我國老年人自評生活質(zhì)量影響因素分析

摘?要：基于2018年中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，以65歲及以上老年人為研究對象，通過有序多分類logistic回歸對老年人自評生活質(zhì)量的影響因素進(jìn)行分析。研究結(jié)果表明，自評健康、軀體健康、認(rèn)知功能、過去飲酒、現(xiàn)在鍛煉、過去鍛煉與老年人自評生活質(zhì)量呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)系;而年齡、現(xiàn)在吸煙、現(xiàn)在飲酒呈現(xiàn)相反的趨勢;男性老年人自評生活質(zhì)量優(yōu)于女性且在婚老年人自評生活質(zhì)量優(yōu)于不在婚老年人。

關(guān)鍵詞：自評生活質(zhì)量?有序多分類logistic回歸?中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查

一、引言

21世紀(jì)的人類社會將會是一個(gè)不可逆轉(zhuǎn)的老齡化社會，作為人口大國的中國更是面臨著人口老齡化帶來的挑戰(zhàn)與機(jī)遇并存的現(xiàn)狀。隨著醫(yī)療條件的進(jìn)步和物質(zhì)生活水平的提升，人口生育率、死亡率出現(xiàn)下降且預(yù)期壽命不斷延長，使得老年人口規(guī)模持續(xù)膨脹[1]。我國的人口老齡化呈現(xiàn)出老年人口規(guī)模大、老齡化速度快[2]、老齡化地域差距大等一系列特征。在我國，人口老齡化的發(fā)展會經(jīng)歷四大階段：老齡化快速發(fā)展階段（2000-2022年）、老齡化急速發(fā)展階段（2022-2036年）、老齡化深度發(fā)展階段（2036-2053年）、老齡化均衡發(fā)展階段（2053-2100年），當(dāng)前我國正處于老齡化的快速發(fā)展階段。

老齡化程度不斷加深，老年人口規(guī)模增加，伴隨而來的是老年人口健康、老年照料、養(yǎng)老負(fù)擔(dān)等社會問題層出不窮。探索如何改善老年人的生活質(zhì)量和健康狀況對于人口老齡化的應(yīng)對和健康老齡化的實(shí)現(xiàn)具有重要意義。已有的許多研究都探索了老年人健康狀況的影響因素的研究[3-6]，卻很少有關(guān)老年人生活質(zhì)量影響因素的研究。老年人生活質(zhì)量是一個(gè)評價(jià)更為全面的概念，因此，老年人的生活質(zhì)量在老年人日常生活和照料中受到越來越多的關(guān)注[7]。健康狀況又是衡量老年人生活質(zhì)量的重要指標(biāo)[8-9]，且自評健康被越來越多地用于度量老年人口的健康狀況[10-14]。國外有研究發(fā)現(xiàn)，不同維度的健康狀況對老年人生活質(zhì)量的影響程度以及影響機(jī)制都是不同的[15-16]，國內(nèi)研究尚未就不同維度的健康水平對自評生活質(zhì)量的影響及其作用機(jī)制進(jìn)行過細(xì)致的全面比較研究。因此，本文基于2018年中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS）的數(shù)據(jù)，以我國65歲及以上老年人口為研究對象，以自評生活質(zhì)量為因變量，以自評健康、軀體健康、認(rèn)知功能三個(gè)不同維度的健康水平以及人口學(xué)特征變量（年齡、性別、婚姻狀況）和生活方式和行為（吸煙、飲酒、鍛煉）為自變量進(jìn)行有序多分類logistic回歸分析我國老年人的自評生活質(zhì)量的影響因素。

二、方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2018年中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS）橫截面數(shù)據(jù)，是由北京大學(xué)健康老齡與發(fā)展研究中心/國家發(fā)展研究院組織的老年追蹤調(diào)查，涵蓋我國28個(gè)?。ū本?、天津、湖北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏），對65歲及以上老年人的家庭基本情況、健康狀況、生活質(zhì)量、認(rèn)知功能、日常生活能力等情況進(jìn)行調(diào)查。本文在刪除缺失關(guān)鍵變量的無效值后最終納入了6890個(gè)研究對象。

（二）變量選取

1.因變量。本文以65歲及以上老年人的自評生活質(zhì)量為因變量。自評生活質(zhì)量分為“很好”“好”“一般”“不好”以及“很不好”五個(gè)等級，由受訪者自己回答。

2.自變量。本文選取自評健康狀況、軀體健康狀況以及認(rèn)知功能狀況三個(gè)不同維度的健康狀況以及人口學(xué)特征變量（年齡、性別、婚姻狀況）和生活方式和行為（吸煙、飲酒、鍛煉）為自變量。

自評健康狀況分為“很好”“好”“一般”“不好”以及“很不好”五個(gè)等級，由受訪者自己回答。軀體健康狀況由日常生活能力量表進(jìn)行評估，其包括軀體生活自理能力（洗澡、穿衣、如廁、轉(zhuǎn)移、控制大小便、進(jìn)食）6項(xiàng)和工具性日常生活能力（使用電話、做飯、洗衣、服用藥物、購物、管理金錢、處理家務(wù)、使用交通工具）8項(xiàng)，共14項(xiàng)內(nèi)容。在CLHLS數(shù)據(jù)中，軀體生活自理能力的每一項(xiàng)內(nèi)容的回答都可分為“沒有障礙”“需要一位協(xié)助者”以及“需要兩個(gè)及以上協(xié)助者”三個(gè)等級，且分別賦值為1、2、3;而工具性日常生活能力的每一項(xiàng)內(nèi)容的回答都可劃分為“可以完成”“完成有障礙”以及“完成不了”三個(gè)等級，且分別賦值為1、2、3，總分為14-42分。本文借鑒虎于丁等的分類[17]，得分≤14分為正常，15-22分為有不同程度功能障礙，23-42分為明顯功能障礙。為了便于分析，將其進(jìn)行二分處理，即得分≤14分為正常，得分>15分即為功能障礙。認(rèn)知功能狀況由簡易精神狀態(tài)評價(jià)量表（MMSE量表）進(jìn)行衡量[18]，通過24個(gè)問題考察定向力（10分）、記憶力（3分）、注意力和計(jì)算力（5分）、回憶能力（3分）和語言能力（9分），共計(jì)30分，其中27分及以上被認(rèn)定為認(rèn)知功能正常，21-26分為輕度認(rèn)知障礙，10-20分為中度認(rèn)知障礙，10分以下為重度認(rèn)知障礙。為了便于分析，將其進(jìn)行二分處理，即得分≥27分為正常，得分<26分即為功能障礙。

性別分為男性和女性。婚姻狀況分為：已婚且同居、已婚但分居、離婚、喪偶和從未結(jié)婚五類，其中前兩類劃分為在婚，后三類劃分為不在婚。而現(xiàn)在是否吸煙、過去是否吸煙、現(xiàn)在是否飲酒、過去是否飲酒、現(xiàn)在是否鍛煉、過去是否鍛煉其回答包括是和否兩類。

3.統(tǒng)計(jì)學(xué)方法。采用SPSS17.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，由于因變量自評生活質(zhì)量是多分類變量且有序的，因此采用有序多分類logistic回歸模型，其中P<0.05為統(tǒng)計(jì)顯著，且p值為雙邊。

三、結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表1可知，剔除無效值后，共有6890個(gè)有效研究對象被納入研究，其中自評生活質(zhì)量為“很好”“好”“一般”“不好”和“很不好”的人數(shù)分別為1871、3159、1717、123和20，自評生活質(zhì)量為“不好”和“很不好”的人數(shù)僅占2.1%，說明自評生活質(zhì)量偏向于好;自評健康狀況為“很好”“好”“一般”“不好”和“很不好”的人數(shù)分別為963、2613、2564、692和58;軀體健康狀況為“正常”和“功能障礙”的人數(shù)分別為3654和3326;認(rèn)知功能狀況為“正?！焙汀肮δ苷系K”的人數(shù)分別為5990和823;女性和男性的人數(shù)分別為3060、3830;在婚和不在婚的人數(shù)分別為4048、2842;現(xiàn)在和過去吸煙、現(xiàn)在和過去飲酒、現(xiàn)在和過去鍛煉的人數(shù)分別為5511、4329、5523、4729、3873、4028。

（二）模型擬合信息

在對模型進(jìn)行回歸分析之前，需要通過似然比檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠裼幸饬x，其原假設(shè)是模型的回歸系數(shù)全部為0，因此如果P值小于0.05，則拒絕原假設(shè)，說明模型有意義;反之如果P值大于0.05，即說明模型的回歸系數(shù)全部為0，該模型無意義。由表2可知，P<0.001，即說明至少一個(gè)變量系數(shù)不為0，且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性，則該模型有意義。

（三）有序多分類logistic回歸結(jié)果分析

本研究以自評生活質(zhì)量為因變量（1=很好，2=好，3=一般，4=不好，5=很不好），以自評健康狀況（1=很好，2=好，3=一般，4=不好，5=很不好），軀體健康狀況（0=正常，1=功能障礙），認(rèn)知功能狀況（0=正常，1=功能障礙），年齡、性別（0=女，1=男）、婚姻狀況（0=不在婚，1=在婚）、現(xiàn)在是否吸煙、過去是否吸煙、現(xiàn)在是否飲酒、過去是否飲酒、現(xiàn)在是否鍛煉、過去是否鍛煉（0=是，1=否）為自變量進(jìn)行有序多分類logistic回歸分析，回歸分析結(jié)果由表3可知。

具體來看，首先健康狀況方面，自評健康狀況與自評生活質(zhì)量相關(guān)，以自評健康狀況“很不好”為對照組，自評健康狀況“很好”“好”“一般”“不好”的回歸系數(shù)分別為3.714、2.825、1.171和0.445，且都呈現(xiàn)出.001水平的顯著（P=0.000<0.001），其OR值分別為40.998、16.855、3.226、1.560，說明老年人自評健康為“很好”“好”“一般”“不好”的群體自評生活質(zhì)量等級更高的可能性為自評健康“很不好”群體的40.998、16.855、3.226、1.560倍。軀體健康狀況與自評生活質(zhì)量也相關(guān)，以軀體功能“功能障礙”為對照組，軀體功能為“正?！钡幕貧w系數(shù)為0.23，并且呈現(xiàn)出0.001水平的顯著（P=0.000<0.001），OR值為1.258，說明軀體功能“正?！钡娜后w與軀體功能“功能障礙”的群體相比，其自評生活質(zhì)量等級更高的可能性為1.258倍。認(rèn)知功能狀況與自評生活質(zhì)量也相關(guān)，以認(rèn)知功能“功能障礙”為對照組，認(rèn)知功能“正?！钡幕貧w系數(shù)為0.208，并且呈現(xiàn)出0.001水平的顯著（P=0.000<0.001），OR值為1.231，說明認(rèn)知功能“正常”的群體與認(rèn)知功能“功能障礙”的群體相比，其自評生活質(zhì)量等級更高的可能性為1.231倍;

人口學(xué)特征方面，年齡的回歸系數(shù)為-0.014，并且呈現(xiàn)出0.001水平的顯著（P=0.000<0.001），意味著年齡對自評生活質(zhì)量產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響關(guān)系，OR值為0.986，說明年齡增加一歲時(shí)，老年人自評生活質(zhì)量的變化（下降）幅度為0.986倍。性別與自評生活質(zhì)量也相關(guān)，以男性為對照組，女性的回歸系數(shù)為-0.297，并且呈現(xiàn)出0.001水平的顯著（P=0.000<0.001），OR值為0.743，說明女性自評生活質(zhì)量等級更高的可能性為男性的0.743倍?；橐鰻顩r與自評生活質(zhì)量也相關(guān)，以“在婚”為對照組，婚姻狀況為“不在婚”的回歸系數(shù)為-0.253，并且呈現(xiàn)出0.001水平的顯著（P=0.000<0.001），OR值為0.776，說明“不在婚”的老年群體與“在婚”群體相比，其自評生活質(zhì)量等級更高的可能性為0.776倍;

生活方式與行為方面，老年人現(xiàn)在吸煙和現(xiàn)在飲酒與自評生活質(zhì)量也相關(guān)，以現(xiàn)在不吸煙和現(xiàn)在不飲酒的老年人為對照組，吸煙和飲酒老年人的回歸系數(shù)分別為-0.168、-0.238，并都分別在0.05（P=0.031）和0.01（P=0.003）的水平上顯著，說明吸煙和飲酒對老年人的自評生活質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向影響，且OR值分別為0.845和0.788，即現(xiàn)在吸煙的老年人群自評生活質(zhì)量等級至少高一級的可能性是現(xiàn)在不吸煙的老年群體的0.845倍，現(xiàn)在飲酒的老年人群自評生活質(zhì)量等級至少高一級的可能性是現(xiàn)在不飲酒的老年群體的0.788倍。過去吸煙對老年人自評生活質(zhì)量的影響并不相關(guān)（P=0.057>0.05）。以過去不飲酒的老年群體為對照組，過去飲酒對老年人自評生活質(zhì)量產(chǎn)生正向影響（系數(shù)為0.245，且在0.01的水平上顯著），OR值為1.277，說明過去飲酒的老年群體自評生活質(zhì)量等級更高的可能性是過去不飲酒老年群體的1.277倍。以現(xiàn)在不鍛煉和過去不鍛煉的老年群體為對照組，現(xiàn)在和過去鍛煉組的回歸系數(shù)皆為0.166，且在0.05的水平上顯著（P=0.015），說明鍛煉對于自評生活質(zhì)量的提升具有正向影響，且OR值皆為1.181，即現(xiàn)在和過去鍛煉的老年群體自評生活質(zhì)量等級更高的可能性是現(xiàn)在和過去不鍛煉老年群體的1.181倍。

（四）結(jié)論

本文基于2018年中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS），以我國65歲及以上老年人為研究對象，探索了老年人自評生活質(zhì)量的影響因素。通過剔除缺失樣本，最終保留了6890個(gè)樣本，以自評生活質(zhì)量為因變量，自評健康狀況、軀體功能狀況、認(rèn)知狀況、年齡、性別、婚姻狀況、現(xiàn)在是否吸煙、過去是否吸煙、現(xiàn)在是否飲酒、過去是否飲酒、現(xiàn)在是否鍛煉、過去是否鍛煉為自變量，利用有序多分類logistic回歸分析了老年人自評生活質(zhì)量的影響因素。根據(jù)本文的研究結(jié)果，可以得出以下三個(gè)方面的結(jié)論：

（一）健康狀況對自評生活質(zhì)量的影響

首先看自評健康狀況，其與自評生活質(zhì)量產(chǎn)生正向相關(guān)關(guān)系，即自評健康狀況越好，自評生活質(zhì)量等級越高。軀體功能狀況與自評生活質(zhì)量呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)系，軀體功能狀況主要表現(xiàn)為日常生活能力，例如吃飯、穿衣、上廁所、洗衣服、購物等，當(dāng)日常生活能力受損，完成上述內(nèi)容則需要?jiǎng)e人的協(xié)助，老年人可能會經(jīng)受生理和心理的雙重打擊，因此軀體功能正常的老年人自評生活質(zhì)量水平越高。認(rèn)知功能狀況與自評生活質(zhì)量呈現(xiàn)出正向的相關(guān)關(guān)系，即認(rèn)知功能狀況正常的群體自評生活質(zhì)量等級更高的可能性高于認(rèn)知功能障礙的群體。

（二）人口學(xué)特征對自評生活質(zhì)量的影響

年齡與自評生活質(zhì)量呈現(xiàn)負(fù)向相關(guān)關(guān)系，即隨著年齡的增長，人體的各項(xiàng)機(jī)能會出現(xiàn)退化，使得老年人的日常生活受到影響，老年人的自評生活質(zhì)量則會出現(xiàn)下降。而男性老年人的自評生活質(zhì)量水平高于女性老年人，雖然女性往往比男性更為長壽，但在老年生活中，女性老人往往會照料配偶，甚至進(jìn)行隔代照料。此外，女性老年人的心理和情緒波動大于男性老年人[19]，其可能會降低女性老年人的自評生活質(zhì)量。在婚老年人自評生活質(zhì)量水平高于不在婚老年人，有配偶的老年人在日常生活起居方面可以得到配偶的支持與幫助，且能夠相互陪伴和慰藉，減輕孤獨(dú)感，其有利于提升生活質(zhì)量。

（三）生活方式與行為對自評生活質(zhì)量的影響

現(xiàn)在吸煙、飲酒的行為對老年人的自評生活質(zhì)量會產(chǎn)生負(fù)向影響，即現(xiàn)在吸煙、飲酒不健康的生活方式會降低老年人的自評生活質(zhì)量。而現(xiàn)在以及過去鍛煉的生活方式對老年人自評生活質(zhì)量產(chǎn)生正向影響，定期進(jìn)行身體鍛煉不僅有益于增強(qiáng)心肺等功能、改善血液循環(huán)，還有益于保持愉悅的心情，都會提升老年人的自評生活質(zhì)量水平。值得注意的是，過去飲酒的生活方式對于老年人的自評生活質(zhì)量的影響是正向的，其可能的原因是過去飲酒代表經(jīng)濟(jì)狀況較好、生活條件較為優(yōu)越，可能會提升老年人的自評生活質(zhì)量。

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〔郭靜靜（通訊作者），中國地質(zhì)大學(xué)（武漢）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院〕