病態(tài)狀態(tài)壓縮還是病態(tài)狀態(tài)擴展？
——1998-2014年老年人健康指標(biāo)長期變化趨勢探究

陸杰華，郭冉

(1 北京大學(xué) 社會學(xué)系，北京 100871；2 中國社會科學(xué)院 社會發(fā)展戰(zhàn)略研究院，北京 100732)

1 人口老齡化新國情背景下的健康中國戰(zhàn)略

進(jìn)入21世紀(jì)以來，隨著社會生活水平的發(fā)展、生育率的持續(xù)下降和醫(yī)學(xué)的長足進(jìn)步，我國人口平均預(yù)期壽命不斷延長，老齡化和高齡化程度在不斷加深，人口老齡化已成為新國情。根據(jù)《2015年全國1%人口抽樣調(diào)查主要數(shù)據(jù)公報》，60歲以上人口總量達(dá)到2.22億人，所占比重超過16%；65歲以上人口總數(shù)為1.44億人，占總?cè)丝诒戎匾渤^了10%(陸杰華、郭冉，2016)。與老齡化進(jìn)程緊密伴隨的是高齡化進(jìn)程。2010年“六普”數(shù)據(jù)顯示，80歲及以上老年人的人口總量達(dá)到2099萬人，占全體老年人總量的17.65%。2017年，我國平均預(yù)期壽命達(dá)到了76.7歲，較之于2010年人口普查數(shù)據(jù)中的74.83歲，大幅提高了1.87歲(1)數(shù)據(jù)來源于《2017年我國衛(wèi)生健康事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》，訪問地址：http://www.nhfpc.gov.cn/guihuaxxs/s10743/201806/44e3cdfe11fa4c7f928c879d435b6a18.shtml?from=singlemessage&isappinstalled=1。

但長壽并不等于健康，相比于全球49個高收入國家70歲的人均健康預(yù)期壽命，我國只有66歲。此外，我國60歲以上老年人口身體健康的比例僅有43%左右，比發(fā)達(dá)國家低了將近二十個百分點(穆光宗，2018)。老年人身體各項機能逐漸退化，各種疾病紛至沓來。這不僅給老年人本身帶來巨大的病痛與折磨，同時也給社會養(yǎng)老和公共醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)帶來極大的負(fù)擔(dān)，進(jìn)而危及社會福祉的提升，阻礙國家中長期經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略目標(biāo)的實現(xiàn)。

“人民健康是民族昌盛和國家富強的重要標(biāo)志?！卑殡S著老齡化及高齡化進(jìn)程，老齡健康成為需要迫切正視的一大議題。在人口快速老齡化的背景之下，十九大報告明確提出實施健康中國戰(zhàn)略，并明確指出“健康優(yōu)先”的原則。健康中國戰(zhàn)略要求持續(xù)提升人民健康水平，有效控制健康危險因素，擴大健康產(chǎn)業(yè)規(guī)模，完善健康制度體系，把健康融入政策的方方面面中。不僅如此，“健康老齡化”同樣也是世界衛(wèi)生組織提出的長遠(yuǎn)目標(biāo)。關(guān)注老齡健康的動態(tài)變化，不僅是響應(yīng)世界衛(wèi)生組織對于“健康老齡化”的呼吁，也是實現(xiàn)健康中國戰(zhàn)略的重要前提。

老齡健康不僅是多維度的，同時也是生命周期累積的效果。不同年齡、時期和隊列的老年人在不同健康指標(biāo)中會體現(xiàn)出一定的差異規(guī)律性特征。因此，本文根據(jù)既有追蹤數(shù)據(jù)，在一個較長的時間段對老齡健康進(jìn)行追蹤觀察，從“年齡-時期-隊列”出發(fā)，并根據(jù)不同指標(biāo)分門別類全面分析老齡健康在近二十年的變動趨勢。一方面，從不同維度分析老齡健康可以準(zhǔn)確把握老年人健康變化趨勢和隊列間差異；同時，也可以找到老齡健康變化的時間節(jié)點，有助于采取針對性措施應(yīng)對老齡化進(jìn)程。

2 相關(guān)文獻(xiàn)回顧與述評

2．1 對老齡健康指標(biāo)的界定

根據(jù)世界衛(wèi)生組織的定義，健康是“一種身體、精神和社會的完全安寧狀態(tài)，不僅僅是沒有疾病和體質(zhì)虛弱”。因此，健康是一個身心與社會交互作用的多維度概念，世界衛(wèi)生組織對于“健康老齡化”的定義也包括了內(nèi)在能力、功能能力和主觀幸福感三個維度，并認(rèn)為健康老齡化是老年人發(fā)展和維持功能性能力并提升主觀幸福感的過程(Beard et al.，2016)。

誠然，老齡健康是一個多維度的概念，不僅包括心理、生理指標(biāo)，同樣也包括社會參與指標(biāo)(姜向群等，2015)。因此，對老齡健康水平、變動趨勢及健康醫(yī)療負(fù)擔(dān)的準(zhǔn)確估計取決于對老年人主要健康指標(biāo)的準(zhǔn)確界定、衡量和預(yù)測。在實際分析中，也通常是選擇一到幾個具有代表性的指標(biāo)，并綜合相應(yīng)的社會經(jīng)濟(jì)影響因素加以研究(曾毅等，2014；曾憲新，2010)。因此，本研究第一步就是要界定健康指標(biāo)的維度和外延，對不同指標(biāo)維度和類型進(jìn)行識別，使之清晰明了。

2．2 研究視角：靜態(tài)和動態(tài)

以往研究通常會從靜態(tài)和動態(tài)兩個側(cè)面切入對健康指標(biāo)進(jìn)行研究。從靜態(tài)的截面看，健康指標(biāo)通常會劃分為若干類別。例如，客觀性指標(biāo)主要包括ADL、IDAL、心理健康、認(rèn)知能力等；自評健康(Self-RatedHealth)則通常包含在主觀性指標(biāo)之中；此外還有融合了主客觀指標(biāo)的虛弱指數(shù)(Frailty Index)等。從動態(tài)的視角來看，健康指標(biāo)的研究主要是指針對其變化趨勢的研究，亦即通過追蹤數(shù)據(jù)構(gòu)成的個體面板，對每個個體在一定時段的健康指標(biāo)變化進(jìn)行分析。追蹤研究區(qū)別于截面研究，這種研究通?；谝环N長期和變動的視角，所使用的數(shù)據(jù)一般也都是追蹤數(shù)據(jù)這類可以對特定研究對象有長期跟蹤記錄的數(shù)據(jù)類型，從而探討所研究的健康指標(biāo)在不同時期、不同隊列間的變化(譚紀(jì)萍等，2012；薛新東，2015)。但動態(tài)和靜態(tài)兩種視角的區(qū)分，僅僅是從是否追蹤數(shù)據(jù)的層面來看，在健康指標(biāo)的選取方面并無明顯差異。從動態(tài)視角研究健康的變化，其優(yōu)勢在于打破截面數(shù)據(jù)內(nèi)含的數(shù)據(jù)刪失、樣本覆蓋誤差以及因果推斷的弊端，可以更全面地探討健康研究中的因果機制。隨著各類追蹤數(shù)據(jù)的采集和公開，這類研究也逐漸增多，其中CLHLS數(shù)據(jù)就是一個非常好的代表。

2．3 病態(tài)狀態(tài)壓縮還是病態(tài)狀態(tài)擴展

在老齡健康問題的研究中，病態(tài)狀態(tài)是否擴展一直存在爭議，也各自取得了相應(yīng)的論證(范宇新等，2019)。病態(tài)狀態(tài)的壓縮與擴展，判斷標(biāo)準(zhǔn)在于帶病狀態(tài)是否影響了預(yù)期壽命(范宇新等，2019)。支持病態(tài)狀態(tài)壓縮的假設(shè)認(rèn)為，健康狀況相對較差的老年人會隨著年齡增大而先行淘汰，存活下來的個體都是健康程度較好的個體。這種選擇會伴隨個體進(jìn)入樣本框而得到強化，亦即選擇性生存。(李婷、張閆龍，2014；Fries，1980)病態(tài)狀態(tài)擴展假設(shè)則認(rèn)為，伴隨醫(yī)療條件和生活水平提高，生存時間會更久，以往可能被淘汰的個體可以借助這個條件獲得更長時間的存活(Cutler et al.，2013；Crimmins & Beltrán-Sánchez，2011；Fries，1980)。因此，在控制年齡因素之后，即在相同年紀(jì)，較年輕隊列老年人的健康狀況要差于較年長隊列的老年人。動態(tài)平衡假設(shè)則是上述兩個假說的一種折中，認(rèn)為醫(yī)療干預(yù)措施或者健康生活方式可能延緩疾病發(fā)生，造成嚴(yán)重疾病和殘疾的生存時間保持不變(范宇新等，2019)。

由于本文的研究目的在于分析健康指標(biāo)長時段的變化趨勢，所使用數(shù)據(jù)并未關(guān)注預(yù)期壽命及變化，所以病態(tài)狀態(tài)的判斷，就不能采用預(yù)期壽命的分析策略，而是考察分別控制年齡和隊列的健康指標(biāo)變化，從隊列間的變化來判斷是否出現(xiàn)了病態(tài)狀態(tài)的擴張/壓縮。實際操作中，選取了日常生活行動能力(ADL)和工具性日常生活行動能力(IADL)、自評健康、心理健康、認(rèn)知能力，并構(gòu)建了綜合指標(biāo)虛弱指數(shù)，以此分析1998-2014年的中國老年人健康動態(tài)變化趨勢。

3 研究設(shè)計

3．1 數(shù)據(jù)來源

本研究采用中國老齡健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)的數(shù)據(jù)，至今已經(jīng)進(jìn)行了七次追蹤調(diào)查，共有七個研究時點(1998年、2000年、2002年、2005年、2008年、2011-12年和2014年)。CLHLS采用復(fù)雜抽樣的方法，并具有推斷全國總體的代表性。經(jīng)數(shù)據(jù)清理，總樣本量為85000個。由于部分變量在初始年份沒有進(jìn)行測量，另外由于模型設(shè)置的原因，導(dǎo)致不同模型的樣本總量有細(xì)微差別，但這對于結(jié)果沒有顯著影響。

根據(jù)本文的研究目標(biāo)，圖1呈現(xiàn)了CLHLS的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。

圖1 CLHLS的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)

3．2 常用健康指標(biāo)

3．2．1 日常生活行動能力(ADL)和工具性日常生活行動能力(IADL)

由于部分年份的問卷對于ADL和IADL詢問的指標(biāo)并不完全相同，所以在測量時分別使用了不同的策略，并利用最大公約數(shù)進(jìn)行篩選。

其中，ADL主要基于對6 項基本生活能力評價的綜合打分，通常包括吃飯、洗澡、穿衣、如廁、控制排便、室內(nèi)轉(zhuǎn)移6個指標(biāo)中，一般根據(jù)行動能力是否具有依賴性而分別賦值為0和1(Millán-Calenti et al.，2010；Kempen & Suurmeijer，1990；Katz et al.，1963)。ADL 計算6 項的總分，取值范圍為0 ～ 6，分?jǐn)?shù)越高意味著日?；顒幽芰υ讲睢?/p>

IADL的界定則相對復(fù)雜一些，包括打電話、洗衣服、做家務(wù)、購物等等行為(Ormel et al.，2002；Katz et al.，1963)。同樣參照此法，選擇8項生活能力進(jìn)行打分：獨自到鄰居家串門，獨自外出買東西，獨自做飯、洗衣服，能否連續(xù)走2里路，提起5公斤重物，連續(xù)蹲起三次，獨自乘坐交通工具。如果某一項無法完成，該項目就會得1分，反之為0分，因此這8項的總分為0～8分。

3．2．2 自評健康(Self-Rated Health)

主觀性的測量指標(biāo)主要是自評健康(Fayers & Sprangers，2002)。顧名思義，自評健康也就是受訪者基于自己的身體、健康狀態(tài)，自己衡量和評估并給出一定的分?jǐn)?shù)。通常，自評健康的衡量標(biāo)準(zhǔn)有“很差”、“差”、“一般”、“好”、“很好”五個維度，并根據(jù)實際研究的情況進(jìn)行打分。在CLHLS中，自評健康取值范圍是[0-4]，分別對應(yīng)：很差、差、一般、好、很好。

3．2．3 心理健康(Mental Health)

以往研究對心理健康也有非常多的討論，包括心理健康的行為、表征，精神障礙及其條件(Kessler & Ustün，2004)，精神疾患的污名化(Pinto-Foltz & Logsdon，2009)等等。

根據(jù)問卷及已有的界定方法，心理健康水平是一個基于七個指標(biāo)值的綜合變量，其中包括四個積極指標(biāo)和三個消極指標(biāo)。積極指標(biāo)包括老人的樂觀程度、責(zé)任心、自我掌控能力、對變老的積極看法。消極指標(biāo)包括老年人的神經(jīng)敏感程度、孤獨感、能力喪失感。為了保持測量方向的同一性，首先將這些消極指標(biāo)轉(zhuǎn)化為對應(yīng)的正向得分。因此，這些指標(biāo)各自的取值范圍分別是0-4，將這些指標(biāo)進(jìn)行加總得出其值域為0-28。

3．2．4 認(rèn)知能力(MMSE)

簡明智力量表(Mini-mental State Examination ，MMSE)則通常用于衡量老年人的認(rèn)知能力，尤其是患某些特定疾病，如中風(fēng)的老年人。量表通常包含一般能力、反應(yīng)能力、記憶力、語言能力等幾個部分，并通過一定形式的轉(zhuǎn)換和加總得出評估分?jǐn)?shù)(Escobar et al.，1986)。認(rèn)知能力由問卷的C部分所得數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，包含以下幾個方面，總分30分：一般能力，最高10分；反應(yīng)能力，最高3分；注意力及計算能力，最高5分；回憶，最高3分；語言、理解與自我協(xié)調(diào)能力，最高9分。

3．2．5 虛弱指數(shù)(Frailty Index)

在研究老齡健康的綜合性指標(biāo)中，虛弱指數(shù)通常是一個具有多面性的指標(biāo)，并且缺乏清晰的界定(Levers et al.，2006；Morley et al.，2002)。老年醫(yī)學(xué)家將其定義為一種具有“多個生理系統(tǒng)的累計下降導(dǎo)致的儲備減少和對壓力的抵抗，并導(dǎo)致不良結(jié)果的脆弱性”(Walston et al.，2006)特質(zhì)的綜合癥。一般而言，虛弱指數(shù)包含“生理-心理-社會-精神”等多重要素，例如生理上的重量減輕、平衡性、步速和步幅等，營養(yǎng)不良及其影響，認(rèn)知和心理因素，社會經(jīng)濟(jì)因素，例如教育和收入，精神因素等等。但不同研究中，對虛弱指數(shù)的界定方式和計算方式略有不同，但基本都涵蓋了上述的幾個方面。在本研究中，虛弱指數(shù)是根據(jù)ADL、IADL、軀體功能受限、自評健康、認(rèn)知能力等若干指標(biāo)通過變形和加權(quán)得到的，采用指標(biāo)同上，所得分?jǐn)?shù)越高表明健康水平越差(王偉進(jìn)，陸杰華，2015)。

3．3 研究假設(shè)

本文的研究目標(biāo)在于探討不同健康指標(biāo)的“年齡—隊列”變動趨勢，因此并未加入控制變量。所以，本文的假設(shè)在于區(qū)分年齡和隊列作用下，老年人不同健康指標(biāo)的變化程度。在判斷是否存在病態(tài)狀態(tài)擴展/壓縮的時候，本文采用了另外的分析策略：如果存在擴展，那么年輕隊列的老人健康程度要差于年長隊列的老人；反之可以證明存在病態(tài)狀態(tài)壓縮，或者選擇性生存。

假設(shè)1.1：在控制隊列的前提下，老年人的健康情況隨年齡增長而變差。

假設(shè)1.2：在控制年齡的前提下，老年人的健康程度隨隊列老化而變差。

由于主客觀的健康指標(biāo)自身存在差異，老年人的心理狀態(tài)可能與身體狀態(tài)存在一定的差異，年齡與心態(tài)的變化也不一定是線性的。所以針對這一差異，本文提出假設(shè)2：客觀指標(biāo)隨年齡增長/隊列變老而惡化，主觀健康指標(biāo)不一定隨之惡化。

3．4 模型設(shè)置

為測量各個健康指標(biāo)的變化趨勢，本文使用的模型為增長曲線模型。該模型基于分層線性模型發(fā)展而來，廣泛應(yīng)用于健康研究(Raudenbush & Bryk，2002)。其便捷之處在于可以將個體作為層二變量，而將每次的觀測值作為層一變量，然后將各個變量分別納入多層模型中。在增長曲線模型中，每個個體都可以有不同的觀測次數(shù)(二次曲線需≥3次)。這樣可以保證最大限度使用面板數(shù)據(jù)的信息(李婷、張閆龍，2014)。本文主要目的是討論不同健康指標(biāo)在年齡和隊列效應(yīng)下的變化趨勢，為了保證模型簡約，故不納入控制變量。

層一模型：

(公式1)

其中，yit為個體的健康指標(biāo)觀測值。β0i為截距項，亦即健康指標(biāo)的均值。β1i和β2i分別為年齡和年齡平方的系數(shù)，代表線性增長效應(yīng)和二次曲線增長效應(yīng)。年齡需要進(jìn)行對中處理，進(jìn)而得到年齡平方。it為每個個體在不同時點的測量誤差。由于層二模型需考慮個體的特征變量在截距和斜率中的變化，而且需要考慮二次項的作用。由此，在分解中，我們得到截距模型和斜率模型。

截距模型：

(公式2)

斜率模型：

(公式3)

二次項模型：

(公式4)

其中，γ00、γ10和γ20是各自模型中的截距項，即控制其他因素之后年齡和年齡平方對健康指標(biāo)預(yù)測值的凈作用。γ01、γ11和γ21是隊列的影響，相應(yīng)的γ02、γ12和γ22是隊列平方項的作用強度。u0i、u1i和u2i分別是截距、一次項和二次項的方差分量。

4 主要分析結(jié)果

4．1 信度和效度分析

數(shù)據(jù)在抽樣、采集、問卷設(shè)計等諸多環(huán)節(jié)中潛在的某些準(zhǔn)確性問題，如果不經(jīng)過數(shù)據(jù)質(zhì)量的檢驗和評估，估計結(jié)果的精確性會受到質(zhì)疑。常見的分析標(biāo)準(zhǔn)有信度和效度兩種，這兩種指標(biāo)的好壞將直接決定了數(shù)據(jù)分析的準(zhǔn)確性(齊亞強，2014)。

4．1．1 信度分析

信度是衡量一個數(shù)據(jù)重復(fù)測量所得結(jié)果一致性的重要指標(biāo)，信度越高，說明所得結(jié)果的可信性越高。所謂信度分析，一般采用Chronbachalpha系數(shù)來估算，表示測量方法的一致性或排除隨機誤差的程度。針對這七期數(shù)據(jù)，本研究首先進(jìn)行了信度分析，測量每個指標(biāo)在不同年份數(shù)據(jù)中測量的穩(wěn)定性。分析結(jié)果表明，大多數(shù)指標(biāo)Cronbachalpha系數(shù)都在0.65左右，IADL和精神健康超過了0.7，表明穩(wěn)定性較強，測量的信度良好。

圖2 每個指標(biāo)在不同期數(shù)據(jù)中的Cronbach α系數(shù)

4．1．2 效度分析

效度是評估所使用的測量工具準(zhǔn)確性的重要指標(biāo)，效度越高，表明測量越準(zhǔn)確。多期數(shù)據(jù)的效度分析通常采用效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度，取值范圍在0.4-0.8為宜。連續(xù)變量使用Pearson或Fisher相關(guān)系數(shù)，分類變量使用Kendall或Spearman等級相關(guān)系數(shù)(顧大男，2001)。1998-2014年的數(shù)據(jù)集中，所有指標(biāo)都被轉(zhuǎn)換為連續(xù)變量，所以進(jìn)行效度分析的標(biāo)準(zhǔn)是Person相關(guān)系數(shù)。

由于每個變量對應(yīng)一個7(7的相關(guān)系數(shù)矩陣，全部呈現(xiàn)需要較多的空間。因此，為簡潔起見，本文以“精神健康”這一指標(biāo)為例加以呈現(xiàn)。通過表2可知，相關(guān)系數(shù)大多數(shù)都處于[0.4-0.8]區(qū)間之內(nèi)，屬于比較高的效度。同樣，其它未被列入表格的相關(guān)系數(shù)，除了個別年份的例外，也大抵處于這個區(qū)間。我們由此可以推斷，匯總的七期CLHLS數(shù)據(jù)集具有較好的效度。

圖3-1 六個健康指標(biāo)的時期分布

4．2 不同指標(biāo)的時期變動

從調(diào)查時點來看，除了ADL這一指標(biāo)之外，不同時期的指標(biāo)分布變化較小，基本呈現(xiàn)波動的形式。從不同隊列的年齡分布情況來看，隊列間的樣本均值差異較為明顯并呈現(xiàn)一定的線性規(guī)律。此外，樣本總體、隊列總體的預(yù)測值也具有相似的規(guī)律性。

圖3-1和圖 3-2呈現(xiàn)了六個健康指標(biāo)的均值在不同調(diào)查時點的分布狀況。在圖 3-1中，ADL在七期數(shù)據(jù)中的變動趨勢是比較明顯的，整體上呈現(xiàn)“波動中下降”的趨勢。1998年為最高點1.057，2008年為最低點0.655。IADL由于2002年數(shù)據(jù)中第一次測量，只有五個值點。從圖中可以看出，盡管IADL的波動并不明顯，基本在[2.3～2.5]區(qū)間內(nèi)，但仍然出現(xiàn)了小幅下降。IADL在2008年達(dá)到較高的2.515之后，下降到2014年的2.242。與前兩者相似，主觀性的自評健康指標(biāo)也隨著調(diào)查時期的推進(jìn)出現(xiàn)了小幅的下降，從1998年的2.604下降到2014年的2.242。相比之下，虛弱指數(shù)則出現(xiàn)了小幅度上升。

圖3-2 六個健康指標(biāo)的時期分布

圖3-2中，認(rèn)知能力和心理健康的均值變動也并不明顯，均體現(xiàn)為輕微波動并上揚，變化幅度也在5%以內(nèi)。其中，認(rèn)知能力的均值在[23～25]區(qū)間內(nèi)波動，而心理健康的均值則在[18～19.4]區(qū)間內(nèi)波動。這兩個指標(biāo)所表征的健康水平隨著歷次調(diào)查而不斷提高。

綜合來看，上述六個指標(biāo)的變化都不明顯。其中，ADL、IADL、認(rèn)知能力和精神健康等四個客觀指標(biāo)都表明隨著調(diào)查時點的推進(jìn)，老年人健康水平出現(xiàn)略微上升；而主觀的自評健康和綜合指標(biāo)都出現(xiàn)了一定的下降。這表明不同時期的調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量存在一定的穩(wěn)健性。

表1 模型分析結(jié)果

4．3 回歸模型結(jié)果

表1展示了增長曲線模型的分析結(jié)果。從表中可以看出，截距模型和線性增長模型的擬合程度最好。二次項增長模型盡管系數(shù)多為顯著，但由于年齡和隊列平方項的乘積取值范圍較廣，因而系數(shù)值相對較小。

總體上來看，越年長的個體、越年長的隊列健康程度越差。從線性增長模型的年齡變量來看，隨著年齡的增加，各個健康指標(biāo)的表征內(nèi)容都呈現(xiàn)惡化趨勢。其中，虛弱指數(shù)、ADL和IADL數(shù)值都隨年齡增長，心理健康、自評健康和認(rèn)知能力的數(shù)值隨年齡出現(xiàn)下降。這個結(jié)果證明了假設(shè)1.1和假設(shè)1.2。從隊列角度來看，ADL和IADL的指標(biāo)數(shù)值隨著隨著隊列增長而下降(行動能力好轉(zhuǎn))，但隊列的作用存在一定的非線性關(guān)系，二次項在1916-1925隊列后反轉(zhuǎn)了這個趨勢。年齡和隊列/隊列平方的關(guān)系也呈現(xiàn)了相似的趨勢，本文不再贅述。

為了更直觀地展示健康指標(biāo)的變化趨勢，根據(jù)各個模型的擬合結(jié)果，后文從組圖中呈現(xiàn)了各個健康指標(biāo)的“隊列—年齡”變化趨勢。

圖4 1998-2014年老年人ADL和IADL的隊列分布

圖5 1998-2014年老年人自評健康和心理健康的隊列分布

5 1998-2014年老齡健康指標(biāo)的分布及預(yù)測值

5．1 日常行動能力(ADL)和工具性日常行動能力(IADL)

圖4從年齡和隊列兩個維度描述了各個健康指標(biāo)的分布和線性預(yù)測結(jié)果。首先，ADL與IADL的數(shù)值在不同年齡的分布呈現(xiàn)線性增長的趨勢，這一趨勢也表明隨著年齡的增大，日常行動能力出現(xiàn)了持續(xù)性的下降。

控制年齡因素來看，越年輕隊列(年紀(jì)越小)的老人，日常行動能力越強?？刂脐犃幸蛩貋砜矗魂犃兄?，年齡越小的老人，健康程度越好。但ADL在最年輕的1936-1949隊列的平均健康程度要比臨近的1926-1935隊列差一些，體現(xiàn)出病態(tài)狀態(tài)擴展的態(tài)勢。而最年長的1905隊列在最高齡的部分，ADL的增加趨勢減緩，體現(xiàn)出病態(tài)狀態(tài)壓縮的形態(tài)。

IADL和ADL的分布、趨勢預(yù)測基本相同，但分布更為離散?？傮w上來看， IADL隨著年齡的增長，其絕對水平出現(xiàn)增長，健康程度不斷降低。不同隊列間的比較也如此，1936-1949隊列老年人健康水平優(yōu)于其他幾個隊列，并依次為1926-1935隊列、1916-1925隊列、1906-1915隊列、1905以前隊列。每個隊列中，健康水平也隨著年齡增大而下降。在最年長的隊列，也體現(xiàn)出病態(tài)狀態(tài)壓縮的形態(tài)。

5．2 自評健康和心理健康

根據(jù)圖 5所示，自評健康水平總體上與年齡呈負(fù)相關(guān)，但這一負(fù)相關(guān)隨著90歲這一轉(zhuǎn)折點到來而減弱，甚至90歲及以上老人的自評健康水平會略微上升。這有理由推斷，盡管總體估計沒有控制隊列因素干擾(李婷、張閆龍，2014)，但由于健康選擇性的存在，身體較差的老人在較低年齡時已經(jīng)去世，更加健康的較高年齡老人反而被篩選出來，其自評健康水平也更高。但分別控制了隊列和年齡之后，仍然體現(xiàn)出與之前相似的結(jié)果：較年輕隊列老人自評健康更高；同一隊列中自評健康水平與年齡呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)；但不同隊列的斜率的絕對值則隨時間而降低，越早隊列的老年人自評健康下降速度越慢。

老年人的精神健康總體上與年齡呈負(fù)相關(guān)。較年輕隊列的老年人心理健康程度更高，但不同隊列的斜率絕對值在下降。特別值得一提的是，最早的1905以前隊列老人心理健康反而隨著年齡增長而提高。這一方面印證了健康的選擇性，越高齡的老人反而是更加健康的，身心兩個層面的健康也印證了中國“樂天知命”的古語。

圖6 1998-2014年老年人認(rèn)知能力和虛弱指數(shù)的隊列分布

5．3 認(rèn)知能力和虛弱指數(shù)

認(rèn)知能力由于包括了注意力、理解能力、反應(yīng)能力等隨年齡而衰減的指標(biāo)，因此總體上認(rèn)知能力也是隨著年齡增長而不斷降低的。越年輕的隊列、越年輕的老人，認(rèn)知能力越強。從不同隊列衰減的斜率來看，年齡越大的隊列認(rèn)知能力下降速度越快(圖6)。

虛弱指數(shù)代表了老年人心理、生理等多方面綜合的健康水平，因此具有較全面的解釋力?？傮w來看，虛弱指數(shù)隨著年齡增大而不斷增加，根據(jù)總體樣本的擬合結(jié)果，可以看到這一趨勢不斷加速。分別控制了隊列和年齡因素之后，也可以看出越年輕隊列的虛弱指數(shù)越低，健康程度越好；與此同時，年輕隊列的擬合函數(shù)切線斜率也更小。這也從一個側(cè)面說明，隨著衰老程度的加重，健康水平惡化是一個隨著年齡增大而加速的過程。同樣可以發(fā)現(xiàn)，1905隊列老年人的虛弱指數(shù)要低于更年期的1906-1915隊列，也反映出病態(tài)狀態(tài)壓縮狀態(tài)的存在。

5．4 病態(tài)狀態(tài)壓縮還是病態(tài)狀態(tài)擴展

本研究的分析結(jié)果表明，病態(tài)狀態(tài)壓縮和病態(tài)狀態(tài)擴展這兩種狀態(tài)可能并非截然對立。在不同隊列中，健康指標(biāo)可能會分別/同時體現(xiàn)出這兩種情形。2展示了健康指標(biāo)在估計中可能遇到的估計偏誤。其中IADL和認(rèn)知能力在控制了隊列和年齡因素之后，沒有明顯的估計偏誤。其他幾個指標(biāo)中，則或多或少出現(xiàn)了估計偏差。ADL、IADL和精神健康三個指標(biāo)都是在較年輕隊列出現(xiàn)了病態(tài)狀態(tài)擴展，而在較年老隊列出現(xiàn)了病態(tài)狀態(tài)壓縮。而主觀指標(biāo)自評健康在最年輕的兩個隊列中出現(xiàn)了從病態(tài)狀態(tài)擴展向病態(tài)狀態(tài)壓縮狀態(tài)的轉(zhuǎn)化，綜合性健康指標(biāo)虛弱指數(shù)同樣是在年輕隊列出現(xiàn)病態(tài)狀態(tài)擴展，在最年長隊列出現(xiàn)病態(tài)狀態(tài)壓縮?？傮w來看，病態(tài)狀態(tài)壓縮和病態(tài)狀態(tài)擴展可能并非對立，而是出現(xiàn)于不同的隊列中。在估計健康指標(biāo)時，病態(tài)狀態(tài)擴展的估計偏誤更可能出現(xiàn)于較年輕隊列，病態(tài)狀態(tài)壓縮問題則更易于出現(xiàn)于較年老隊列。

表2 健康指標(biāo)在不同隊列中干擾因素的轉(zhuǎn)化

6 結(jié)論和討論

隨著我國老齡化程度的不斷加深，健康老齡化成為提高老年人福祉的重要目標(biāo)，也是響應(yīng)“健康中國戰(zhàn)略”的積極實踐。本研究采用中國老齡健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)的多期追蹤數(shù)據(jù)，并采用了日常生活行動能力、工具性日常生活行動能力、自評健康、心理健康、認(rèn)知水平和虛弱指數(shù)等六個指標(biāo)，籍此來測量1998年至2014年老年人健康程度的演變過程，并采用“年齡-時期-隊列”分析，評估和預(yù)測不同時期、隊列之下老年人健康水平的演變。

經(jīng)過檢驗，本研究所使用的七期數(shù)據(jù)具有良好的信度和效度，多期數(shù)據(jù)在不同指標(biāo)中測量的一致性和穩(wěn)健性較強。不同測量時點數(shù)據(jù)中的老齡健康在各個指標(biāo)中表現(xiàn)基本相同，盡管有些許波動，但未有顯著差異。從年齡增長的角度來看，老齡健康在每個指標(biāo)中都體現(xiàn)為隨著年齡的增長或者隊列的老化而逐漸變差。

考慮到年齡和隊列是分析老年人健康變化的較大干擾因素，估計年齡和健康水平時會存在一定的選擇性問題：身體較差、有疾病的老人更有可能在較低年齡去世，更加健康的高齡老人則留在了樣本之中(病態(tài)狀態(tài)壓縮)；另一方面，隨著醫(yī)療衛(wèi)生水平等的進(jìn)步，更多不太健康的老人存活時間可能更久(病態(tài)狀態(tài)擴展)。病態(tài)狀態(tài)擴展的老年人在年輕隊列的健康指標(biāo)惡化速度更快，但在年老隊列惡化速度較慢，因此在部分健康指標(biāo)中，較年輕隊列的老年人健康指標(biāo)會比較高年齡隊列的老年人更差。尤其是在自評健康的二次擬合中，超過90歲的老人由于自身健康狀況較好，其自評健康也比相對較低年齡(<90歲)的老人更高。

因此，在未控制年齡的情況下，較年輕的老年人健康惡化速度比年長隊列老人健康惡化速度更慢，這體現(xiàn)為較年輕老人的擬合直線斜率絕對值更小，或者二次擬合直線的切線斜率絕對值較小。但在控制了年齡因素之后，不同指標(biāo)隊列之間的差異出現(xiàn)了分化。其中，較年輕隊列的老年人健康惡化速度比年長隊列老人健康惡化速度更快，較年輕隊列老人的擬合直線斜率絕對值更大，或者二次擬合直線的切線斜率絕對值更大。此外，隊列內(nèi)老年人健康水平也隨著年齡增大而下降，在客觀性指標(biāo)和綜合性指標(biāo)中，較年輕隊列的老年人健康指標(biāo)惡化速度比年長隊列老人健康惡化速度更慢；而在主觀性的自評健康中，這一趨勢則相反。

綜上所述，老年人的健康指標(biāo)沒有隨時期變化而出現(xiàn)大幅波動，但這些健康指標(biāo)隨著年齡增大而顯著下降。控制時期和年齡因素之后，可以發(fā)現(xiàn)隊列間的變化存在一定的選擇性：病態(tài)狀態(tài)擴展主要存在于較年輕隊列的老年人，較年長隊列則更多體現(xiàn)為病態(tài)狀態(tài)壓縮。這也表明，病態(tài)狀態(tài)壓縮和病態(tài)狀態(tài)擴展并非截然對立，而是可能共存于老年人生命歷程的不同階段。