（60.35%）， 女4 536例（39.65%）；6 568例中老年人（57.42%）的居住地為農(nóng)村，4 871例中老年人（42.58%）的居住地為城市，見(jiàn)表1。2011—2013、2013—2015、2015—2018年各有 1 829、1 758、1 215 例發(fā)生 ADL 減弱，ADL 減弱的發(fā)生率分別為44.53%、40.43%、40.72%。

2.2 自變量間的相關(guān)性分析 Pearson相關(guān)性分析結(jié)果顯示，各變量間相關(guān)系數(shù)最大的為受教育程度與認(rèn)知功能得分（r=0.491），見(jiàn)表2。鑒于本研究劃分3個(gè)橫截面，2011—2013、2013—2015、2015—2018年的 Pearson相關(guān)性分析亦顯示，受教育程度與認(rèn)知功能得分的相關(guān)系數(shù)最大（分別為0.504、0.528、0.459），結(jié)果與總相關(guān)系數(shù)矩陣差別不大，均＜0.800。因此，可基本判斷該模型不存在多重共線性，能進(jìn)行回歸分析。

表1 2011—2018年納入中老年人的基本情況Table 1 Basic information on the included middle-aged and older Chinese adults from 2011 to 2018

表2 各連續(xù)變量和等級(jí)變量間的相關(guān)性分析（r值）Table 2 Correlation analysis between each continuous variable and rank variable

2.3 中老年人ADL減弱影響因素的面板Logit回歸分析以ADL是否減弱為因變量（賦值：是=1，否=0），以表1中的13項(xiàng)指標(biāo)為自變量，進(jìn)行面板Logit回歸分析。本研究主要報(bào)告Logit固定效應(yīng)模型分析結(jié)果，但居住地變量不隨時(shí)間變化而被刪除，變化較少的性別、婚姻狀況、受教育程度無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05），故采用Logit隨機(jī)效應(yīng)模型補(bǔ)充時(shí)不變變量的結(jié)果，見(jiàn)表3。結(jié)果顯示：年齡、患慢性病種數(shù)、是否摔倒、是否感到身體疼痛、是否使用輔助設(shè)備、ln（人均收入）、沮喪得分是中老年人發(fā)生ADL減弱的影響因素（P＜0.05）。年齡每增加一歲，ADL減弱增加47.70%（eβ-1=0.477 0，P＜0.01）；與未患慢性病相比，患一種慢性病和兩種及以上慢性病的中老年人ADL減弱分別增加39.38%（eβ-1=0.393 8，P＜0.05）、60.96%（eβ-1=0.609 6，P＜0.01）；相比未摔倒的中老年人，摔倒的中老年人ADL 減弱增加 80.40%（eβ-1=0.804 0，P＜0.01）；與未感到身體疼痛的中老年人相比，感到身體疼痛的中老年人 ADL 減弱增加 126.82%（eβ-1=1.268 2，P＜0.01）；與未使用輔助設(shè)備的中老年人相比，使用輔助設(shè)備的中老年人 ADL 減弱增加 32.84%（eβ-1=0.328 4，P＜0.05）；沮喪情緒每增加1分，ADL減弱增加3.87%（eβ-1=0.038 7，P＜0.01）；ln（ 人 均 收 入） 每提高一個(gè)水平，ADL減弱降低6.57%（eβ-1=0.065 7，P＜0.01）。Logit隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果顯示，性別、居住地、受教育程度是中老年人發(fā)生ADL減弱的影響因素（P＜0.05）。與中老年男性相比，中老年女性ADL減弱增加 103.40%（eβ-1=1.034 0，P＜0.01）；與農(nóng)村中老年人相比，城市中老年人ADL減弱降低12.89%（eβ-1=0.128 9，P＜0.01）；與文盲的中老年人相比，小學(xué)、初中和高中及以上學(xué)歷的中老年人ADL減弱分別降 低 15.55%（eβ-1=0.155 5，P＜0.05）、27.96%（eβ-1=0.279 6，P＜0.01）和 34.69%（eβ-1=0.346 9，P＜0.01）。

表3 中老年人發(fā)生ADL減弱影響因素的面板Logit回歸分析Table 3 Panel-data multinomial Logit regression analysis of factors associated with the decline in activities of daily living in middle-aged and older Chinese adults

3 討論

ADL是評(píng)價(jià)中老年人健康狀況的重要指標(biāo)，且隨年齡增加而逐漸減弱。為減輕ADL減弱帶來(lái)的危害，與以往研究多關(guān)注ADL現(xiàn)狀不同，本研究重點(diǎn)探討ADL減弱過(guò)程，即基期ADL未受損、當(dāng)期ADL受損的變化，為延長(zhǎng)中老年人生活自理年限、促進(jìn)其健康老齡化提供參考。

3.1 中老年人ADL減弱的影響因素

3.1.1 人口學(xué)特征 本研究結(jié)果顯示隨著年齡的增長(zhǎng)，中老年人ADL減弱程度加重，這與劉芹等［24］研究結(jié)論相似，表明年齡較大的中老年人，可能因身體職能退化，增加ADL減弱風(fēng)險(xiǎn)。性別和受教育程度與ADL減弱相關(guān)，與既往研究一致［25］，與中老年女性相比，中老年男性具有更高的教育水平和經(jīng)濟(jì)能力，并更多地參與醫(yī)療保健，有助于降低中老年男性的ADL減弱風(fēng)險(xiǎn)。ADL減弱與低教育水平有關(guān)，教育水平較低的中老年人對(duì)身體健康的關(guān)注較少，缺乏預(yù)防ADL減弱的意識(shí)。在城市居住的中老年人比在農(nóng)村居住的中老年人ADL減弱程度要低，這可能得益于城市相對(duì)完善的醫(yī)療服務(wù)與社會(huì)保障體系，降低了城市居民ADL減弱程度［26］。

3.1.2 健康狀況 本研究結(jié)果顯示患有多種慢性病、經(jīng)歷摔倒、感到身體疼痛的中老年人ADL相對(duì)較弱，這與C WIRLEJ-SOZANSKA等［14］的研究結(jié)果相似。慢性病種類的增加，會(huì)引起腦或心等重要器官的損傷，導(dǎo)致中老年人身體功能逐漸下降及ADL減弱。經(jīng)歷摔倒和感到身體疼痛的中老年人，因行走不便在一定程度上減少社交活動(dòng)，身體進(jìn)一步衰弱，加重ADL減弱程度。

3.1.3 資源可及性 輔助設(shè)備是重要康復(fù)醫(yī)療資源之一，本研究表明輔助設(shè)備的使用情況對(duì)ADL減弱有影響，與BRADLEY等［27］的研究結(jié)論較為接近。目前我國(guó)中老年人的輔助設(shè)備可獲得性有待提高，多數(shù)中老年人通常因缺乏必要的輔助設(shè)備而對(duì)其ADL產(chǎn)生影響。中老年人的人均收入作為個(gè)人資源影響ADL，其在某種程度上反映經(jīng)濟(jì)地位對(duì)ADL的影響，若中老年人沒(méi)有足夠的經(jīng)濟(jì)來(lái)源，將難以承擔(dān)相應(yīng)的疾病負(fù)擔(dān)，出現(xiàn)ADL減弱時(shí)得不到及時(shí)治療，會(huì)加重ADL減弱程度［2］。

3.1.4 社會(huì)心理因素 中老年人沮喪情緒影響其ADL。XUE等[16]、陳金鳳等［28］研究表明，中老年人因身體功能受到限制，無(wú)法承擔(dān)相應(yīng)社會(huì)角色，甚至產(chǎn)生自我否定，類似情緒影響生活質(zhì)量進(jìn)而導(dǎo)致身體功能下降，尤其是農(nóng)村地區(qū)中老年人，向醫(yī)生透露真實(shí)病情的意愿不高，進(jìn)而耽誤了心身疾病的治療，加重了ADL減弱程度。

3.2 對(duì)緩解我國(guó)中老年人ADL減弱的建議 影響中老年人ADL減弱的因素有年齡、性別、居住地、受教育程度、患慢性病種數(shù)、摔倒、疼痛、輔助設(shè)備使用情況、人均收入和沮喪得分等因素。針對(duì)目前已采取的措施，建議從以下幾個(gè)方面進(jìn)一步緩解我國(guó)中老年人的ADL減弱問(wèn)題：（1）推動(dòng)公共服務(wù)體系建設(shè)。首先，中老年女性比男性更容易發(fā)生ADL減弱，因此需要完善中老年女性社會(huì)保障，改善其經(jīng)濟(jì)狀況；其次，改善農(nóng)村貧困中老年人的生活狀況，加強(qiáng)基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)建設(shè)，幫助ADL減弱的農(nóng)村中老年人獲得更好的診療條件；最后，擴(kuò)大老年教育資源供給，普及ADL減弱預(yù)防和康復(fù)知識(shí)，讓中老年人更加關(guān)注自身健康。（2）加強(qiáng)中老年人的慢性病管理。目前，慢性病依舊是影響中老年人ADL減弱的重要因素，通過(guò)幫助中老年人養(yǎng)成良好的行為習(xí)慣可有效預(yù)防慢性病的發(fā)生；同時(shí)，針對(duì)已患慢性病的中老年人，可以通過(guò)完善家庭醫(yī)生簽約服務(wù)，為糖尿病、高血壓等中老年慢性病患者提供相應(yīng)的健康管理服務(wù)。（3）鼓勵(lì)康復(fù)市場(chǎng)的發(fā)展。隨著人口老齡化加劇，康復(fù)醫(yī)療機(jī)構(gòu)可為中老年人提供更具個(gè)性化的治療方案，針對(duì)性地解決因摔倒或疼痛引起的ADL減弱。相關(guān)機(jī)構(gòu)應(yīng)加大康復(fù)輔助設(shè)備的研發(fā)力度，借助輔助設(shè)備改善中老年人ADL減弱者的康復(fù)效果，落實(shí)健康養(yǎng)老工作，推動(dòng)“健康中國(guó)2030”戰(zhàn)略實(shí)施。（4）增加特定人群的醫(yī)療補(bǔ)助。中老年人人均收入偏低，當(dāng)其ADL減弱卻無(wú)力承擔(dān)醫(yī)療費(fèi)用時(shí)，只能被迫放棄治療。可對(duì)特定ADL減弱人群增加醫(yī)療補(bǔ)助，調(diào)整常見(jiàn)ADL減弱治療報(bào)銷范圍，減輕中老年人的疾病負(fù)擔(dān)。（5）重視中老年人的心理健康。中老年人很容易情緒低落，對(duì)事物失去興趣及抱怨身體疼痛等，應(yīng)積極預(yù)防、減緩中老年人的沮喪情緒，通過(guò)手機(jī)、現(xiàn)場(chǎng)會(huì)診等多渠道宣傳形式，綜合藥物治療和心理干預(yù)手段，為中老年人提供及時(shí)、有效、規(guī)范的心理援助。

3.3 本研究的局限性 CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)未涉及45歲以下人群，且存在一定的缺失數(shù)據(jù)，可能會(huì)影響數(shù)據(jù)分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。同時(shí)，ADL減弱情況是以中老年人自我報(bào)告的方式獲取，ADL減弱嚴(yán)重者可能無(wú)法報(bào)告自身信息，會(huì)低估ADL減弱的發(fā)生。

作者貢獻(xiàn)：陳婷負(fù)責(zé)文章的構(gòu)思和設(shè)計(jì)；熊保盈負(fù)責(zé)文章的可行性分析及論文撰寫(xiě)；劉太一負(fù)責(zé)文章的修訂和質(zhì)量控制。

本文無(wú)利益沖突。