邵芯苗，吳忠

1.上海工程技術大學管理學院，上海 201600；2.上海對外經(jīng)貿(mào)大學管理學院，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進一步上升，有效防止老年人失能也成為全球老年學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”的建設作為國家的一大戰(zhàn)略目標，表明了關注國民健康的決心[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，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?；诖?，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]?；谘芯磕康模疚倪x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，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設施利用功能的測定(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、購物11項指標，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。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。并對兩種預測結(jié)果生成的預測值進行比較，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，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聯(lián)關系(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聯(lián)關系(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聯(lián)關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干燥潔凈、粗糙、無雜質(zhì)，且應具有適當顆粒級配，與瀝青黏附性較好，本文采用的細集料技術指標如表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。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)生服務資源有限的前提下將醫(yī)療衛(wèi)生服務資源向農(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)生服務基礎配套設施，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 關注重點人群，進行健康干預

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