中國城鄉(xiāng)老年人生活自理能力影響因素差異研究

邵芯苗，吳忠

1.上海工程技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院，上海 201600；2.上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)管理學(xué)院，上海 201620

據(jù)全國第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示，60歲以上的老年群體人數(shù)為2.64億人，占比18.7%，而65歲以上老人為1.9億人，占比13.50%。與上一次人口普查的結(jié)果相對比，60歲以上的老年人口上升了5.44%，65歲以上的老年人口上升了4.63%[1]，伴隨著人口老齡化的趨勢以及人類疾病譜的變化，殘疾和失能的老年群體比例也相應(yīng)進一步上升，有效防止老年人失能也成為全球老年學(xué)研究中重要的課題之一[2]。黨的第十八屆五中全會已經(jīng)確立了將“健康中國”的建設(shè)作為國家的一大戰(zhàn)略目標(biāo)，表明了關(guān)注國民健康的決心[3]。在“健康中國 2030”背景下，我國要以健康老齡化為契機，立足于整個生命周期，實現(xiàn)健康發(fā)展。老年人是否具備生活自理能力是衡量老年人健康與否的重要指標(biāo)，它影響著家庭及個體的幸福指數(shù)，并且與整個社會的和諧發(fā)展緊密聯(lián)系，此外我國一直以來都存在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，在很大程度上，它會使得城鄉(xiāng)老年人的醫(yī)療水平，養(yǎng)老保障，經(jīng)濟地位以及健康風(fēng)險上存在著比較大的不同[4-5]。因此，全面了解城鄉(xiāng)老年人生活自理能力的影響因素差異，對于優(yōu)化養(yǎng)老資源的配置，推進“健康中國”2030戰(zhàn)略的實現(xiàn)具有重要意義。基于此，本文利用2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CHARLS)，運用決策樹CART模型和二元logistic回歸，并使用ROC曲線評價兩種模型的預(yù)測效果，對影響城鄉(xiāng)老人生活自理能力的因素差異進行分析。

1 數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CHARLS)，中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查是涉及中國45歲及以上中老年個人及家庭的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，樣本信息涵蓋全國中老年群體的個人信息、家戶信息、健康信息和資產(chǎn)信息等，完全符合本研究對數(shù)據(jù)的要求[6]?；谘芯磕康?，本文選擇年齡在60周歲及以上的老年人為研究對象，并參照CHARLS問卷調(diào)查中，“您居住時主要生活在農(nóng)村還是城鎮(zhèn)？”將回答居住在“城或鎮(zhèn)中心區(qū)”和“城鄉(xiāng)或鎮(zhèn)鄉(xiāng)結(jié)合處”的老年人定義為城鎮(zhèn)老年人；將回答居住在“農(nóng)村”定義為農(nóng)村老年人。經(jīng)過刪除重要變量的缺失后，最終得到樣本3 708人，其中城鎮(zhèn)老年人921人，農(nóng)村老年人2 787人。

1.2 變量選取

1.2.1 因變量：生活自理能力

日常生活功能評價是用來了解老年人生活能力的綜合指標(biāo)，其測定包含兩方面，一是對日常自理功能(ADL)的測定，另一方面是對社會服務(wù)設(shè)施利用功能的測定(IADL)。本研究結(jié)合CHARLS問卷選取穿衣、洗澡、吃飯、上廁所、控制大小便、走、爬樓、彎腰下蹲、提、做家務(wù)、購物11項指標(biāo)，如果有一項“有困難，需要幫助或者無法完成”，則視為“失能”?！皼]有困難或者有困難但可以完成”視為“生活完全能夠自理”。

1.2.2 自變量

結(jié)合CHARLS數(shù)據(jù)和研究需要，確定可能影響老人生活自理能力的因素有人口學(xué)特征(年齡、性別、教育程度、戶口類型、婚姻)、健康狀況(慢性病、抑郁)、社會參與(社會經(jīng)濟參與、社會交往、照顧孫子女)、生活方式與健康行為因素(鍛煉、吸煙、喝酒)和社會保障(醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險)五個維度15個子變量[7]。

1.2.3統(tǒng)計分析

本文以城鄉(xiāng)老年人是否具有生活自理能力為因變量(生活能自理為0，生活不能自理為1)，對自變量進行賦值，采用Stata 16.0統(tǒng)計軟件對資料進行單因素分析，并使用SPSS 22.0統(tǒng)計軟件對單因素分析結(jié)果進行l(wèi)ogistic回歸和CART算法分析，檢驗水準(zhǔn)。根據(jù)分析結(jié)果找出影響城鄉(xiāng)老年人生活自理能力的重要因素。并對兩種預(yù)測結(jié)果生成的預(yù)測值進行比較，以城鄉(xiāng)老年人生活自理能力結(jié)果為狀態(tài)變量繪制logistic回歸模型和CART模型生成的受試者工作特征曲線(ROC)，以此判斷模型優(yōu)劣，為差異有統(tǒng)計學(xué)意義[8]。

表2 變量賦值與基本特征(N=3708)

2 結(jié)果

2.1 樣本人群的基本特征

表3列出了城鎮(zhèn)老人和農(nóng)村老人在年齡、性別、受教育程度、健康狀況等基本人口特征情況。城鎮(zhèn)老人和農(nóng)村老人在年齡和性別上的人數(shù)分布相差不大；但是相較于農(nóng)村老人，城鎮(zhèn)老人的學(xué)歷水平要更高；城鎮(zhèn)老人和農(nóng)村老人在戶口類型上也與其身份基本對應(yīng)，城鎮(zhèn)老人多為非農(nóng)業(yè)戶口，農(nóng)村老人多為農(nóng)業(yè)戶口；從疾病患病狀況來看，相較于農(nóng)村老人，城鎮(zhèn)老人患慢性病比例高，抑郁患病比例低。

表3 城鎮(zhèn)老人與農(nóng)村老人樣本的基本特征

2.2 城鄉(xiāng)老年人生活自理能力影響因素的單因素分析

為考察城鄉(xiāng)老年人生活自理能力的異質(zhì)性，進行卡方檢驗。對城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個子樣本下老年人生活自理能力的影響分析結(jié)果(表4)。在城鎮(zhèn)子樣本下，除戶口類型、吸煙和養(yǎng)老保險三項變量以外，其余各變量對城鎮(zhèn)老年人生活自理能力均存在關(guān)聯(lián)關(guān)系(P<0.05)；在農(nóng)村子樣本下，各變量對農(nóng)村老年人生活自理能力狀況均存在關(guān)聯(lián)關(guān)系(P<0.05)。

表4 城鄉(xiāng)子樣本中老年人生活自理能力狀況的影響分析

2.3 城鄉(xiāng)老年人生活自理能力影響因素的多因素分析

2.3.1 城鄉(xiāng)老年人生活自理能力影響因素的logistic回歸分析

(1)多重共線性檢驗

分別在城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個子樣本下與老年人生活自理能力存在關(guān)聯(lián)關(guān)系的各變量進行多重共線性檢驗，結(jié)果如下表5。方差膨脹因子值均在10以下且容忍度都大于0.1，說明解釋變量不存在多重共線性，適合進入回歸模型。

ATB宜使用機制砂作為細集料，所選用的天然砂或機制砂應(yīng)干燥潔凈、粗糙、無雜質(zhì)，且應(yīng)具有適當(dāng)顆粒級配，與瀝青黏附性較好，本文采用的細集料技術(shù)指標(biāo)如表2所示。

表5 城鄉(xiāng)老人生活自理能力多重共性檢驗

(2)模型整體顯著性檢驗

在進行模型回歸之前，先對模型系數(shù)進行檢驗(表6)，通過步間、塊間和模型間的相對似然比進行檢驗，可以得到城鎮(zhèn)子樣本下卡方值均為277.951，農(nóng)村子樣本下卡方值均為632.369，遠遠大于臨界值，且P值均為0.000，故本文設(shè)定的模型在顯著性水平為0.05的情況下通過了檢驗。

表6 模型系數(shù)檢驗結(jié)果

接下來由 Hosmer-Lemeshow檢驗可知，城鎮(zhèn)子樣本下卡方值為4.798，農(nóng)村子樣本下卡方值為8.068，小于臨界值，且P值分別為0.779和0.427，大于顯著性水平0.05，說明模型擬合較好。

表7 Hosmer-Lemeshow檢驗

(3)回歸結(jié)果

要厘清城鎮(zhèn)老人和農(nóng)村老人在生活自理能力方面的諸多差異及其產(chǎn)生的原因，本文分城鎮(zhèn)和農(nóng)村2個模型呈現(xiàn)分析結(jié)果(表8)，旨在探討城鎮(zhèn)和農(nóng)村老人生活自理能力的影響因素是否具有一致性。二元logistic回歸模型分析結(jié)果顯示，影響城鎮(zhèn)老年人生活自理能力的因素有年齡、性別、慢性病、抑郁程度、參與社會經(jīng)濟、參與社會交往、照顧孫子女、鍛煉和喝酒。影響農(nóng)村老人生活自理能力的因素有年齡、性別、教育程度、婚姻狀況、戶口類型、慢性病、抑郁程度、參與社會經(jīng)濟、參與社會交往、照顧孫子女、鍛煉、喝酒、醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險。

表8 城鄉(xiāng)老年人生活自理能力影響因素的logistic回歸分析

2.3.2 城鄉(xiāng)老年人生活自理能力影響因素的決策樹CART模型分析

(1)城鎮(zhèn)老年人生活自理能力的CART模型結(jié)果分析

城鎮(zhèn)決策樹模型采用80%的比例分割樣本進行測試、最小樹深度為5，父節(jié)點為100，子節(jié)點為50，產(chǎn)生的決策樹模型如圖1所示，從上至下結(jié)點劃分的因素依次是年齡、社會交往、抑郁程度、慢性病和教育。

圖1 CART方法對城鎮(zhèn)老年人生活自理能力影響因素分析的分類樹型圖

(2)農(nóng)村老年人生活自理能力的CART模型結(jié)果分析

農(nóng)村決策樹模型采用80%的比例分割樣本進行測試、最小樹深度為5，父節(jié)點為100，子節(jié)點為50，產(chǎn)生的決策樹模型見圖2?；橐鰻顩r、戶口類型、照顧孫子女、吸煙、喝酒、醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險被剔除該模型。

圖2 CART方法對農(nóng)村老年人生活自理能力影響因素分析的分類樹型圖

2.4 兩種模型預(yù)測能力評估

2.4.1 模型識別正確率

前文分別建立二元logistic回歸模型和CART決策樹，用來確定影響城鄉(xiāng)老年人生活自理能力的影響因素。其中，二元logistic回歸模型分析結(jié)果顯示，影響城鎮(zhèn)老年人生活自理能力的因素有年齡、性別、慢性病、抑郁程度、參與社會經(jīng)濟、參與社會交往、照顧孫子女、鍛煉和喝酒，分類正確率為74.8%。影響農(nóng)村老人生活自理能力的因素有年齡、性別、教育程度、婚姻狀況、戶口類型、慢性病、抑郁程度、參與社會經(jīng)濟、參與社會交往、照顧孫子女、鍛煉、喝酒、醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險，分類正確率為68.8%。CART決策樹分析年齡、社會交往、抑郁程度、慢性病和教育對城鎮(zhèn)老年人生活自理能力的狀態(tài)產(chǎn)生了不同程度的影響，CART決策樹模型的正確率為74.2%。影響農(nóng)村老年人生活自理能力的因素是年齡、抑郁程度、鍛煉、性別、參與社會經(jīng)濟、教育程度、慢性病和社會交往因素，模型的正確率為65.0%。

表9 模型識別正確率

2.4.2 模型分類效果的ROC曲線檢驗

分別以城鎮(zhèn)老人和農(nóng)村老人生活自理能力影響因素分析結(jié)果為狀態(tài)變量繪制logistic回歸模型和CART決策樹生成的受試者工作特征曲線(ROC)，兩種模型分類效能分別如圖3、圖4、圖5、圖6和表10所示。從對城鎮(zhèn)老人和農(nóng)村老人樣本中兩個模型比較的曲線可以看出，ROC曲線均位于機會線的上方，其中CART模型的曲線相對光滑些，而二元logistic模型的曲線有少許鋸齒狀，同時曲線面積上，logistic模型比CART模型更多。因此，針對城鄉(xiāng)老年人生活自理能力的分類效果，logistic模型要更好些。

表1 城鎮(zhèn)老人與農(nóng)村老人生活自理能力狀況指標(biāo)分析

圖3 城鎮(zhèn)老人logistic回歸模型ROC曲線圖

圖4 城鎮(zhèn)老人CART決策樹ROC曲線

圖5 農(nóng)村老人logistic回歸模型ROC曲線

圖6 農(nóng)村老人CART決策樹ROC曲線

表10 ROC比較

2.5 結(jié)論與討論

綜合上述對我國城鄉(xiāng)老年人生活自理能力及其影響因素分析，本研究得出以下幾點結(jié)論：首先，我國城鄉(xiāng)老年人生活自理能力差異顯著。農(nóng)村老人的生活自理能力狀況不及城鎮(zhèn)老人，這與之前的研究結(jié)論一致[9]。這在很大程度上是由于城市比農(nóng)村地區(qū)更好地分配和獲得衛(wèi)生資源及配置，城鎮(zhèn)老年人生活自理能力得以提高。結(jié)合模型分類識別正確率、模型分類效果的ROC曲線檢驗，可以得到影響城鎮(zhèn)老人生活自理能力的因素為年齡、性別、慢性病、抑郁程度、參與社會經(jīng)濟、社會交往、照顧孫子女、鍛煉和喝酒。影響農(nóng)村老年人生活中自理能力的因素是年齡、性別、教育程度、婚姻狀況、戶口類型、慢性病、抑郁程度、參與社會經(jīng)濟、社會交往、照顧孫子女、鍛煉、喝酒、醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險。

對比城鄉(xiāng)影響因素，既有年齡、性別、慢性病、抑郁、參與社會經(jīng)濟活動、參與社會交往活動、照顧孫子女、喝酒等共性因素，也有個性因素。其中，教育程度、婚姻狀況、戶口類型、醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險只對農(nóng)村老年人生活自理能力有顯著影響。這些影響因素沒有對城鎮(zhèn)老年人的生活自理能力產(chǎn)生一定的影響，這可能是因為伴隨著中國衛(wèi)生體系的進一步完善，人們生活水平的不斷提升，即便是學(xué)歷低、無配偶或者是從來沒有享受過社會保障政策的城鎮(zhèn)老年群體，他們也能夠懂得健康教育以及對健康意識產(chǎn)生一定的重視，農(nóng)村的老年群體則恰好相反。

3 對策與建議

3.1 促進衛(wèi)生資源合理配置，實現(xiàn)不同人群健康平等

研究結(jié)論顯示，中國城鎮(zhèn)老年人生活自理能力較高，殘疾比例較低，這在很大程度上是與城市衛(wèi)生資源配置和較完善的醫(yī)療保險水平有關(guān)。為了保證農(nóng)村老人享受到同樣的醫(yī)療待遇，從而增強自身的生活自理能力，需要在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)資源有限的前提下將醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)資源向農(nóng)村地區(qū)傾斜，除此之外，國家還要鼓勵醫(yī)療技術(shù)人員深入基層開展工作，同時加大資金投入，搭建健全的衛(wèi)生服務(wù)基礎(chǔ)配套設(shè)施，推動全國衛(wèi)生事業(yè)的統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)之間醫(yī)療資源差異情況。

3.2 關(guān)注重點人群，進行健康干預(yù)

將高齡、有身體疾病以及未進行社會參與的老人作為作為健康干預(yù)的重點人群。因為家庭模式的小型化以及居家護理能力的不足，且機構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)不夠完善和受到陳舊思想的影響，絕大部分的老人都不愿意換一個新環(huán)境，所以醫(yī)療與養(yǎng)老相結(jié)合是非常重要的，尤其是對于那些年齡已高，行動不便的老人，他們所需要的生活補助、精神上的安慰、衛(wèi)生保健、康復(fù)治療等全面支持刻不容緩。其次，由于身體機能的衰退，老人的心理健康也必須引起重視，鼓勵老人進行社會參與，積極發(fā)揮自身長處，有利于維護老年人的身心健康。

3.3 多渠道維護老人健康權(quán)益

與其他研究結(jié)果一致，無配偶及未進行經(jīng)濟參與的老年人失能率均較高。因為當(dāng)下的經(jīng)濟情況以及看護資源受到了限制，許多患病的老年人他們會因為高昂的費用以及家里沒有人能看護，而遲遲不愿意去接受治療，這樣的一群老年群體，他們不去及時就醫(yī)，那么就會對他們的生活自理能力造成一定的阻礙，所以需要強化老齡化健康發(fā)展的進程，把重心轉(zhuǎn)移，在貧困并且喪失配偶的老年群體中，給他們心理及身體上的雙重保障。

利益沖突無