潘國英,陳鶴,張拓紅

·社會因素與健康·

高齡老人虛弱指數(shù)的個體和區(qū)域影響因素分析

潘國英,陳鶴,張拓紅

目的分析高齡老人虛弱指數(shù)的個體和區(qū)域影響因素。方法利用中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)2011年橫斷面數(shù)據(jù),對其中80歲及以上的高齡老人計算虛弱指數(shù),通過統(tǒng)計描述和分層線性模型,分析其個體和區(qū)域影響因素。結(jié)果高齡、女性、非獨居、城鎮(zhèn)居住、經(jīng)濟自評差、社會參與度低、健康食品攝入不足的高齡老人虛弱指數(shù)高。低氣溫、高工業(yè)廢氣與個體因素有交互作用,總體上工業(yè)廢氣排放越高,平均氣溫越低,則虛弱指數(shù)越高,并且這兩項因素在最終模型中可以解釋虛弱指數(shù)區(qū)域差別的54.8%(殘差方差比例),模型可靠性為0.832。結(jié)論高齡老人虛弱指數(shù)可能受到個體和區(qū)域等多因素影響。

高齡老人;虛弱指數(shù);分層線性模型

80歲及以上的老年人被稱為高齡老人(oldest old)[1],其健康狀況的突出特征是“虛弱”,在面對外界不良因素時,疾病、死亡風(fēng)險大大增加,需要長期的醫(yī)療和照護服務(wù)[2-3]。由于高齡老人健康問題的復(fù)雜性,在對該群體的健康研究上,需要從總體上把握和認(rèn)識其特征。而傳統(tǒng)健康評價指標(biāo)如殘障、疾病等,不能全面量化地反映老年人健康總體狀況。為綜合評價老年人虛弱程度和健康風(fēng)險,由虛弱概念引申出的虛弱指數(shù)(frailty index,FI)是較好的指標(biāo)之一。虛弱指數(shù)最早由Mitnitski和Rockwood提出,反映個體潛在的所有健康測量指標(biāo)中不健康指標(biāo)所占的比例,其內(nèi)容涵蓋生活自理能力、疾病和心理等基礎(chǔ)維度,通過健康損失的積累得到虛弱的量化表達(dá)。虛弱指數(shù)在調(diào)查和臨床研究中,用于表征老年人的生物年齡[4]、預(yù)測死亡風(fēng)險[5-6]和作為老年健康干預(yù)的評價指標(biāo)[6-7],表現(xiàn)出良好的效度和信度[8-9]。本文將通過分層線性模型方法,分析高齡老人虛弱指數(shù)的個體和區(qū)域影響因素。

1 資料與方法

1.1 資料來源與研究對象

本研究數(shù)據(jù)來自中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(Chinese Longitudinal and Health Longevity Study,CLHLS)2011年橫斷面數(shù)據(jù)集,研究對象為其中80歲及以上的6 530位高齡老人(總樣本數(shù)10 191)。本調(diào)查對選取的23個省份老年人口進(jìn)行超比例抽樣,樣本區(qū)域內(nèi)老年人口約占全國總數(shù)的85%。CLHLS數(shù)據(jù)由入戶問卷調(diào)查(訪問高齡老人及其親屬)的方法獲得,技術(shù)報告顯示其數(shù)據(jù)質(zhì)量較高。

選取的典型自然環(huán)境數(shù)據(jù)包括平均氣溫、降水量,而環(huán)境污染指標(biāo)則以工業(yè)廢氣排放代表,數(shù)據(jù)來自《中國地面國際交換站氣候資料年值數(shù)據(jù)集》和國家統(tǒng)計局《環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)》。

1.2 虛弱指數(shù)計算

參考國內(nèi)相關(guān)研究[5,10]和Searle等[11]提出的指南,基于CLHLS 2011年調(diào)查中涉及的49項健康損失變量計算虛弱指數(shù),涵蓋日常生活自理能力、疾病、感官肢體功能、心理情緒、健康評價、認(rèn)知功能等基礎(chǔ)維度。

構(gòu)成變量中發(fā)生不良結(jié)局(健康損失)則記錄為1,否則記錄為0。與以往研究相同,將患2次或以上重病編為2[5,10]。計算方式如下:

Nj為第J個健康損失變量的得分。如果該指標(biāo)代表損失,則為1,否則為0。虛弱指數(shù)越高,老年人健康狀況越差。

1.3 統(tǒng)計分析方法

按照年齡、性別和城鄉(xiāng)分布進(jìn)行數(shù)據(jù)加權(quán)[12],缺失數(shù)據(jù)采用均值填補。使用SAS對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述和單因素、分層線性模型(hierarchical linear model,HLM)分析,以P＜0.05作為有統(tǒng)計學(xué)意義的標(biāo)準(zhǔn)。

2 結(jié)果

2.1 基本情況

調(diào)查中涉及的80歲及以上高齡老人共6 530 人,其中男性占40.12%,女性占59.88%;80～89歲、90～99歲、100及歲以上的高齡老人各占40.43%、37.26%、22.31%;城鎮(zhèn)高齡老人占47.09%,農(nóng)村占52.91%;漢族占94.09%,少數(shù)民族占5.91%;有配偶者占21.84%,喪偶者占76.13%,離婚、未婚等占2.03%;就學(xué)年數(shù)為0年的占68.47%,就學(xué)年數(shù)1年及以上的占31.53%。

2.2 虛弱指數(shù)年齡、性別分布

本研究中,高齡老人虛弱指數(shù)加權(quán)均值為0.23,標(biāo)準(zhǔn)差為0.17。虛弱指數(shù)與年齡、性別的分布模式如圖1所示。

圖1 高齡老人虛弱指數(shù)的年齡、性別分布曲線

2.3 單因素分析

對虛弱指數(shù)進(jìn)行單因素分析。對其中二分類的自變量進(jìn)行U檢驗,對多分類的自變量進(jìn)行單因素方差分析。可能導(dǎo)致虛弱指數(shù)高的因素有:女性、高齡、城鎮(zhèn)居民、離異或喪偶、文化程度低、非獨居、經(jīng)濟自評低、社會參與程度低、過去不吸煙、不飲酒,主食為面食,較少吃肉、蛋、茶、魚、蔬菜等。而民族、過去鍛煉因素影響差異無統(tǒng)計學(xué)意義。

2.4 分層線性模型分析

個體因素經(jīng)過單因素分析后,綜合單因素分析的結(jié)果和變量意義,通過HLM模型中的隨機系數(shù)模型進(jìn)行篩檢。

2.4.1 零模型考察因變量的省級層間差異,結(jié)果顯示,零模型估計的固定效應(yīng)G00的系數(shù)為0.236,而隨機效應(yīng)U0的方差成分為0.000 735,固定效應(yīng)系數(shù)和隨機效應(yīng)的方差成分P＜0.01。表明高齡老人虛弱指數(shù)在省級層面的差異具有統(tǒng)計學(xué)意義,有必要進(jìn)行分層線性模型分析。

2.4.2 隨機系數(shù)模型對個體變量進(jìn)行單因素檢驗,篩除標(biāo)準(zhǔn)為P＞0.10。民族、婚姻狀態(tài)、就學(xué)年限、過去吸煙、過去鍛煉、肉類、豆類和主食因素被篩除。

2.4.3 省級區(qū)域特征對宏觀變量進(jìn)行單因素檢驗。數(shù)據(jù)加權(quán)后統(tǒng)一了各省高齡老人年齡、性別構(gòu)成,使得省間具有可比性。結(jié)果顯示,平均氣溫、工業(yè)廢氣與高齡老人虛弱指數(shù)的相關(guān)性有統(tǒng)計學(xué)意義(P＜ 0.01),可以分別獨立解釋虛弱指數(shù)地域差異的33.0%和34.8%。降水量因素被篩除。

2.4.4 HLM最終模型結(jié)果建立以截距和斜率為結(jié)果的最終混合模型。結(jié)果顯示,與高虛弱指數(shù)相關(guān)的因素有:高齡、女性、城鎮(zhèn)居民、既往從事非農(nóng)業(yè)手工業(yè)勞動者、經(jīng)濟自評差、非獨居、社會參與度低、過去不飲酒、健康飲食(茶、魚、蔬菜)攝入少。

工業(yè)廢氣高的省份與工業(yè)廢氣低的省份相比,城鎮(zhèn)居住和較少做家務(wù)、種花養(yǎng)鳥、麻將打牌的高齡老人虛弱指數(shù)較高,而經(jīng)濟自評較差、非獨居、過去不飲酒的高齡老人虛弱指數(shù)較低;平均氣溫低的省份與平均氣溫高的省份相比,非獨居和較少參與室外活動、較少打牌麻將的高齡老人虛弱指數(shù)較高。總體而言,工業(yè)廢氣排放越高,平均氣溫越低,則虛弱指數(shù)越高,并且這兩項因素在最終模型中可解釋虛弱指數(shù)區(qū)域差別的54.8%(殘差方差比例),模型可靠性為0.832。

表2 HLM模型匯總

3 討論

本文的研究結(jié)果基于橫斷面數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)高齡老人虛弱指數(shù)與個體和區(qū)域環(huán)境等多因素存在相關(guān)關(guān)系。區(qū)域環(huán)境因素包括省區(qū)平均溫度、降水量和單位面積工業(yè)廢氣排放量,其中溫度和降水量是自然環(huán)境特征的典型因素[13-14],廢氣排放則體現(xiàn)了地區(qū)的工業(yè)經(jīng)濟水平和空氣污染水平[15-16]。高工業(yè)廢氣、低氣溫與高虛弱指數(shù)相關(guān),這兩個區(qū)域因素與個體因素又存在交互作用。

3.1 個體屬性與社會經(jīng)濟因素

男性、獨居、農(nóng)村、從事農(nóng)業(yè)手工業(yè)勞動、經(jīng)濟自評好的高齡老人虛弱指數(shù)較低。既往研究者從疾病、生活自理能力的影響因素進(jìn)行了分析,認(rèn)為男性發(fā)生較嚴(yán)重的致命性疾病而導(dǎo)致在低齡老年期的死亡,使得能存活到高齡階段的男性老人相對健康[17];獨居需要有一定的生活自理能力,若老人有聽力問題或慢性病需要照料,則往往選擇與家人一起或住養(yǎng)老院[14];農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)相對落后,患病老人較少存活到高齡階段;從事農(nóng)業(yè)手工業(yè)勞動的老人獲得醫(yī)療服務(wù)有限,許多疾病未被發(fā)現(xiàn)而虛弱指數(shù)偏低。同時,男性、獨居、農(nóng)村、從事農(nóng)業(yè)手工業(yè)勞動的高齡老人承擔(dān)較多的體力勞動和家庭決策,對保持健康存在促進(jìn)作用[17]。經(jīng)濟自評差與高虛弱指數(shù)相關(guān)。既往研究認(rèn)為,經(jīng)濟自評差的老年人,對健康醫(yī)療服務(wù)的購買力較低,在疾病、殘疾方面更易遷延進(jìn)展[18]。工業(yè)廢氣水平高的省份,不同經(jīng)濟自評下的高齡老人虛弱指數(shù)差距縮小,這可能是由于工業(yè)廢氣排放量高的地區(qū)經(jīng)濟水平高,較好的醫(yī)療衛(wèi)生條件削弱了個體經(jīng)濟經(jīng)濟自評差導(dǎo)致的負(fù)面影響。

3.2 社會參與

社會參與活動的頻度和虛弱指數(shù)呈負(fù)相關(guān)。經(jīng)常性的社會參與需要一定的健康條件,而伴隨的各種活動對于保持生活自理能力、減少疾病可能有促進(jìn)作用[19]。從HLM模型交互作用結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),在工業(yè)廢氣較高的省份,經(jīng)常做家務(wù)、種花養(yǎng)鳥、打麻將牌等室內(nèi)活動作用更大;對于氣溫較低的省份,經(jīng)常進(jìn)行室外活動可能更好。

3.3 膳食因素

常吃魚、蔬菜、經(jīng)常飲茶被視為健康的飲食方式,本文結(jié)果也提示,健康飲食的高齡老人虛弱指數(shù)較低。既往飲酒的高齡老人虛弱指數(shù)較低,但這并不代表飲酒有益。部分研究認(rèn)為,既往飲酒而存活的高齡老人,可能本身就對飲酒的負(fù)面健康影響更耐受[17]。高工業(yè)廢氣省區(qū)內(nèi)既往飲酒的高齡老人虛弱指數(shù)較高,提示空氣污染可能會強化飲酒的負(fù)面作用。

3.4 小結(jié)

虛弱指數(shù)量化了高齡老人虛弱程度和健康風(fēng)險。研究高齡老人虛弱指數(shù)影響因素,有助于制定老年人虛弱的健康干預(yù)方案,例如本文所提示的營養(yǎng)膳食、社會參與等。通過嚴(yán)格的HLM模型估計,量化預(yù)防高齡老人虛弱所需要的成本(區(qū)域污染治理、資源投入等),可為衛(wèi)生政策的制定提供相應(yīng)依據(jù)。

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Analysis on the Individual and Environmental Determinants of Frailty Index among Chinese Old People Aged Over 80

PAN Guoying,CHE He,ZHANG Tuohong.Peking University School of Public Health,Beijing,100191,China

ObjectivesTo analyze the individual and environmental factors of frailty index of the old people aged 80 years and over.MethodsCalculating frailty index of the old people aged 80 years and over and participated Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey 2011.Statistical description and Hierarchical Linear Model were used to analyze the individual and regional factors.ResultsFrailty index will be higher for those who are in advanced age,female,not living alone,urban residents,low economic self-assessment,low social participation level,low health food intake,low temperature and high industrial waste gas emission.The two environmental factors explained 54.8%of regional residual variance and the reliability of the model is 0.832.ConclusionsFrailty index of Chinese oldest old shows significant relationship with individual factors and the environmental factors.

Oldest old;Frailty index;Hierarchical linear model

R161.7;TS976.34

ADOI:10.3969/j.issn.1673-5625.2015.05.008

2015-03-09)(本文編輯 王紅)

國家自然科學(xué)基金-青年科學(xué)基金項目(71403005)

北京大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院,北京,100191

張拓紅