摘 要：隨著我國(guó)人口老齡化問(wèn)題的加劇，老年人口的健康需求已從單純的延長(zhǎng)預(yù)期壽命向追求高質(zhì)量、健康長(zhǎng)壽轉(zhuǎn)變?；谥袊?guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS），

采用分層APC交叉分類隨機(jī)效應(yīng)模型（HAPC），深入分析了我國(guó)老年人失能程度隨年齡、時(shí)期、隊(duì)列的變化趨勢(shì)，探討了醫(yī)療保障制度改革與社會(huì)參與對(duì)老年人失能程度的影響。研究結(jié)果顯示，老年人失能程度隨年齡增長(zhǎng)而增加，時(shí)期效應(yīng)顯著，表明醫(yī)療保障制度改革雖提高了老年人的醫(yī)療可及性和生存率，但同時(shí)也導(dǎo)致平均失能程度的提升，這在女性、西部和東部地區(qū)、農(nóng)村、居家老年人群體中表現(xiàn)得更加明顯。從年齡效應(yīng)上看，男性、西部地區(qū)、城鎮(zhèn)、居家老年人的失能風(fēng)險(xiǎn)更大。此外，社會(huì)參與對(duì)于改善老年人的失能程度具有積極作用，尤其是在較年輕時(shí)開(kāi)始的社會(huì)參與對(duì)延緩失能

隨年齡增長(zhǎng)的效果更為顯著，這種積極影響在不同地區(qū)、居住地等老年群體中普遍存在。因此，為實(shí)現(xiàn)健康老齡化目標(biāo)，應(yīng)從“?；尽毕颉按俳】怠钡牟呗赞D(zhuǎn)變，完善老年人全生命周期的健康服務(wù)體系，提升健康教育、預(yù)防保健等全流程服務(wù)質(zhì)量。同時(shí)，鼓勵(lì)老年人積極參與社會(huì)，開(kāi)拓適老化文化教育、休閑娛樂(lè)、志愿服務(wù)等參與空間，共同構(gòu)建健康、活躍的老齡社會(huì)。

關(guān)鍵詞：年齡—時(shí)期—隊(duì)列效應(yīng)；老年失能；社會(huì)參與；健康促進(jìn)；老齡化策略

中圖分類號(hào)：C913.6

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-4149（2024）05-0036-15

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2024.00.026

收稿日期：2023-12-13；修訂日期：2024-04-06

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“老年臨終關(guān)懷服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)化及其保障機(jī)制研究”（20BGL269）。

作者簡(jiǎn)介：龔秀全，華東理工大學(xué)社會(huì)與公共管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師；莊晨（通訊作者），上海交通大學(xué)國(guó)際與公共事務(wù)學(xué)院博士研究生。

一、引言

自2000年中國(guó)步入老齡化社會(huì)以來(lái)，國(guó)家對(duì)老年健康問(wèn)題的重視程度日益提高。圍繞基本醫(yī)療保障體系，實(shí)現(xiàn)了以疾病治療為核心的醫(yī)療服務(wù)全面覆蓋［1］，使老年人得以治療重病，存活率大幅

提升，預(yù)期壽命不斷延長(zhǎng)。但隨著人口老齡化問(wèn)題的加劇，老年人群中“長(zhǎng)壽卻非健康”的情形越發(fā)成為社會(huì)的普遍擔(dān)憂［2］。我國(guó)60歲及以上失能老人已超4000萬(wàn)，失能老人規(guī)模增速加快，城鄉(xiāng)失能、半失能老人將

從2020年4563.6萬(wàn)人，持續(xù)上升至2030年的6952.6萬(wàn)人，2050年可達(dá)12606萬(wàn)人［3］。這種趨勢(shì)反映了我國(guó)老年失能人群的持續(xù)擴(kuò)大，生活自理能力下降，形成了所謂的“病苦老齡化”現(xiàn)象，使得實(shí)現(xiàn)健康長(zhǎng)壽的愿景

任重而道遠(yuǎn)［4］。

習(xí)近平總書(shū)記在全國(guó)衛(wèi)生與健康大會(huì)上強(qiáng)調(diào)，應(yīng)將醫(yī)療保障的重心從“治病為中心”轉(zhuǎn)變?yōu)椤耙匀嗣窠】禐橹行摹?［5］?！丁笆奈濉眹?guó)家老齡事業(yè)發(fā)展和養(yǎng)老服務(wù)體系規(guī)劃》也明確提出，需進(jìn)一步完善老年健康保障體系，涵蓋健康教育、預(yù)防保健、康復(fù)護(hù)理、安寧療護(hù)等方面，倡導(dǎo)將積極老齡化的理念融入經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的各個(gè)階段。這意味著，在提升老年人生命質(zhì)量上，一方面，醫(yī)療保障要從保障老年人“活得更長(zhǎng)”逐步向“活得更健康”轉(zhuǎn)變。另一方面，也要激發(fā)老年人內(nèi)生動(dòng)力，主動(dòng)融入社會(huì)，促進(jìn)健康。

《人口與經(jīng)濟(jì)》2024年第5期

龔秀全，等：中國(guó)老年人失能趨勢(shì)與健康促進(jìn)策略研究

二、文獻(xiàn)綜述

隨著全球人口老齡化的加劇，人類對(duì)眾多老齡化問(wèn)題的認(rèn)識(shí)和應(yīng)對(duì)措施在不斷演變。以“健康、參與和保障”為支柱的積極老齡化理念于第二屆老齡問(wèn)題世界

大會(huì)中提出［6］，以實(shí)現(xiàn)老齡健康為目標(biāo)，以提高社會(huì)參與度和保障水平為途徑，構(gòu)成了應(yīng)對(duì)21世紀(jì)老齡化問(wèn)題的重要政策框架［7］。

就“健康”目標(biāo)而言，老年人的失能程度是衡量其健康狀況的一個(gè)重要維度，通常通過(guò)日常生活自理能力

（ADL）來(lái)評(píng)估 ［8］。影響老年人失能程度的因素多樣，隨著生命歷程理論的發(fā)展和應(yīng)用，越來(lái)越多研究表明，老年健康不僅受到年齡的影響，還是個(gè)體在不同生命階段遭遇各種環(huán)境和歷史事件影響的累積結(jié)果［9］，即生命時(shí)間、社會(huì)時(shí)間和歷史時(shí)間三個(gè)時(shí)間維度是影響個(gè)體生命及其與社會(huì)環(huán)境之間關(guān)系的重要因素［10］。具體來(lái)說(shuō)，年齡效應(yīng)指的是隨著個(gè)體生理變化和社會(huì)角色、地位變化而引起的健康狀態(tài)變化。研究顯示，隨著年齡的增長(zhǎng)，老年人的日常生活自理能力普遍會(huì)下降［11］；時(shí)期效應(yīng)反映了在特定時(shí)期

社會(huì)政策實(shí)施、經(jīng)濟(jì)和醫(yī)療環(huán)境變化對(duì)所有年齡組人群健康狀況的影響，例如社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和醫(yī)療技術(shù)的進(jìn)步有助于改善人們的生活方式，延遲殘障的出現(xiàn)［12］；隊(duì)列效應(yīng)則描述了經(jīng)歷過(guò)相同社會(huì)變革或環(huán)境暴露的同一代人群對(duì)健康狀況的影響，比如童年時(shí)期的生活經(jīng)歷對(duì)老年期的生活自理能力有著長(zhǎng)期的影響，貧困、疾病、營(yíng)養(yǎng)不良等都與之緊密相關(guān)［13］。

就“參與”維度而言，社會(huì)參與被認(rèn)為是保持老年人生命活力的重要因素，其通常涉及老年人在社交、勞動(dòng)等方面的社會(huì)投入 ［14］。已有研究表明，提高老年人與親友互動(dòng)、活動(dòng)實(shí)踐等社會(huì)參與的頻次與種類，將有助于降低失能風(fēng)險(xiǎn) ［15］，抑制慢性疾病發(fā)生［16］，提升心理健康水平［17］；就“保障”維度而言，醫(yī)療保障制度是維護(hù)民眾健康的關(guān)鍵社會(huì)政策，對(duì)老年人的身體健康具有深遠(yuǎn)影響。因此，為探究老年人失能程度的時(shí)期效應(yīng)，需先評(píng)估我國(guó)醫(yī)療保障制度

改革對(duì)老年健康帶來(lái)的影響。研究顯示，醫(yī)療保障制度

促進(jìn)老年健康主要有兩種機(jī)制：一是提升醫(yī)療服務(wù)的可及性，即擴(kuò)大醫(yī)療保障的覆蓋范圍，增加醫(yī)療衛(wèi)生資源投入，提升醫(yī)療服務(wù)的利用率，增加老年人的醫(yī)療消費(fèi)，改變他們面對(duì)疾病選擇不就醫(yī)的行為，進(jìn)而提升老年人的整體健康水平［18］；二是強(qiáng)化預(yù)防保健措施，通過(guò)鼓勵(lì)老年人使用預(yù)防性衛(wèi)生保健服務(wù)，改善不良生活習(xí)慣，增加體育鍛煉，促使老年人更加關(guān)注健康維護(hù)和疾病預(yù)防，從而減少疾病的發(fā)生和發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)［19］。

當(dāng)前關(guān)于老年人失能趨勢(shì)的研究大多集中于年齡和隊(duì)列兩個(gè)維度，而時(shí)期的變化對(duì)老年人失能程度同樣具有重要影響［20］。現(xiàn)有研究雖普遍認(rèn)同年齡效應(yīng)的存在，但對(duì)于不同出生隊(duì)列之間在相同年齡階段的失能差異討論不足［21］，同時(shí)，醫(yī)療保障制度在不同時(shí)期對(duì)老年人失能程度的影響機(jī)制也鮮有深入探討。對(duì)于社會(huì)參與

和

老年健康的關(guān)系，盡管大量研究確認(rèn)了其積極效應(yīng)，但有關(guān)社會(huì)參與如何影響老年人失能程度長(zhǎng)期變化趨勢(shì)的研究

仍相對(duì)缺乏。本文基于生命歷程的視角，運(yùn)用

分層APC交叉分類隨機(jī)效應(yīng)模型

（HAPC）深入分析中國(guó)老年人失能程度隨著年齡、時(shí)期及隊(duì)列的變化趨勢(shì)，考察基本醫(yī)療保障制度在維持老年人生命質(zhì)量中的基礎(chǔ)作用，探討不同時(shí)期醫(yī)療政策對(duì)老年人失能程度的影響及其在不同性別、居住地等組群

中的差異，評(píng)估不同群體在年齡效應(yīng)下的失能風(fēng)險(xiǎn)，并深入分析社會(huì)參與對(duì)老年人失能程度及其隨年齡增長(zhǎng)的累積影響。

三、研究設(shè)計(jì)

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文利用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS）2005、2008、2011、2014、2018年五期死亡問(wèn)卷數(shù)據(jù)，提取老年人臨終日常生活自理能力、年齡、出生年份等變量，從老年人死亡問(wèn)卷對(duì)應(yīng)前一期的存活問(wèn)卷提取社會(huì)參與、所在地區(qū)、居住地、性別、民族、婚姻狀況、居住方式等其他相關(guān)控制變量，將以上變量合并整理后得到五期截面數(shù)據(jù)。選用死亡問(wèn)卷中的臨終日常生活自理能力作為老年人失能程度考察變量，可以客觀體現(xiàn)生命歷程下老年人“最終”失能程度。社會(huì)參與等特征變量采用死亡個(gè)體對(duì)應(yīng)前一期參與存活問(wèn)卷的數(shù)據(jù)，這種在前一期（即基期）數(shù)據(jù)得到變量，再利用模型考察這些因素對(duì)后一期（即當(dāng)期）失能程度影響的數(shù)據(jù)處理方法，是目前學(xué)界解決互為因果影響機(jī)制的重要方法之一［22］。總計(jì)樣本包括主要變量無(wú)缺失的樣本21302個(gè)，覆蓋死亡年齡65—109歲，對(duì)應(yīng)的出生隊(duì)列年份為1892—1940年。

2. 變量選擇

研究中的因變量為老年人失能程度，采用死亡問(wèn)卷中Katz量表對(duì)老年人臨終日常生活自理能力的評(píng)價(jià)。量表包括六項(xiàng)日?；顒?dòng)：洗澡、穿衣、如廁、室內(nèi)活動(dòng)、控制大小便和吃飯。每一項(xiàng)日常活動(dòng)均采用三級(jí)測(cè)量，“完全自理”計(jì)1分，“部分自理”計(jì)2分，“完全不能自理”計(jì)3分，加總?cè)≈捣秶鸀?—18分，分?jǐn)?shù)越高意味著老年人日常生活自理能力越差，失能程度越高。

時(shí)間5MCGXa2EbW1uhbZBKEXq4g==維度變量為年齡（65—109歲）、觀測(cè)時(shí)期（2003、2005、2007、2009、2012、2015和2017年）以及出生隊(duì)列。具體而言，在年齡維度上，以死亡時(shí)間與出生時(shí)間來(lái)計(jì)算實(shí)際死亡年齡。在時(shí)期維度上，按照我國(guó)醫(yī)療保障制度

改革重要事件與標(biāo)志性政策時(shí)間點(diǎn)來(lái)劃分時(shí)期?？紤]到事件發(fā)生和政策實(shí)施作用的滯后性，將老年人實(shí)際死亡年月提前半年的時(shí)間，再將其歸入實(shí)際政策效應(yīng)的時(shí)期。例如，2015年國(guó)務(wù)院決定全面實(shí)施城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)，則2015年6月以前死亡的老人不在2015—2016年的時(shí)期中，而是在前一個(gè)2012—2014年的時(shí)期，具體時(shí)期劃分如表1所示。

此外，為挖掘時(shí)期效應(yīng)的形成機(jī)制，選擇我國(guó)醫(yī)療保障制度改革成效的代理變量?；谇懊娣治?，醫(yī)療保障制度可通過(guò)提升醫(yī)療服務(wù)可及性而促進(jìn)老年健康，即增加醫(yī)療服務(wù)的投入，提升服務(wù)設(shè)施利用率以及提高醫(yī)療費(fèi)用支出是我國(guó)醫(yī)療保障制度改革的明顯特征［23］。因此，本文選擇全國(guó)歷年平均每千人醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)增量（后簡(jiǎn)稱“每千人床位數(shù)增量”）

作為代理變量，采用全國(guó)歷年人均衛(wèi)生費(fèi)用增量

（后簡(jiǎn)稱“人均衛(wèi)生費(fèi)用增量”）

作為改革效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)變量。

在出生隊(duì)列維度上，以樣本出生年份為基準(zhǔn)，除去出生早于1892年的個(gè)體單獨(dú)為一個(gè)隊(duì)列以外，臨近的3個(gè)出生年份被歸為一個(gè)隊(duì)列組，共獲得24個(gè)隊(duì)列組，經(jīng)過(guò)對(duì)其他的分組方法（2年一組和5年一組）測(cè)試，結(jié)果差異不大，考慮到信息的豐富性和模型的經(jīng)濟(jì)性，選擇學(xué)界普遍使用的3年一組的隊(duì)列分組方式。

社會(huì)參與概念的操作化。選擇被訪者是否參加以下三項(xiàng)活動(dòng)，即“是否從事打牌或打麻將等活動(dòng)”、“是否參加社會(huì)組織活動(dòng)”和“近兩年里外出旅游過(guò)多少次”。這些社會(huì)活動(dòng)較為符合巴斯（Bath）等所提出的第一方面社會(huì)參與，即這些活動(dòng)體現(xiàn)出老年人主動(dòng)融入社會(huì)，且對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)或社會(huì)支持依賴較?。?4］。若被訪者回答至少有時(shí)參與打牌/打麻將等活動(dòng)或至少有時(shí)參加社會(huì)組織活動(dòng)或近兩年里外出旅游過(guò)至少一次，則定義被訪者有社會(huì)參與行為，賦值為“1”，否則定義為無(wú)社會(huì)參與，賦值為“0”。

基本控制變量。結(jié)合已有相關(guān)研究，考慮到老年人個(gè)體特征與經(jīng)濟(jì)地位，以及童年經(jīng)歷對(duì)健康狀況造成的重要影響［25］，本文選擇性別、民族、受教育程度、居住地、所在地區(qū) 東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，共11個(gè)?。ㄖ陛犑校?中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南，共8個(gè)省;西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古、廣西和重慶，共12個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）。、富裕程度、居住方式、當(dāng)前醫(yī)療可及性、童年是否挨餓作為控制變量。其中富裕程度采用問(wèn)卷中老年人將自我生活水平相較當(dāng)?shù)仄骄钏降脑u(píng)估，居住方式依據(jù)問(wèn)卷中對(duì)老年人居住狀態(tài)的回答，分為“家人同住、獨(dú)居、住機(jī)構(gòu)”三種，并按照居住場(chǎng)所分為是否居家。此外，時(shí)期層面基本控制變量為全國(guó)歷年居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)。

從表2可以看出，被訪者失能程度的平均得分為12.62。農(nóng)村老年人和男性老年人分別占59.45%、52%。

在受教育程度上，47.2%的老年人有過(guò)上學(xué)經(jīng)歷，漢族人口比例占93.3%，老年人平均富裕水平在一般以上，生活條件較好。從醫(yī)食保障程度來(lái)看，當(dāng)前71.1%的老人童年時(shí)經(jīng)歷過(guò)挨餓，但高達(dá)89.6%的老人都能受到及時(shí)的醫(yī)療。從社會(huì)參與來(lái)看，總體僅有29.5%的老年人有社會(huì)參與行為。將總樣本失能程度在年齡—時(shí)期交叉描述統(tǒng)計(jì)分析（如圖1），近十年老年人平均失能程度略有平緩上升的趨勢(shì)，且從年齡分段上來(lái)看，低年齡段的老年人平均失能程度普遍低于高年齡段平均失能程度。

3. 回歸模型介紹

年齡、時(shí)期、隊(duì)列代表著三種不同的時(shí)間含義，皆對(duì)個(gè)體產(chǎn)生影響。在普通的線性分析中，因年齡、時(shí)期、隊(duì)列三者存在完全線性關(guān)系（時(shí)期 = 年齡 + 隊(duì)列），APC模型存在“不可識(shí)別”問(wèn)題（Identification Problem）［26］，而學(xué)者們提出的分層隨機(jī)效應(yīng)模型（HAPC-CCREM）方法在一定程度上有效解決了共線性問(wèn)題［27］。其假設(shè)APC三元素并不處于同一個(gè)層面，將年齡以第一層變量作為固定效應(yīng)，而時(shí)期和隊(duì)列以第二層變量作為隨機(jī)效應(yīng)，使其形成了分層模型內(nèi)部的嵌套關(guān)系，打破了三者的共線性關(guān)系，使APC互相間的線性約束不再成為問(wèn)題。具體模型設(shè)定如下：

第一層模型（個(gè)體層面模型）：

Yijk=β0jk+β1AGEijk+β2Cijk+β3CijkAGEijk+β4Kijk+εijk（1）

其中，Yijk表示屬于隊(duì)列j和時(shí)期k的個(gè)體i的失能程度（ADL）的測(cè)量;Cijk表示該個(gè)體對(duì)應(yīng)的社會(huì)參與變量，并加入社會(huì)參與與年齡的交互項(xiàng)CijkAGEijk，其他個(gè)體層面的控制變量Kijk均放在第一層模型中，εijk～N（0，σ2）表示個(gè)體層面的隨機(jī)誤差。

第二層模型（時(shí)期和隊(duì)列層面模型）：

β0jk=γ0+μ0j+v0k（2）

其中，

γ0代表截距，μ0j～N（0，τu）表示第j個(gè)隊(duì)列的效應(yīng)，服從正態(tài)分布，隊(duì)列效應(yīng)的總方差為τu；v0k～N（0，τv）表示第k個(gè)時(shí)期的效應(yīng)，同樣服從正態(tài)分布，時(shí)期效應(yīng)的總方差為τv。如果老年人失能程度變化趨勢(shì)的確存在隊(duì)列或者時(shí)期上的差異，那么τu或者τv將會(huì)通過(guò)方差顯著性檢驗(yàn)。此外，社會(huì)參與對(duì)老年人失能程度效應(yīng)隨年齡的變化趨勢(shì)由β3決定。將以上式子合并得到以下綜合表達(dá)式：

Yijk=γ0+β1AGEijk+β2Cijk+β3CijkAGEijk+β4Kijk+μ0j+v0k+εijk（3）

四、實(shí)證結(jié)果

為充分挖掘老年人失能程度在年齡、時(shí)期、隊(duì)列上的變化

并探討社會(huì)政策的影響機(jī)制。本文首先嘗試構(gòu)建了三種模型，分別為：加入基本控制變量（模型1），加入醫(yī)療保障制度

改革的環(huán)境代理變量1——每千人床位數(shù)增量（模型2），加入醫(yī)療保障制度改革的環(huán)境代理變量2——人均衛(wèi)生費(fèi)用增量（模型3）。模型1用于觀察老年人失能程度在年齡、時(shí)期、隊(duì)列三個(gè)時(shí)間維度上的基本趨勢(shì)特征，模型2用于探討老年人失能程度時(shí)期效應(yīng)

的主要影響因素，即醫(yī)療保障制度改革下可及醫(yī)療的效應(yīng)，模型3是對(duì)模型2研究結(jié)論的進(jìn)一步驗(yàn)證。結(jié)果如表3所示，固定效應(yīng)主要報(bào)告年齡效應(yīng)以及基本控制變量的回歸系數(shù)與顯著性，隨機(jī)效應(yīng)指老年人失能程度的時(shí)期效應(yīng)和隊(duì)列效應(yīng)。由于分時(shí)期和隊(duì)列數(shù)據(jù)較多，為控制篇幅，將以圖形方式展示。

1. 老年失能走向：老年人失能程度的年齡、時(shí)期、隊(duì)列效應(yīng)分析

從年齡效應(yīng)來(lái)看，年齡系數(shù)顯著為正（0.013，p<0.004），即隨著老年人年齡的增長(zhǎng)，老年人的失能程度會(huì)增加，如圖2所示，受生理因素影響，年齡越大的老年人身體機(jī)能隨之老化，老年人日常獨(dú)立完成吃飯、穿衣、上廁所等基本生活行為越來(lái)越困難，失能程度逐漸加重，符合人類自然生理規(guī)律。總時(shí)期（或隊(duì)列）效應(yīng)系數(shù)代表了控制年齡后各時(shí)期（或隊(duì)列）平均失能程度的標(biāo)準(zhǔn)差，其顯著性體現(xiàn)在相同年齡下，各時(shí)期（或隊(duì)列）間老年人平均失能程度是否存在顯著差異；各分時(shí)期（或隊(duì)列）效應(yīng)系數(shù)體現(xiàn)了相同年齡下當(dāng)前時(shí)期與整個(gè)觀測(cè)時(shí)期（或隊(duì)列）平均失能程度的偏離值。如表3所示，總時(shí)期效應(yīng)系數(shù)為0.059（p=0.096），即老年人平均失能程度隨時(shí)期推進(jìn)有顯著上升的趨勢(shì)。根據(jù)各分時(shí)期效應(yīng)系數(shù)可以呈現(xiàn)該走勢(shì)，如圖3所示，相同年齡的老年人平均失能程度在提高。如表3所示，總隊(duì)列效應(yīng)系數(shù)為0.002（p>0.1），系數(shù)較小且不顯著。分隊(duì)列效應(yīng)來(lái)看，各出生隊(duì)列效應(yīng)系數(shù)雖有波動(dòng)，但并不顯著，如圖4趨勢(shì)呈基本平直。此隊(duì)列效應(yīng)特征表明，不同出生隊(duì)列的老年人到達(dá)相同年齡，其平均失能程度未形成顯著差異，這可能由于一是研究樣本的出生隊(duì)列主要集中在

新中國(guó)成立前，即1892—1940年間，這一時(shí)期的人群經(jīng)歷了相似的社會(huì)動(dòng)蕩環(huán)境和貧苦生活條件，包括戰(zhàn)爭(zhēng)、大饑荒等。這種

成長(zhǎng)過(guò)程中的同質(zhì)性遭遇導(dǎo)致了不同隊(duì)列間老年人失能程度在相同年齡上的差異不顯著。二是隨著時(shí)間的推移，社會(huì)經(jīng)濟(jì)和醫(yī)療條件普遍改善，在一定程度上彌合了不同隊(duì)列之間在健康狀況上的潛在差異。

2. ?；荆横t(yī)療保障制度改革對(duì)老年人失能程度的時(shí)期效應(yīng)分析

在基本模型1中，相同年齡下老年人平均失能程度有隨時(shí)期推進(jìn)而明顯提高的趨勢(shì)，形成機(jī)制可能有二：

一是我國(guó)每年相同年齡的老年人體質(zhì)變得越來(lái)越差了，即隨著時(shí)期的推進(jìn)，相對(duì)出生較晚的人群不斷進(jìn)入老年期的“新”年齡組，而這群“新”老年人的體質(zhì)更差，拉高了整體平均失能程度；二是近些年我國(guó)的醫(yī)療保障制度改革

惠及了更多老年人，老年人大病免于死亡，從而延長(zhǎng)了實(shí)際壽命，拉高了相同年齡下的平均失能程度。而從模型1中的隊(duì)列效應(yīng)來(lái)看，不同隊(duì)列下相同年齡的老年人平均失能程度沒(méi)有明顯差異，因此我們可以初步否定對(duì)機(jī)制一的推測(cè)，繼續(xù)加入醫(yī)療保障制度改革成效的代理變量，構(gòu)建模型2、3，驗(yàn)證機(jī)制二。

如圖5所示，加入每千人床位數(shù)增量后，時(shí)期效應(yīng)變?yōu)椴伙@著（p=0.238），此時(shí)時(shí)期效應(yīng)的趨勢(shì)線已接近平直。為證明代理變量作用的穩(wěn)健性，替換人均醫(yī)療費(fèi)用增量作為代理變量發(fā)現(xiàn)，模型3時(shí)期效應(yīng)顯著性（p=0.270）變化與模型2結(jié)果相似。這意味著相同年齡老年人隨時(shí)期推進(jìn)平均失能程度的上升，是我國(guó)醫(yī)療保障制度改革不斷擴(kuò)大醫(yī)療保障覆蓋，老年人大病存活率提高，

從而

拉高了平均失能水平所造成的。以往有關(guān)中國(guó)疾病譜和死亡原因變化以及相適應(yīng)的醫(yī)療保障制度演進(jìn)的階段性特征研究中，也曾得出1977—2018年中國(guó)人口死亡率處在傳染性疾病減退階段［28］，機(jī)制二得到了驗(yàn)證。

在2003—2017年時(shí)期中，我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生制度體系逐步完善，特別是2009年《中共中央 國(guó)務(wù)院關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見(jiàn)》頒布以后，老年人基本醫(yī)療保障體系得以全面建立，使得老年人大病存活率明顯提升。但這也意味著老年人群平均失能程度在上升。

進(jìn)一步研究近10年來(lái)我國(guó)醫(yī)療保障制度改革對(duì)不同老年群體作用是否存在差異？按照模型1，考慮模型經(jīng)濟(jì)性和結(jié)果的實(shí)際意義，將樣本分為不同性別、地區(qū)、居住地、是否居家進(jìn)行分樣本回歸，通過(guò)分樣本觀察加入代理變量前的時(shí)期效應(yīng)，結(jié)合總樣本的政策效應(yīng)反推，如果分樣本時(shí)期效應(yīng)系數(shù)越大且顯著性越強(qiáng)，則說(shuō)明醫(yī)療保障制度改革下，可及醫(yī)療對(duì)該組群老年人存活率改善作用更明顯，也意味著該群體失能的時(shí)期效應(yīng)問(wèn)題更為突出。

如圖6所示，男性總時(shí)期效應(yīng)系數(shù)為正而不顯著（0.022，p=0.209），女性的總時(shí)期效應(yīng)系數(shù)為正且顯著（0.081，p<0.1），表明男性與女性老年人失能程度雖皆有隨時(shí)期整體上升的趨勢(shì)，但女性的上升趨勢(shì)更為明顯；西部地區(qū)總時(shí)期效應(yīng)系數(shù)顯著為正（0.09，p=0.10），中部地區(qū)總時(shí)期效應(yīng)系數(shù)為正而不顯著，東部地區(qū)總時(shí)期效應(yīng)系數(shù)顯著為正（0.171，p=0.079），說(shuō)明東部地區(qū)和西部地區(qū)老年人

隨時(shí)期推進(jìn)，其平均失能程度呈上升趨勢(shì)，且東部地區(qū)上升趨勢(shì)更明顯（如圖7）；為考慮模型的經(jīng)濟(jì)性，

將居住地類別“城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)、農(nóng)村”，合并為“城鎮(zhèn)、農(nóng)村”。

由圖8可知，雖然總時(shí)期效應(yīng)系數(shù)皆為正向不顯著，但農(nóng)村老年人總時(shí)期效應(yīng)系數(shù)顯著性p值為0.116，從趨勢(shì)圖差異來(lái)看，城鎮(zhèn)老年人平均失能程度的時(shí)期走勢(shì)趨于平緩，而農(nóng)村老年人平均失能程度呈現(xiàn)整體上升，城鄉(xiāng)具有較明顯的趨勢(shì)差異。將居住方式按照居住場(chǎng)所性質(zhì)分為是否居家，如圖9所示。居家老年人的總時(shí)期效應(yīng)系數(shù)為正向且顯著（0.054，p<0.01），平均失能程度具有隨時(shí)期推進(jìn)而顯著上升趨勢(shì)，

而非居家老年人的各時(shí)期間平均失能程度暫未形成明顯差異。由此而言，醫(yī)療保障制度改革對(duì)女性、東部和西部地區(qū)、農(nóng)村、居家老年人的存活率改善更為明顯，而這些群體老年人的平均失能程度也在顯著增加。

3. 促健康：個(gè)體失能風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估與社會(huì)參與對(duì)老年人失能程度的影響分析

我國(guó)醫(yī)療保障制度改革實(shí)現(xiàn)了對(duì)老年人基本生命的延長(zhǎng)，而如何規(guī)避失能、延緩失能加重速度的“促健康”是老年人當(dāng)下的重要需求。一方面，醫(yī)療保障制度導(dǎo)向應(yīng)由“治病求生”轉(zhuǎn)向“健康長(zhǎng)壽”的老年康養(yǎng)服務(wù)高質(zhì)量發(fā)展，提供“促健康”政策保障外力。另一方面，也需提升老年人自我認(rèn)知風(fēng)險(xiǎn)，主動(dòng)參與維護(hù)健康，構(gòu)建“促健康”的內(nèi)生動(dòng)力，雙向?qū)崿F(xiàn)生命質(zhì)量的提升。以下通過(guò)分析年齡效應(yīng)異質(zhì)性，探討不同組群老年人受年齡影響失能程度加重的風(fēng)險(xiǎn)差異，并引入社會(huì)參與這一個(gè)人健康行為，分析其對(duì)老年人失能程度特別是年齡效應(yīng)的影響。

（1）失能風(fēng)險(xiǎn)：老年人失能程度年齡效應(yīng)的異質(zhì)性分析。通過(guò)模型1分樣本回歸，觀察不同組群老年人失能程度的年齡效應(yīng)差異，年齡效應(yīng)系數(shù)越大、顯著性越強(qiáng)，則說(shuō)明該組群老年人失能程度隨年齡增長(zhǎng)加重的趨勢(shì)更明顯，失能風(fēng)險(xiǎn)更高。從性別差異來(lái)看，男性樣本中年齡效應(yīng)系數(shù)顯著為正（0.016，p=0.013），較女性而言（0.011，p=0.025）年齡效應(yīng)系數(shù)較大且顯著性相對(duì)較強(qiáng)，說(shuō)明男性老年人受年齡增長(zhǎng)失能程度加重的影響更大，

其趨勢(shì)差異如圖10，男性更容易受年齡影響而失能加重，因而男性應(yīng)更加重視對(duì)失能的預(yù)防。

在地區(qū)差異上，西部地區(qū)老年人的年齡效應(yīng)系數(shù)較大且顯著性更強(qiáng)（0.021，p=0.005），這說(shuō)明西部地區(qū)老年人其身體機(jī)能易受年齡增長(zhǎng)而衰退速度加快（如圖11）。因而老年失能的預(yù)防對(duì)西部地區(qū)老人尤為重要。城鎮(zhèn)的年齡效應(yīng)系數(shù)顯著為正（0.024，p=0.001），較農(nóng)村

而言（0.010，p=0.072）系數(shù)較大且顯著性相對(duì)較強(qiáng)，進(jìn)而城鎮(zhèn)老年人更易隨年齡增長(zhǎng)而失能程度加重，其趨勢(shì)差異如圖12，因而城鎮(zhèn)老年人更應(yīng)多注意對(duì)失能的預(yù)防。居家老人的年齡效應(yīng)系數(shù)顯著為正（0.013，p=0.001），相比非居家老人（0.001，p>0.1）失能程度

具有更明顯的隨年齡加重趨勢(shì)，趨勢(shì)差異如圖13，越到高齡的居家老人其失能加重程度比

非居家老年人大，因而居家老年人應(yīng)著重關(guān)注對(duì)失能的預(yù)防。

（2）主動(dòng)降低風(fēng)險(xiǎn)：社會(huì)參與對(duì)老年人失能程度變化的分析。為實(shí)現(xiàn)人口老齡化與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)，有必要提倡老年人積極融入社會(huì)，激發(fā)獨(dú)立自主、自我預(yù)防的內(nèi)生動(dòng)力，減輕社會(huì)的照料與經(jīng)濟(jì)壓力。為從個(gè)人層面探究老年人主動(dòng)融入社會(huì)是否對(duì)其

失能程度產(chǎn)生的積極影響，特別是對(duì)年齡維度的累積效應(yīng)，繼續(xù)使用HAPC模型，控制了時(shí)期和隊(duì)列效應(yīng)，極大地

降低了環(huán)境因素對(duì)研究關(guān)系的干擾。如表4所示，模型4是在模型1的基礎(chǔ)上加入了社會(huì)參與、社會(huì)參與和年齡的交互項(xiàng)，

模型5是利用工具變量法對(duì)模型4進(jìn)一步驗(yàn)證，模型6主要考察社會(huì)參與對(duì)老年人失能程度年齡效應(yīng)的作用在不同群體之間的差異。

如表4的模型4展示了在控制基本變量下等式（3）的擬合結(jié)果，社會(huì)參與對(duì)老年人失能程度的影響體現(xiàn)在變量“社會(huì)參與”系數(shù)的估計(jì)，即呈現(xiàn)負(fù)向顯著（-0.427，p<0.001），說(shuō)明更多的社會(huì)參與會(huì)降低老年人失能程度。且進(jìn)一步觀察社會(huì)參與和年齡的交互項(xiàng)顯著為正（0.022，p=0.017），意味著隨著老年人年齡的增加，社會(huì)參與對(duì)老年人失能程度的改善

隨年齡的變化趨勢(shì)

效果越弱，即越年輕時(shí)進(jìn)行社會(huì)參與，其失能程度越會(huì)比不進(jìn)行社會(huì)參與的

要低，社會(huì)參與對(duì)老年人的健康改善效應(yīng)越大，圖14直觀地展示了這種關(guān)系。

在處理社會(huì)參與對(duì)老年人失能程度作用結(jié)論的穩(wěn)健性上，本身在數(shù)據(jù)處理中以受訪老年人家人填寫(xiě)的死亡問(wèn)卷中的失能程度作為因變量，以該老人追溯前一期存活問(wèn)卷中填寫(xiě)的社會(huì)參與情況作為自變量，克服了一定的互為因果［22］，且這一處理方法匯總了各個(gè)追蹤調(diào)查時(shí)期的模型回歸結(jié)果，使其可以考察在多個(gè)時(shí)期社會(huì)參與和老年人失能程度的關(guān)系，降低了某一調(diào)查年份

特殊性帶來(lái)的影響。同時(shí)，使用地區(qū)社會(huì)參與均值（省級(jí)）作為社會(huì)參與的工具變量，發(fā)現(xiàn)第一階段回歸結(jié)果中F值為186.499，不存在弱工具變量問(wèn)題，進(jìn)而構(gòu)建模型5（如表4所示），社會(huì)參與以及交互項(xiàng)仍然顯著，與基準(zhǔn)結(jié)果模型4一致。此外，本文利用HAPC模型討論了社會(huì)參與對(duì)失能程度在年齡這一時(shí)間維度上的變化，而不是只聚焦于社會(huì)參與對(duì)失能程度絕對(duì)關(guān)系的討論，一定程度上也解決了失能程度越低的老年人本身社會(huì)參與就多的選擇性偏誤問(wèn)題，當(dāng)然潛在的假設(shè)為選擇性偏誤產(chǎn)生的效應(yīng)并不隨時(shí)間變化［29］。以上方法皆充分驗(yàn)證了社會(huì)參與具有緩解老年人失能程度加重的作用，且越早地進(jìn)行社會(huì)參與其緩解作用越明顯的重要結(jié)論。

最后，我們進(jìn)一步挖掘社會(huì)參與對(duì)老年人失能程度的緩解作用是否在性別、地區(qū)、居住地、是否居家上存在組群

差異，構(gòu)建模型6。如表4所示，社會(huì)參與和性別、

所在地區(qū)、居住地（城鎮(zhèn)和農(nóng)村）、是否居家以及年齡的交互項(xiàng)皆不顯著，說(shuō)明社會(huì)參與對(duì)失能程度在年齡維度上的累積效應(yīng)在不同

組群之間沒(méi)有差異，也就是說(shuō)，鼓勵(lì)社會(huì)參與用來(lái)預(yù)防緩解失能具有同等效果，越年輕時(shí)趁早地進(jìn)行社會(huì)參與，主動(dòng)融入社會(huì)交往，對(duì)全社會(huì)成員的身體健康越有重要的積極作用。

五、結(jié)論與啟示

隨著我國(guó)人口老齡化程度的進(jìn)一步加深，老年群體的需求已從單純的“治病求生”轉(zhuǎn)變?yōu)樽非蟆敖】甸L(zhǎng)壽”的高質(zhì)量生活。因此，深入了解老年人失能的發(fā)展趨勢(shì)并提出一個(gè)促進(jìn)健康老齡化的行動(dòng)策略，對(duì)于積極應(yīng)對(duì)老齡化挑戰(zhàn)具有至關(guān)重要的意義。本研究利用HAPC模型探討了我國(guó)老年人失能程度隨年齡、時(shí)期、隊(duì)列變化的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)，深挖醫(yī)療保障制度改革對(duì)老年人失能程度影響的機(jī)制，并評(píng)估了社會(huì)參與對(duì)改善老年失能程度的積極作用。研究結(jié)果揭示：

①老年人失能程度明顯隨年齡增長(zhǎng)和時(shí)期推進(jìn)而增加，而隊(duì)列效應(yīng)不明顯；

②隨時(shí)間推移，雖然醫(yī)療保障制度改革提高了醫(yī)療服務(wù)的可及性，延長(zhǎng)了老年人的壽命，卻導(dǎo)致了老年人群體平均失能程度的增加，特別是在女性、西部與東部地區(qū)、農(nóng)村及居家老年人中尤為顯著；

③男性、西部地區(qū)、城鎮(zhèn)居民以及居家老年人隨年齡增長(zhǎng)面臨更高的失能風(fēng)險(xiǎn)，而社會(huì)參與能顯著改善老年人的失能狀況，年輕時(shí)期的社會(huì)參與對(duì)減緩失能程度的增長(zhǎng)尤為有效，而且這種積極影響在不同的群體中普遍存在，沒(méi)有顯著差異。本研究為推動(dòng)老年人口的健康長(zhǎng)壽提供了有力的證據(jù)和建議。

在應(yīng)對(duì)老年人口日益增長(zhǎng)的失能問(wèn)題上，我們不僅需要擴(kuò)展醫(yī)療保障體系的預(yù)防保健功能，為老年人提供更精準(zhǔn)、有效且高質(zhì)量的服務(wù)，同時(shí)也應(yīng)鼓勵(lì)老年人積極進(jìn)行社會(huì)參與，通過(guò)主動(dòng)的健康維護(hù)和失能預(yù)防，

形成一個(gè)既注重內(nèi)部管理又依托外部支持的促進(jìn)策略，

促使人口老齡化與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)現(xiàn)良性互動(dòng)。近年來(lái)，我國(guó)相繼推出了《“健康中國(guó)2030”規(guī)劃綱要》、《中共中央

國(guó)務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)新時(shí)代老齡工作的意見(jiàn)》等一系列政策，旨在將“健康優(yōu)先”理念融入政策實(shí)施全過(guò)程，強(qiáng)化老年人的社會(huì)參與對(duì)促進(jìn)健康老齡化的重要作用。盡管如此，當(dāng)前仍存在“重治療，輕預(yù)防”的傳統(tǒng)觀念，老年健康服務(wù)質(zhì)量與管理水平參差不齊，多數(shù)老年人仍處于“被動(dòng)依賴”服務(wù)照顧的狀態(tài)，而缺乏積極參與社會(huì)、主動(dòng)維護(hù)健康的能動(dòng)性與社會(huì)支持。

因此，本研究提出，首先需完善覆蓋老年人“全生命周期”的健康服務(wù)體系，將基本醫(yī)療服務(wù)從單一的“治病救命”模式轉(zhuǎn)變?yōu)椤?+”，即在治療基礎(chǔ)上加強(qiáng)健康教育、預(yù)防保健等綜合服務(wù)，特別是針對(duì)女性、西部與東部地區(qū)、農(nóng)村和居家等老年群體，提升健康評(píng)估、監(jiān)測(cè)、康養(yǎng)等全方位服務(wù)的質(zhì)量和效率。其次，應(yīng)積極倡導(dǎo)老年人盡早

進(jìn)行

社會(huì)參與，增強(qiáng)全民的健康預(yù)防意識(shí)。通過(guò)制定完善相關(guān)政策和法規(guī)，為老年人開(kāi)拓更廣泛的文化教育、休閑娛樂(lè)和志愿服務(wù)等參與渠道，特別針對(duì)男性、西部地區(qū)、城鎮(zhèn)居民以及居家老年人等失能風(fēng)險(xiǎn)較高的老年群體，嘗試提供差異化、定制化的參與支持。同時(shí)，通過(guò)有效宣傳，樹(shù)立全社會(huì)“早參與、主動(dòng)預(yù)防”的健康觀念，最大限度地利用社會(huì)參與對(duì)老年人健康的積極影響，激發(fā)內(nèi)生動(dòng)力，共同應(yīng)對(duì)人口老齡化的挑戰(zhàn)。

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Disability Trends and Health Promotion Strategies of the Elderly in China：

Based on the Age-Period-Cohort Model

GONG Xiuquan1， ZHUANG Chen2

（1.School of Sociology and Public Management， East China University of Science

and Technology， Shanghai 200237， China；2.School of International and Public

Affairs， Shanghai JiaoTong University， Shanghai 200030，China）

Abstract： With the intensification of the aging problem in China， the health needs of the elderly population have shifted from simply extending life expectancy to pursuing high-quality and healthy longevity. Based on the China Longitudinal Healthy Longevity Survey （CLHLS）， this study adopted the Stratified APC Cross Classification Random Effects Model （HAPC） to deeply analyze the changing trends of the degree of disability in elderly people in China with age， period and cohort; meanwhile， it explored the impact of medical security reform and social participation on the degree of disability in elderly people. The results showed that the degree of disability in elderly people increased with age， and the period effect was significant， indicating that although medical security reform improved the accessibility and survival rate of elderly people， it also led to an increase in the average degree of disability， which was more pronounced in women， western and eastern regions， rural areas， and hoxI5/H4ZRDbKog0QU3Ce5AxC/QsOb4GaCrGg/39p8Kfo=me-based elderly groups. From the perspective of age effect， men， western regions， urban areas， and home-based elderly people had a greater risk of disability. In addition， social participation had a positive effect on improving the degree of disability in elderly people， especially the social participation started at a younger age has a more significant effect on delaying the increase of the degree of disability with age. This positive impact was prevalent among elderly groups

of different regions， residence areas and others. Therefore， this study proposes that in order to achieve the goal of healthy aging， the strategy should be shifted from “ensuring basic needs” to “promoting health”， which could improve the health service system for the whole life cycle of elderly people， and enhance the quality of health education， preventive care and other whole-process services. At the same time， the elderly should be encouraged to actively participate in society and explore elderly-oriented participation spaces in culture and education， leisure and entertainment， volunteer service， jointly building a healthy and active aging society.

Keywords：age-period-cohort effect；elderly disability；social participation；health promotion；aging strategy

［責(zé)任編輯 武 玉］