多重慢病老年人健康狀況差異的分解研究：基于健康雙因素的多層模型

李欣茹，陳慧雯，陳一鳴，薛本立，鄭曉，4，石磊，陳亞光，張持晨，4*

1.510515 廣東省廣州市，南方醫(yī)科大學(xué)衛(wèi)生管理學(xué)院

2.510515 廣東省廣州市，廣東省高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)（健康管理政策與精準(zhǔn)健康服務(wù)協(xié)同創(chuàng)新研究）重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室

3.525099 廣東省茂名市健康教育所

4.510030 廣東省佛山市，南方醫(yī)科大學(xué)順德醫(yī)院（佛山市順德區(qū)第一人民醫(yī)院）健康管理科

黨的二十大報(bào)告強(qiáng)調(diào)實(shí)施積極應(yīng)對(duì)人口老齡化國(guó)家戰(zhàn)略。隨著健康扶貧工作的推進(jìn)和醫(yī)療技術(shù)水平的提高，慢性非傳染性疾?。ㄒ韵潞?jiǎn)稱“慢性病”）成為制約老年人健康水平提升的關(guān)鍵因素之一，并呈現(xiàn)出由單一慢性病向多重慢病演進(jìn)的趨勢(shì)。研究表明，我國(guó)老年人多重慢病患病率為30.3%［1］，相較于無(wú)慢性病或患單一慢性病的老年人，多重慢病老年人擁有更差的健康狀況，增加了其醫(yī)療消耗、治療難度、家庭及社會(huì)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)、死亡風(fēng)險(xiǎn)和心理健康問題等［2］。多重慢病老年人的健康影響因素極其廣泛，相關(guān)危險(xiǎn)因素可被歸納為遺傳因素、人口學(xué)特征、行為生活方式及環(huán)境因素等［3-4］。然而，因數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取、研究方法等不同，關(guān)于多重慢病老年人健康的影響因素研究有時(shí)會(huì)得出相反的結(jié)論。郭小榕［5］通過(guò)研究中國(guó)老年多重慢病患病的影響因素發(fā)現(xiàn)，更長(zhǎng)的睡眠時(shí)間、無(wú)社交活動(dòng)、身體活動(dòng)水平高可能是老年人多重慢病的保護(hù)因素。SAKIB 等［6］研究了中年人多重慢病患病率與其生活方式的關(guān)聯(lián)，發(fā)現(xiàn)體力活動(dòng)、吸煙均與多重慢病無(wú)關(guān)，而每日或每周飲酒的人多重慢病發(fā)病率明顯低于從不飲酒的人。此外，也有學(xué)者在社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)因素等方面對(duì)多重慢病的危險(xiǎn)因素展開了探討，證實(shí)了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高對(duì)多重慢病人群健康有促進(jìn)作用［7］。

以上研究雖然為研究多重慢病老年人健康狀況提供了理論與實(shí)踐基礎(chǔ)，但總體而言，以往關(guān)于多重慢病老年人健康狀況影響因素的探討較分散，不利于為其制定精準(zhǔn)健康管理方案。因此，為豐富多重慢病老年群體健康的有關(guān)研究，在以往研究個(gè)體健康的社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)因素的基礎(chǔ)上，本文利用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2018 年數(shù)據(jù)，試圖引入健康內(nèi)外雙因素理論模型，探析健康內(nèi)外生因素對(duì)多重慢病老年人健康的影響機(jī)制，并剖析各維度因素對(duì)老年健康的貢獻(xiàn)度大小如何。本研究結(jié)果將為采取個(gè)性化、高效的精準(zhǔn)健康管理干預(yù)方案提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)，從而為積極應(yīng)對(duì)人口老齡化，推進(jìn)健康中國(guó)建設(shè)貢獻(xiàn)理論與實(shí)踐價(jià)值。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

本研究的數(shù)據(jù)來(lái)源于CHARLS 數(shù)據(jù)。CHARLS 全國(guó)基線調(diào)查于2011 年開展，采用PPS 抽樣，于2011 年、2013 年、2015 年、2018 年和2020 年分別在28 個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的150 個(gè)縣、450 個(gè)社區(qū)（村）開展調(diào)查訪問。本研究利用2018 年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，采用推理插補(bǔ)與例刪法對(duì)缺失值進(jìn)行處理。推理插補(bǔ)是一種無(wú)須對(duì)缺失模式、缺失機(jī)制和缺失值的分布做多余假設(shè)，可直接從相關(guān)項(xiàng)目信息中推斷缺失值的插補(bǔ)方法［8-9］。以慢性病狀態(tài)缺失值的處理為例，一是根據(jù)前后題項(xiàng)邏輯進(jìn)行插補(bǔ)，二是利用2015 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行填補(bǔ)。由于慢性病是難以治愈的疾病，因此，當(dāng)老年人2018 年慢性病患病狀態(tài)缺失或未患病但2015 年患病時(shí)，則以2015年慢性病患病狀態(tài)代替2018 年的狀態(tài)。推理插補(bǔ)結(jié)束后，選取年齡≥65 歲，意識(shí)清楚，溝通無(wú)障礙，自愿參與調(diào)查且慢性病數(shù)量≥2 種的老年人，排除無(wú)意愿參與調(diào)查，有嚴(yán)重的認(rèn)知功能障礙、智力障礙等無(wú)法正常交流者，對(duì)關(guān)鍵變量缺失數(shù)據(jù)采取例刪法，最終得到有效樣本2 099 例，其中男1 078 例，女1 021 例；平均年齡（71.5±5.2）歲。樣本篩選流程見圖1。

圖1 樣本選擇流程Figure 1 Sample selection process

1.2 研究模型

1.2.1 健康雙因素模型：基于Grossman 健康生產(chǎn)函數(shù)發(fā)展而來(lái)的健康雙因素模型是健康評(píng)價(jià)的有效工具。該模型包括健康決定因素的內(nèi)生因素和外生因素兩個(gè)方面。內(nèi)生因素是指?jìng)€(gè)體能夠主觀應(yīng)對(duì)的健康因素，包括疾病、環(huán)境污染、營(yíng)養(yǎng)攝入及疾病應(yīng)對(duì)等；外生因素是指不以個(gè)體的意志為轉(zhuǎn)移的客觀健康因素，包括生物遺傳、生活場(chǎng)景及健康資源投入等［10］。

1.2.2 多重慢病老年人健康內(nèi)外生因素：根據(jù)健康決定因素理論，影響老年人健康及其差異的社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素是多維度的，這些因素共同造成健康差距和健康不平等問題。在多重慢病老年人健康狀況的內(nèi)生因素中，環(huán)境污染、疾病現(xiàn)狀、疾病應(yīng)對(duì)以及營(yíng)養(yǎng)攝入被證明是健康評(píng)價(jià)的顯著因素［11］。慢性病是長(zhǎng)期性疾病，通常在短時(shí)期內(nèi)不會(huì)有太大的惡化或改善，因此，對(duì)于多重慢病老年人來(lái)說(shuō)，疾病應(yīng)對(duì)是直接影響其健康的因素之一。此外，個(gè)體的行為生活方式作為健康的社會(huì)決定因素之一，對(duì)健康結(jié)局所起到的影響作用最大［12］。為探討不良的生活行為習(xí)慣對(duì)健康差異的貢獻(xiàn)度，本研究將危害健康相關(guān)行為納入模型的健康內(nèi)生因素中。

在多重慢病老年人健康狀況的外生因素中，家庭層面與個(gè)人層面的因素有所區(qū)別又相輔相成。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是個(gè)人層面至關(guān)重要的因素之一，是指?jìng)€(gè)體或群體處在不同的社會(huì)層級(jí)，通常使用一系列的指標(biāo)進(jìn)行衡量，一般包括收入、教育和職業(yè)。教育會(huì)對(duì)中國(guó)老年人的健康產(chǎn)生顯著的正向影響，文化水平越高的老年人在身體功能健康、認(rèn)知功能健康和健康自評(píng)中的優(yōu)勢(shì)地位越高［13］。社會(huì)健康資源對(duì)于多重慢病老年人健康改善也是重要組成部分。而在家庭層因素，多重慢病老年人的健康動(dòng)力主要源于家庭健康支持，包括經(jīng)濟(jì)和情感的支持。但在模型中，為避免多重共線性，家庭層因素主要考察情感照料支持?！敖巧龠M(jìn)”理論認(rèn)為，隔代照料角色能夠加強(qiáng)祖父母和外界的聯(lián)系，尤其是能促進(jìn)祖父母和其成年子女的情感交流，從中祖父母能獲得更多的社會(huì)和家庭支持，并獲得情感上的滿足［14］。良好的家庭關(guān)系與代際交流是維系老年健康的堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

綜上，結(jié)合多重慢病老年人自身區(qū)別于其他群體的健康決定因素特異性，并參考楊博等［11］做法，本研究將健康內(nèi)外生因素共分為3 個(gè)模塊，見圖2，各維度包括健康外生因素的家庭層因素（情感照料）和個(gè)人層因素（社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)健康資源）以及健康內(nèi)生因素的個(gè)人層因素（危害健康相關(guān)行為和疾病應(yīng)對(duì)策略），各維度具體變量操作詳見表1。由于較多的證據(jù)表明，老年男性與女性存在顯著的健康差距，因此，本研究進(jìn)一步探討了不同性別多重慢病老年人健康狀況的異質(zhì)性。

表1 關(guān)鍵變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Descriptive statistics of key variables

圖2 多重慢病老年人健康狀況的理論模型Figure 2 Theoretical model of health status of older adults with multimorbidity

1.3 關(guān)鍵變量選擇

1.3.1 被解釋變量：本文使用虛弱指數(shù)來(lái)全面衡量多重慢病老年人的健康狀況。虛弱指數(shù)是通過(guò)計(jì)算個(gè)體健康缺失累積的比重，進(jìn)而綜合衡量健康狀況的一種方法［15］，所允許容納變量的數(shù)量一般為30～70 個(gè)，取值為0～1.0，總分越高，表示健康狀況越差［16］。本研究構(gòu)建的虛弱指數(shù)共有9 個(gè)部分，包括自評(píng)記憶、自評(píng)健康、滿意度、殘疾、工具性日常生活自理能力、日常生活能力、其他功能受限、社交情況及抑郁程度，共計(jì)36 個(gè)指標(biāo)。虛弱指數(shù)總分為各條目分?jǐn)?shù)相加。

1.3.2 解釋變量：在慢性病形成過(guò)程中，個(gè)體行為因素具有極為重要的致病作用，常見的是煙草使用、不良飲食習(xí)慣、缺乏身體活動(dòng)和酒精濫用。因此，在危害健康相關(guān)行為中，納入吸煙和飲酒2 個(gè)指標(biāo)。疾病應(yīng)對(duì)策略包括控制疾病的方式（吃藥控制、其他方式控制和無(wú)應(yīng)對(duì)方式）和醫(yī)療滿意度2 個(gè)指標(biāo)，從一定程度上衡量了多重慢病老年人對(duì)所患疾病的客觀應(yīng)對(duì)方式和主觀應(yīng)對(duì)態(tài)度。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位一般而言涵蓋3 個(gè)指標(biāo)，分別為代表受教育程度的“教育水平”、代表老年人曾經(jīng)職業(yè)地位的“享受機(jī)關(guān)事業(yè)單位退休金”，以及代表其收入水平的“家庭年收入”［17］。在本研究中，由于夏普利值方法中對(duì)變量個(gè)數(shù)的限制，且“享受退休金”可在一定程度上代表收入狀況良好，所以，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位維度未納入“家庭年收入”這一變量。社會(huì)健康資源包括是否接受醫(yī)療服務(wù)和健康體檢。我國(guó)基本公共衛(wèi)生服務(wù)規(guī)定，凡年滿65 周歲的老年人均可納入免費(fèi)體檢范圍，本研究對(duì)象的年齡為≥65 歲，因此，此處的健康體檢能在一定程度上代表免費(fèi)健康體檢。家庭健康支持包括隔代照料、子女關(guān)系和婚姻關(guān)系，其中，變量賦值為3 代表不適用，即隔代照料3 為無(wú)孫輩子女，子女關(guān)系3 為無(wú)子女，婚姻關(guān)系3 為無(wú)配偶。健康雙因素模型各維度變量賦值詳見表1。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

本研究使用Stata 16.0 進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先，通過(guò)計(jì)算關(guān)鍵變量的均值或百分比進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)；經(jīng)正態(tài)性檢驗(yàn)后，虛弱指數(shù)不服從正態(tài)分布，以M（P25，P75）的形式表示，并采用Wilcoxon 秩和檢驗(yàn)分析不同性別下多重慢病老年人健康狀況是否存在差異。其次，采用OLS 回歸模型分析健康雙因素模型各維度對(duì)老年健康的影響。最后，基于OLS 回歸結(jié)果進(jìn)行夏普利值分解。以往關(guān)于健康不平等的研究多使用有序變量自評(píng)健康，這就決定了基于夏普利值分解首先使用Order Probit 模型回歸得到預(yù)測(cè)值，然后基于該預(yù)測(cè)值進(jìn)行夏普利值分解。由于本研究的因變量為連續(xù)變量虛弱指數(shù)，因此，可直接使用基于OLS 回歸的夏普利值方法分解［18］，并測(cè)算各影響因素對(duì)于健康不平等的貢獻(xiàn)度（百分比）。

2 結(jié)果

2.1 不同性別多重慢病老年人健康的異質(zhì)性

多重慢病男性老年人虛弱指數(shù)為9.75（7.10，13.70）， 女性虛弱指數(shù)為12.75（9.05，17.40），Wilcoxon 秩和檢驗(yàn)結(jié)果顯示，男性的健康狀況優(yōu)于女性，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（Z=-10.828，P＜0.001）。

2.2 OLS 回歸分析

全樣本OLS 回歸分析結(jié)果見表2。其中，模型1 為未納入控制變量時(shí)健康雙因素模型各維度對(duì)多重慢病老年人虛弱指數(shù)的影響。模型2 為加入控制變量后健康雙因素模型各維度對(duì)多重慢病老年人虛弱指數(shù)的影響，結(jié)果顯示，吸煙行為和婚姻關(guān)系對(duì)老年健康的影響不顯著（P＞0.05）；戒酒、從不飲酒、對(duì)醫(yī)療服務(wù)不滿意、無(wú)退休金、未進(jìn)行健康體檢、無(wú)隔代照料、對(duì)子女關(guān)系不滿意能夠顯著負(fù)向影響多重慢病老年人健康水平（P＜0.05）；無(wú)控制疾病方式、教育水平為小學(xué)以上、未接受醫(yī)療服務(wù)能顯著正向影響多重慢病老年人健康水平（P＜0.05）。

表2 OLS 回歸分析結(jié)果Table 2 Results of the OLS regression

2.3 夏普利值分解結(jié)果

夏普利值分解結(jié)果顯示，在全樣本中，健康雙因素5 個(gè)維度對(duì)老年健康差異貢獻(xiàn)度依次為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、家庭健康支持、危害健康相關(guān)行為、疾病應(yīng)對(duì)策略、社會(huì)健康資源。其中，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的貢獻(xiàn)百分比最高，為37.62%；社會(huì)健康資源的貢獻(xiàn)百分比最低，為8.47%。不同性別下各維度的貢獻(xiàn)次序和百分比略有變化。對(duì)于多重慢病老年男性來(lái)說(shuō)，危害健康相關(guān)行為成為除社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位之外對(duì)老年健康差異貢獻(xiàn)百分比最高的因素，為26.22%。相反地，對(duì)于多重慢病老年女性來(lái)說(shuō)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康差異貢獻(xiàn)度為41.36%，危害健康相關(guān)行為成為對(duì)老年健康差異貢獻(xiàn)百分比末位的因素，而疾病應(yīng)對(duì)策略成為貢獻(xiàn)百分比第二位的因素，見表3。

3 討論

本研究基于CHARLS 2018 年數(shù)據(jù)，運(yùn)用OLS 回歸分析健康雙因素模型各維度因素對(duì)老年健康狀況的影響機(jī)制；進(jìn)一步使用夏普利值方法分解危害健康相關(guān)行為、疾病應(yīng)對(duì)策略、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)健康資源和家庭健康支持5 個(gè)維度對(duì)于多重慢病老年人口健康的貢獻(xiàn)度，得出以下結(jié)論。

第一，多重慢病老年男性與女性的健康狀況存在顯著差異，且男性的健康狀況優(yōu)于女性。以往研究發(fā)現(xiàn)，健康評(píng)價(jià)在老年人中普遍存在“性別悖論”現(xiàn)象［19-20］，即老年女性比男性擁有更高的預(yù)期壽命。本研究結(jié)果與之相互印證，表明我國(guó)多重慢病老年群體中依然存在“性別悖論”現(xiàn)象，但其中的機(jī)制和原因尚不明確，有待進(jìn)一步拓展研究。

第二，相比于健康內(nèi)生因素（31.39%），健康外生因素對(duì)多重慢病老年人健康的貢獻(xiàn)度（68.61%）更大。在健康的內(nèi)生因素中，仍然飲酒、無(wú)控制疾病方式和對(duì)醫(yī)療服務(wù)滿意較其他類別更有助于提升多重慢病老年人健康水平。吸煙和飲酒被公認(rèn)為危害健康的行為［21-22］，但本研究與SAKIB 等［6］發(fā)現(xiàn)一致，仍然飲酒是多重慢病老年人的健康的保護(hù)因素。這可能是因?yàn)橄啾扔谄渌卣骼夏耆后w，“健康工人效應(yīng)”在患有多重慢病的老年人中更為明顯，即擁有良好健康水平的多重慢病老年人更傾向于選擇保持原有的飲酒和吸煙生活方式［23］，且一些研究表明，適度飲酒可能對(duì)一些慢性疾病具有保護(hù)作用，如癡呆、缺血性心臟病和卒中［24-25］。MCLANE 等［26］在研究農(nóng)村老年高血壓患者服藥依從性差的原因時(shí)發(fā)現(xiàn)，健康相關(guān)生命質(zhì)量較好的患者由于健康問題不會(huì)影響其日常生活，因此不依從率較高。這也為本研究結(jié)果提供了一種合理解釋。而另一種潛在的可能解釋為，罹患多重慢病的老年人當(dāng)病情嚴(yán)重到多重用藥時(shí)，則將可能造成藥物的相互作用，從而導(dǎo)致更差的健康結(jié)果。有研究表明老年人因藥物不良反應(yīng)而住院的比率始終高于因依從性差而住院的比例［27］，因此，在本研究中，無(wú)疾病控制方式的多重慢病老年人健康狀況更好有一定的合理性。但值得注意的是，雖然該結(jié)果不是對(duì)傳統(tǒng)醫(yī)療技術(shù)的否定，但這也從側(cè)面反映多重慢病老年群體健康研究的復(fù)雜性與關(guān)注該群體健康狀況的必要性。在健康的外生因素中，有較高的教育水平、有退休金、未接受醫(yī)療服務(wù)、參加健康體檢、照顧孫輩子女、對(duì)子女關(guān)系滿意等更有利于提升多重慢病老年人健康水平。對(duì)于多重慢病老年人而言，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位維度對(duì)健康的影響與以往的研究一致，但社會(huì)健康資源維度下醫(yī)療服務(wù)利用與以往研究存在較大的不同［28］，這可能是由于本研究對(duì)象是患有多重慢病的老年群體，疾病嚴(yán)重程度存在異質(zhì)性，可能未接受醫(yī)療服務(wù)的老年人健康狀況較好。此外，本研究也證實(shí)了健康體檢對(duì)老年健康的效益，間接證實(shí)了政府實(shí)行基本公共衛(wèi)生服務(wù)的正確性與必要性。

第三，無(wú)論是全樣本還是分性別，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位均為對(duì)老年健康最重要的影響因素；對(duì)于男性而言，危害健康相關(guān)行為成為次要的因素；對(duì)女性來(lái)說(shuō)，疾病應(yīng)對(duì)策略的重要性次之。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的差異主要是社會(huì)分層的結(jié)果，這種差異影響了人們?cè)诮】敌袨?、營(yíng)養(yǎng)獲取、醫(yī)療資源獲取等方面的不平等，而這種不平等又會(huì)成為影響人們健康狀況的重要因素［29］。老年人因多重慢病而產(chǎn)生的健康脆弱性無(wú)形之中放大了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位產(chǎn)生的差異。因此，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位成為多重慢病老年人健康狀況重要的影響因素之一。危害健康行為是多重慢病老年男性的次重要因素。一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，改變危害健康行為，能夠成功預(yù)防75%以上慢性非傳染性疾病的發(fā)生，對(duì)于預(yù)防傳染性疾病的發(fā)生、發(fā)展也至關(guān)重要。控制健康的危險(xiǎn)行為因素，可以大幅提升居民健康水平［12］。而改變危害健康行為所帶來(lái)的健康效益對(duì)多重慢病老年男性體現(xiàn)更甚。影響多重慢病老年女性次要的因素為疾病應(yīng)對(duì)策略。這與老年女性的健康狀況較男性差可能存在一定關(guān)聯(lián)，當(dāng)老年女性有不良健康狀況時(shí)更傾向于積極應(yīng)對(duì)疾病，主動(dòng)選擇醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)［30］。

從生命歷程視角來(lái)看，中老年人的健康不平等是由長(zhǎng)時(shí)期的資源優(yōu)勢(shì)/劣勢(shì)累積作用形成的結(jié)果［12］。實(shí)施精準(zhǔn)健康管理是縮小甚至彌合健康差距的關(guān)鍵方式，也是一項(xiàng)任重道遠(yuǎn)的健康任務(wù)。慢性病是無(wú)法治愈的長(zhǎng)期性疾病，健康管理者和多重慢病老年人自身首先必須認(rèn)清健康差異及其影響因素大小才能更好地改善、促進(jìn)健康。健康雙因素模型適用人群廣泛，MOSLEY 等［31］應(yīng)用該模型解釋了低齡人群健康評(píng)價(jià)的影響因素，驗(yàn)證了健康雙因素對(duì)健康評(píng)價(jià)的顯著影響；除此之外，楊博等［11］將健康雙因素模型用于老年流動(dòng)人口健康自評(píng)差異研究，同樣證實(shí)了健康雙因素模型的有效性。本研究以多重慢病老年人自身健康狀況為出發(fā)點(diǎn)，以健康雙因素模型為切入點(diǎn)，從內(nèi)外生因素探討該群體健康特征，以及影響因素的貢獻(xiàn)大小，所得研究結(jié)果可在一定程度上為老年多重慢病精準(zhǔn)健康管理提供新的思路。

本研究的局限性在于，首先，使用橫斷面數(shù)據(jù)難以確定因果關(guān)系，且可能存在慢性病自報(bào)偏倚，因此，本研究結(jié)果無(wú)法說(shuō)明健康雙因素模型各維度因素對(duì)老年健康的因果機(jī)制；其次，本研究只選取了CHARLS 2018年數(shù)據(jù)，對(duì)老年健康進(jìn)行夏普利值差異分解后，模型各維度因素對(duì)老年健康的貢獻(xiàn)度只能說(shuō)明在2018 年的狀態(tài)。此外，雖然在處理缺失值時(shí)，采用推理插補(bǔ)的方法在一定程度上保證了數(shù)據(jù)的代表性，但對(duì)于最終缺失數(shù)據(jù)只采取個(gè)案刪除而未進(jìn)行加權(quán)處理，這將可能削弱本研究數(shù)據(jù)的代表性。最后，由于夏普利值方法自身的局限性，本研究所能納入的解釋變量需控制在11 個(gè)以內(nèi)，因此模型各維度的選取可能存在一定程度上的偏差。上述局限性將在今后的研究中進(jìn)一步拓展完善。

作者貢獻(xiàn)：張持晨提出主要研究目標(biāo)，負(fù)責(zé)研究的構(gòu)思與設(shè)計(jì)，進(jìn)行論文的修訂；李欣茹、陳慧雯、陳一鳴共同分析數(shù)據(jù)與撰寫論文；薛本立、鄭曉參與數(shù)據(jù)申請(qǐng)與清理；石磊、陳亞光進(jìn)行了圖、表的繪制與展示；所有作者對(duì)文章進(jìn)行了最終的審閱和校對(duì)。

本文無(wú)利益沖突。