王世強(qiáng),郭凱林,呂萬剛

隨著老齡化的加劇,衰弱已成為影響老年人健康的重要社會問題。衰弱是指生理儲備下降導(dǎo)致的機(jī)體易損性增加、抗應(yīng)激能力減退的狀態(tài),與跌倒等負(fù)面事件緊密相關(guān)[1]。與年齡相比,衰弱是一項更能預(yù)測新冠肺炎死亡風(fēng)險的指標(biāo)[2],若不能及時對衰弱進(jìn)行干預(yù),將嚴(yán)重影響老年人的身體功能。隨著體力活動被認(rèn)為是預(yù)防和延緩衰弱有效的方式,國外已利用大型數(shù)據(jù)庫對老年人衰弱進(jìn)行了研究[3-4],在我國僅有少數(shù)研究采用全國性數(shù)據(jù),大多都是選取小范圍的地域性或特定機(jī)構(gòu)的老年人進(jìn)行調(diào)查[5-6]。縱向研究中,Bouillon發(fā)現(xiàn)低體力活動與衰弱和衰弱前期具有相關(guān)性[7]。Rodriguez等人對西班牙老年人4年的追蹤研究表明中高強(qiáng)度體力活動有助于應(yīng)對衰弱的加劇[8]。一項基于巴西老年人的橫斷面研究表明,低體力活動及久坐時間和衰弱正相關(guān),從事中高強(qiáng)度體力活動的時間越長,衰弱程度越低[9]。但另一項基于日本老年人的調(diào)查卻表明盡管中高強(qiáng)度體力活動與衰弱呈負(fù)相關(guān),但低體力活動卻與衰弱沒有關(guān)系[10]。

以往研究雖然為本研究提供了大量參考依據(jù),但也發(fā)現(xiàn)以下不足:(1)多數(shù)研究以衰弱表型(Frailty Phenotype,FP)為評估工具,限制了研究研究范圍;(2)國外大型老年人健康調(diào)查項目,如美國國家健康與營養(yǎng)調(diào)查(National Health and Nutrition Examination Survey,NHNES)、英國老齡化縱向調(diào)查(English Longitudinal Study of Ageing,ELSA)等,已將體力活動和衰弱等方面的內(nèi)容納入,相關(guān)研究已證實體力活動對衰弱存在影響[11],但依然缺乏足夠的證據(jù)支撐。(3)我國關(guān)于衰弱的研究多以小范圍為主,所得結(jié)論不適合外推,且尤其缺乏體力活動對老年人衰弱影響的研究。鑒于上述研究的不足,本研究旨在利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study, CHARLS)2018年的數(shù)據(jù),評估我國老年人的衰弱狀況,探討不同體力活動水平對我國老年人衰弱的影響,以及不同類別老年人中體力活動對衰弱影響的差異,以期為我國預(yù)防和干預(yù)老年人衰弱的體力活動促進(jìn)提供科學(xué)依據(jù)。

1 研究數(shù)據(jù)與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來源于CHARLS 調(diào)查中公布的2018年數(shù)據(jù),CHARLS全國基線調(diào)查于2011年開展。其首創(chuàng)電子繪圖軟件技術(shù),用地圖法制作村級抽樣框,采用多階段 PPS 抽樣,對我國28個省級行政區(qū)的150個縣級單位、450 個村級單位進(jìn)行入戶調(diào)查。問卷設(shè)計參考了國際經(jīng)驗,訪問應(yīng)答率和數(shù)據(jù)質(zhì)量在世界同類項目中位居前列,數(shù)據(jù)在學(xué)術(shù)界得到了廣泛的應(yīng)用和認(rèn)可。問卷中包含的簡易精神狀態(tài)量表(Mini-Mental State Examination,MMSE)、流調(diào)中心抑郁量表(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale,CESD)、基礎(chǔ)性日?；顒幽芰α勘?Basic Activity of Daily Living,BADL)、工具性日?；顒幽芰α勘?Instrumental Activity of Daily Living,IADL)以及多病共存的調(diào)查和低中高體力活動量表,為構(gòu)建FI和不同水平的體力活動提供了全面的洞察窗口,也為取得全國范圍內(nèi)的體力活動與衰弱關(guān)系的研究提拱了高質(zhì)量的調(diào)查數(shù)據(jù)。

1.2 缺失值處理

CHARLS2018年數(shù)據(jù)中部分變量存在不同程度的缺失,尤其是疾病維度的變量與認(rèn)知維度的變量。其中疾病維度的變量可用前1期的數(shù)據(jù)進(jìn)行填補(bǔ),在2018調(diào)查中規(guī)定對于新受訪者或者上期調(diào)查中未患有醫(yī)生診斷慢性病的受訪者才回答本期的疾病問題,因此在2018年調(diào)查中對于回訪者且對上期調(diào)查中已患有疾病的對象不再詢問疾病問題,存在缺失的現(xiàn)象,這部分的缺失值可用CHARLS2015年的疾病情況進(jìn)行填補(bǔ)。認(rèn)知維度的30個變量均存在不同程度的缺失,最高缺失占比達(dá)25%。因此要選擇合適的填補(bǔ)方式,Demirtas等人指出多重填補(bǔ)法在應(yīng)對缺失率高達(dá)25%的數(shù)據(jù)時參數(shù)估計仍具有準(zhǔn)確性[12],利用這種方法可以在不舍棄任何數(shù)據(jù)的情況下對缺失數(shù)據(jù)的取值進(jìn)行推斷。多重填補(bǔ)法假設(shè)數(shù)據(jù)屬于隨機(jī)缺失,因此首先需要掌握樣本數(shù)據(jù)的缺失機(jī)制。本研究的缺失數(shù)據(jù)經(jīng)Little’sMCAR檢驗后結(jié)果顯著(P>0.05),表明數(shù)據(jù)不是完全隨機(jī)缺失,可能為隨機(jī)缺失或非隨機(jī)缺失。繼續(xù)為每個變量生成一個額外的二分變量表示缺失與否,并作為卡方檢驗的分組,與其他目標(biāo)變量進(jìn)行卡方檢驗,結(jié)果顯示與年齡、性別、教育等存在顯著差異,表明缺失數(shù)據(jù)依賴于其他變量,屬于隨機(jī)缺失類型,適合運(yùn)用多重填補(bǔ)法進(jìn)行填補(bǔ)。參考以往研究[13],將年齡、教育、性別等作為認(rèn)知維度的解釋變量,用以預(yù)測認(rèn)知能力,并經(jīng)以下3個步驟:首先用一系列可能的值對每一個缺失值進(jìn)行替換,然后用標(biāo)準(zhǔn)的統(tǒng)計分析程序分別對多次替換后產(chǎn)生的多個數(shù)集進(jìn)行分析,最后將來自各數(shù)據(jù)集的統(tǒng)計結(jié)果進(jìn)行合并,最終樣本為8 795名老年人。

1.3 衰弱指數(shù)的構(gòu)建及計算

采用衰弱指數(shù)(Frailty Index,FI)對老年人的衰弱狀況進(jìn)行評估,FI是Rockwood等學(xué)者根據(jù)“累積健康缺陷”概念模型基礎(chǔ)上開發(fā)的衰弱評估工具,其不關(guān)注某個單獨(dú)的健康缺陷,而是基于整體的角度對衰弱進(jìn)行描述,累積的健康缺陷越多,個體衰弱程度越高。其中衰弱的指標(biāo)可以在遵循健康缺陷選取原則的基礎(chǔ)上根據(jù)需求進(jìn)行程序性自由構(gòu)建(一般為30～92個),但至少應(yīng)該包含30個指標(biāo)[14]。由于FI對評估和預(yù)測老年人健康狀況具有較高的有效性和穩(wěn)定性,常用于流行病學(xué)等大規(guī)模人群調(diào)查。CHARLS問卷結(jié)構(gòu)涵蓋了疾病、失能、基礎(chǔ)性日常活動能力、工具性日?；顒幽芰?、認(rèn)知能力以及抑郁狀況,各維度的評判均采用國際通用量表,為FI的構(gòu)建提供了較為全面的指標(biāo)。

根據(jù)構(gòu)建FI的標(biāo)準(zhǔn)[15],即變量必須是與健康相關(guān)的變量;變量不能過早使人口飽和;變量必須涵蓋體內(nèi)的一系列系統(tǒng),選擇40個變量構(gòu)建了本研究的FI評估量表。包括:①疾病:13種慢性疾病、2種殘疾3類視聽情況以及1種健康評價。②失能:包括BADL的6個指標(biāo)、IADL的5個指標(biāo)、3個移動能力指標(biāo)和5個肌肉能力指標(biāo)。③抑郁:采用CESD-10量表評定。④認(rèn)知能力:采用MMSE量表進(jìn)行測量。以上各維度的評價根據(jù)變量類型對健康變量賦值為0、1,3分類的變量則賦值為0、0.5、1,以此類推。FI的計算方法為存在健康缺陷的數(shù)目除以納入總數(shù)(本研究為40),其范圍為0～1,數(shù)值越大表明越衰弱,將FI ≥ 0.25定義為衰弱[16]。

1.4 體力活動構(gòu)建及計算

CHARLS問卷將體力活動劃分為高、中、低3個水平,包含每天從事每種水平體力活動的時間及1周的天數(shù)。將每天超過3 h的某種水平體力活動,重新編碼為180 min,并允許每種水平的體力活動每周最多報告21 h[17],以避免有些個體錯分到高體力活動組。通過《身體活動概要》中對各種體力活動方式的代謝當(dāng)量(低體力活動MET賦值為3.3,中體力活動的賦值為4.0,高體力活動的賦值為8.0)得出1周總的能量消耗,公式為:1周體力活動能量消耗=對應(yīng)體力活動水平的MET×每天活動時間×1周活動天數(shù)[18],并依據(jù)國際體力活動量表(IPAQ)評判標(biāo)準(zhǔn),將老年人體力活動水平分為低(小于600 METs/wk)、中(600～3 000 METs/wk)、高(大于3 000 METs/wk)3種[19]。隨后鑒于國外在探討體力活動和衰弱關(guān)系時將體力活動分為低水平和中高水平兩種,因此在后續(xù)回歸分析中將中水平和高水平體力活動合并,劃分為低體力活動和中高體力活動兩種。

1.5 研究方法

(1)

其中,P表示衰弱風(fēng)險;PA表示體力活動;β表示體力活動對衰弱的影響;x表示控制變量;γ表示控制變量對老年人衰弱的影響。

首先對樣本的基本情況進(jìn)行描述性統(tǒng)計,并通過卡方檢驗和方差分析展示差異性。其次利用二元logistics回歸模型分析老年人體力活動對衰弱的影響,控制變量包括老年人的年齡、性別、教育等人口學(xué)特征變量。并借鑒傾向得分匹配法消除樣本的內(nèi)生性[20],進(jìn)一步估計體力活動對老年人衰弱的凈效應(yīng),其原理為:假設(shè)衰弱與否的兩個老年人群體之間的差異能夠被協(xié)變量所共同影響(協(xié)變量,如年齡、性別等),就可運(yùn)用這些共同因素分層匹配,使體力活動成為區(qū)分兩類老年群體間的唯一因素,以此來考察衰弱差異。具體模型為:

Yi=Y0i+(Y1i-Y0i)Di

(2)

ATT=E(Y1i-Y0i|Di=1)

(3)

其中公式(2)中Di為處理變量,當(dāng)取1時表示老年個體i在實驗組,取0時表示個體i在控制組。實驗組為低體力活動的老年人,控制組為中高體力活動的老年人。公式(3)為實驗組的平均處理效應(yīng)(凈效應(yīng))。

2 研究結(jié)果

2.1 中國老年人的衰弱患病率

總計有8 795例老年人,年齡(69.02±7.05)歲,其中60～69歲5 398例,70～79歲2 536例,80歲及以上861例。男性占48.35%,女性占51.65%,有配偶、教育程度為小學(xué)及以下、住在農(nóng)村、中高體力活動的老年人占多數(shù)。結(jié)合衰弱情況進(jìn)行分析,老年人的衰弱患病率為23.59%,隨年齡的增長而上升,女性、無配偶、教育程度低、住在農(nóng)村、低體力活動的老年人衰弱率較高。健康指標(biāo)方面,衰弱老年人的各項評分都較正常老年人增加,表示健康缺陷增加,差異有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.01)(見表1)。

表1 不同特征的調(diào)查對象衰弱情況

2.2 老年人體力活動對衰弱的影響

以衰弱為因變量、體力活動能耗為自變量,年齡、性別、教育、婚姻、居住地為控制變量進(jìn)行l(wèi)ogistic回歸分析。結(jié)果顯示,體力活動每增加1 MET-h/d,老年人的衰弱風(fēng)險下降4%(OR=0.96,95%CI:0.95～0.97,P<0.001)。以體力活動中高水平為參照,控制年齡、性別、婚姻、教育、居住地后,每周從事低體力活動老年人的衰弱風(fēng)險增加,其衰弱風(fēng)險是從事中高體力活動老年人的3.17倍(OR=3.17,95%CI:2.82～3.57,P<0.001)。按照年齡分組后所繪制的logistics回歸曲線顯示,不同年齡組的老年人衰弱風(fēng)險也隨著體力活動能耗的增加而減小,見圖1。

圖1 不同年齡組老年人體力活動能耗與衰弱的關(guān)系

2.3 基于傾向得分匹配的凈效應(yīng)

樣本平衡性檢驗結(jié)果如表2所示:匹配之前各變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差分布較為分散,匹配之后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差大都集中在0,變量偏度明顯下降,多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都小于5%,表明樣本在匹配后的平衡性良好,符合傾向得分匹配方法的要求。同時實驗組和控制組的差異不顯著,說明通過傾向得分匹配后的樣本偏差問題在很大程度上得到解決,也說明使用傾向得分匹配法來控制模型的內(nèi)生性是科學(xué)合理的。

表2 樣本平衡性檢驗

其次用卡尺內(nèi)的最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配3種方法進(jìn)行檢驗,如果3種方法得到的平均處理效應(yīng)ATT的結(jié)果一致,則證明回歸結(jié)果的科學(xué)性。全樣本傾向得分匹配的平均處理效應(yīng)如表3所示,使用3種方法后所得的ATT分別為0.21、0.21、0.22,各系數(shù)均在1%的水平下顯著為正,表明盡可能消除一系列的樣本間自選偏差后,體力活動對老年人衰弱的處理效應(yīng)均在0.2個單位左右,換言之,在考慮了年齡、性別等諸多條件后,低體力活動的老年人比如果在相同條件下從事中高體力活動老年人衰弱風(fēng)險高0.2個單位,即凈效應(yīng)為20%,可見通過傾向得分匹配的結(jié)果具有穩(wěn)健性,同時也說明如果沒有處理模型存在的選擇性偏差問題,會高估體力活動對老年人衰弱的效應(yīng)。總體而言,在盡可能消除自選擇性偏差后,低體力活動老年人的衰弱風(fēng)險更高。

表3 傾向得分匹配估計結(jié)果

2.4 異質(zhì)性結(jié)果

我國老年人的體力活動存在群體異質(zhì)性[21],因此通過對不同特征老年人體力活動對衰弱影響的探查,考察其存在的異質(zhì)性。結(jié)果表明:低體力活動更會增加女性(女性:OR=3.18,95%CI:2.60～3.89 ;男性:OR=2.48,95%CI:2.09～2.93)、教育程度低(文盲:OR=3.58,95%CI:2.65～4.83;小學(xué)及以下:OR=2.59,95%CI:2.13～3.16;初中及以上:OR=2.58,95%CI:2.09～3.18)、無配偶(無配偶:OR=3.23,95%CI:2.52～4.13;有配偶:OR=2.58,95%CI:2.22～3.01)、居住在城市(城市:OR=3.41,95%CI:2.58～4.50;農(nóng)村:OR=2.58,95%CI:2.23～2.99)老年人的衰弱風(fēng)險?？梢娫诓煌悇e的老年人中,體力活動對衰弱的影響不同。

3 分析與討論

3.1 我國老年人的衰弱情況

本研究利用CHARLS 2018年數(shù)據(jù),采用FI評估工具所檢出的衰弱率為23.59%,高于同樣采用FI評估的美國加州老年人的衰弱率(14.3%)[22],但與同樣使用FI為衰弱評估工具所研究的合并患病率一致(24%)[23]。既往研究也認(rèn)為發(fā)達(dá)國家的衰弱率低于發(fā)展中國家,高收入國家的衰弱率低于中高收入國家[24],這可能與發(fā)達(dá)國家的醫(yī)療保障優(yōu)于發(fā)展中國家有關(guān)。尹佳慧等同樣采用FI指數(shù),運(yùn)用CHARLS數(shù)據(jù)的調(diào)查得出我國老年人在2011年、2013年和2015年的衰弱率分別為18.7%,20.6%和28.4%,呈現(xiàn)逐年上升的趨勢[25],但本研究運(yùn)用2018年的CHARLS數(shù)據(jù)得出的衰弱率卻有所下降,可能和樣本量、數(shù)據(jù)處理方式及納入的認(rèn)知評價工具不一致有關(guān),本研究的樣本量經(jīng)多重填補(bǔ)后多于尹佳慧等所使用的樣本,使用的認(rèn)知評價量表為CHARLS 2018年調(diào)查中新增的簡易精神狀態(tài)量表(MMSE),該量表為國內(nèi)外應(yīng)用最為廣泛的認(rèn)知評價量表,漢化后具有良好的信度和效度,可作為認(rèn)知功能篩查的初始工具[26],不同于尹佳慧等所使用的TICS-m電話評定量表。此外,本研究所得衰弱率低于我國農(nóng)村,高于我國城市,可能與本研究樣本來自全國28個省份,涵蓋了城鄉(xiāng)老年人有關(guān)。也高于我國其他地區(qū)采用FI所評估的衰弱率,猜測可能與此前研究納入了50歲以上的低齡老年人[27]、排除了高齡老年人[28]等年齡因素有關(guān),因為與年齡相關(guān)的衰弱患病率增加。需要指出的是不同的研究所選用的評估工具各異,這也影響了衰弱率的差異,一項以FP、FI和Frail為測量工具的Meta分析顯示我國社區(qū)老年人的衰弱發(fā)生率分別為8%、12%和15%[29]。我國尚無自主研發(fā)的衰弱評估工具,只能采用國外較為成熟的量表和模型,這也是導(dǎo)致衰弱率不一致的原因。盡管已有研究者逐步開展對國外量表的漢化工作,并取得階段性成果[30],但基于我國國情的衰弱評估工具仍有待完善與檢驗,這也是導(dǎo)致衰弱率不一致的原因。

3.2 體力活動對我國老年人衰弱的影響及異質(zhì)性

已有證據(jù)表明,體力活動可以延緩老年人衰弱,并抑制其進(jìn)展[31],它以劑量依賴的方式更好地控制血壓、膽固醇和腰圍,降低了心血管和代謝疾病的風(fēng)險[32]。多項研究也證實體力活動對衰弱存在顯著影響,針對日本老年人久坐行為、體力活動和衰弱關(guān)系的橫斷面研究表明低體力活動與衰弱關(guān)系不大[10],但對馬來西亞老年人的縱向研究卻顯示低體力活動使老年人衰弱惡化的風(fēng)險增加近3倍[33]。歐美國家中,巴西老年人體力活動與衰弱的研究表明低體力活動的老年人衰弱風(fēng)險是中高體力活動老年人的2.83倍[9]?？梢娫诓煌难芯恐?體力活動對衰弱的影響存在差異。此外基于體力活動的干預(yù)措施在老年人中也產(chǎn)生了相互矛盾的結(jié)果,體力活動的最有利強(qiáng)度、頻率和持續(xù)時間存在不確定性[34]。既往研究的矛盾之處為本研究提供了可操作的空間,本研究則從CHARLS 2018年的橫截面數(shù)據(jù)中,分析了體力活動對我國老年人衰弱的影響,研究結(jié)果顯示體力活動能有效降低我國老年人的衰弱風(fēng)險,控制其他因素后,體力活動水平每增加1 MET-h/d,老年人的衰弱風(fēng)險下降4%,低體力活動老年人的衰弱風(fēng)險是中高體力活動的3.17倍。當(dāng)前研究與以往研究存在異質(zhì)性的原因可能與衰弱的評估工具不一致有關(guān),此外回歸模型中輸入的不同協(xié)變量也可能會影響最終結(jié)果。不同于以往研究,本研究還通過修正樣本的自選擇偏差,進(jìn)一步佐證了體力活動對我國老年人衰弱的影響,結(jié)果表明與中高體力活動相比,低體力活動對老年人衰弱風(fēng)險影響的凈效應(yīng)在20%左右,這為我國為數(shù)不多的體力活動預(yù)防和干預(yù)衰弱提供了科學(xué)依據(jù)。

進(jìn)一步的異質(zhì)性分析表明了體力活動對我國老年人衰弱的影響存在差異,相比男性老年人,低體力活動會使女性老年人的衰弱風(fēng)險更高,原因可能與老年期的女性體內(nèi)雌激素水平下降導(dǎo)致的肌肉力量不足有關(guān)[35],而男性在肌肉力量方面的優(yōu)勢使其從事低體力活動后的衰弱風(fēng)險較女性小。教育層面,除了教育所帶來的階層、收入等短期效應(yīng)外,從更長遠(yuǎn)的生命歷程看,對老年期的健康保障也有著顯著影響。教育程度低的老年人相應(yīng)的健康素養(yǎng)也較低,提供的健康保障有限,這可能是導(dǎo)致這部分老年人從事低體力活動的衰弱風(fēng)險高于教育程度高的老年人的原因之一。婚姻層面,配偶支持是老年人重要的社會支持,也是其社會支持的主要來源,與老年人的身心健康關(guān)系密切,在老年期對于彼此的互相扶持有巨大幫助[36],因此在對衰弱的影響上,配偶的作用不能忽視,這也是體力活動在婚姻層面上對衰弱影響不一致的原因。城鄉(xiāng)層面,可能和城鄉(xiāng)老年人早期的工作經(jīng)歷不同有關(guān),農(nóng)村居民更可能在早期從事繁重的工作,這在一定程度上增強(qiáng)了體質(zhì),有助于應(yīng)對衰弱風(fēng)險。

3.3 不足之處

本研究也存在一定的局限性,首先是FI指標(biāo)的數(shù)量,盡管國外研究表明通常達(dá)到30～90個條目能使評估達(dá)到較高的穩(wěn)定性,但在國內(nèi)還缺乏多樣本的穩(wěn)定性檢驗。其次雖然使用了傾向得分匹配法消除內(nèi)生性偏誤,但無法窮盡所有變量,仍不能完全排除其他不可觀測因素帶來的估計偏誤。最后,本研究選取的是橫斷面調(diào)查數(shù)據(jù),日后如若能夠展現(xiàn)老年人在不同時間點(diǎn)上體力活動與衰弱的變化,將進(jìn)一步為衰弱的干預(yù)提供強(qiáng)有力的證據(jù)。

4 結(jié)論與建議

結(jié)論:中國老年人的衰弱患病率高,低體力活動老年人的衰弱風(fēng)險更高,中高體力活動更有助于降低老年人的衰弱風(fēng)險,同時二者關(guān)系也存在群體異質(zhì)性。

建議:一是重視老年人衰弱問題,制訂適合我國老年的衰弱管理實踐指南。我國科研人員應(yīng)參考國外跨學(xué)科的研究合作模式,共同確定適合我國不同場景老年人的衰弱篩查工具和評估工具,以期為衰弱評估提供基本依據(jù)。二是加大衰弱防治工作力度,開展篩查評估。將衰弱篩查和評估納入老年人入院和進(jìn)入養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的評估中,同時在社區(qū)也要定期開展衰弱篩查,以能夠發(fā)現(xiàn)衰弱老年人,及時進(jìn)行干預(yù)。三是積極創(chuàng)造條件,引導(dǎo)老年人進(jìn)行中高體力活動。因此要加強(qiáng)衰弱防治知識宣教,通過多部門協(xié)作,采用多種宣傳手段和渠道,廣泛開展體力活動防治衰弱的科普宣傳,并提供適宜運(yùn)動的建成環(huán)境和健身環(huán)境,積極引導(dǎo)廣大老年人增加體力活動。