失能老年人健康自评的影响因素分析

周晓蒙，刘 琦

(1.东北财经大学经济学院，辽宁 大连 116025；2.北京大学光华管理学院，北京 100871)



失能老年人健康自评的影响因素分析

使用2011年全国老年人口健康状况调查数据，采用有序Logit模型分析失能老年人健康自评的影响因素。结果发现，年龄、经济生活水平以及医疗与照护水平3个维度能够显著影响失能老年人的健康自评，而居住模式的影响不显著，子女数量对男性失能老年人生活质量的影响不显著，但儿子数量对女性失能老年人的健康自评具有显著的负向影响，故传统观念中的“养儿防老”与“多子多福”现象正在逐渐消失。为提升失能老年人的健康自评，我国应建立健全相关制度与政策保障老年人的收入水平。应加大医疗资源投入力度并扩大其分布范围，使患病老年人能够及时就医。扶持长期照护服务业的发展，培养更多的专业照护人员，最大限度地满足失能老年人的日常活动需要。

老龄化社会；失能老年人；健康自评；医疗与照护；有序Logit模型

一、引 言

根据我国第六次人口普查数据显示，2010年我国60岁及以上的老年人口1.78亿人，占总人口的13%，较2000年人口普查时上升2.93个百分点，其中65岁及以上人口占比9%，比2000年人口普查上升1.91个百分点[1]，这两个指标均超过“老龄化社会”的国际标准，意味着我国已经步入人口老龄化阶段[2]。《中国老龄事业发展报告(2013)》指出，2013年我国的老年人口首次超过2亿人，到2050年60岁以上的老年人口数量预计将突破4.80亿人，其中80岁以上的老年人口将超过1亿人[3]。根据民政部公布的《2015年社会服务发展统计公报》显示，截至2015年底，60岁及以上老年人口2.22亿人，占总人口的16%，65岁及以上老年人口1.44亿人，占总人口的11%。根据《中国城市发展报告(2015)》预测，到2050年，我国老年人口将达到4.83亿人，占总人口的34%，到那时，我国每3个人中就会有1个老年人。在联合国的中方案生育率假定下，我国65岁及以上老年人口占总人口的比率将从2000年的7%增长到2030年的16%，到2050年将进一步增长至23%。而据联合国预测分析，2010年我国65岁及以上老年人口规模为1.19亿人，占总人口9%，预计到2050年将增加到3.31亿人，占总人口的26%[4]。当前及未来很长一段时间内我国老年人口规模将迅速增大，人口老龄化趋势已不可逆转。

我国人口老龄化问题的产生要追溯于第二次世界大战结束后的20世纪五六十年代，当时在世界范围内掀起了一股婴儿潮，一时间达到生育高峰。时至今日，那个年代出生的人已逐渐步入老年阶段，加之我国在20世纪70年代末实施的计划生育政策使人口出生率大幅下降。20世纪80年代改革开放后城市化与工业化的逐渐加深，使得我国人口出生率不断下降，居民生活水平不断提高，人均寿命延长，老年人口占总人口的比重不断增大，人口老龄化问题迅速发展甚至不断恶化，整个社会面临着空前的养老负担。

个体在步入老年后身体机能下降、疾病自愈能力降低、健康脆性和疾病风险加大[1]。特别是对于80岁及以上的高龄老年人，其失能率达30%以上，90岁老年人的失能率高达50%[5]，而我国人口老龄化进程的加速使得失能老年人数量剧增，为养老、医疗、社会服务带来巨大压力。在“未富先老”及医疗资源卫生资源有限的环境下，老年人身体健康与否是缓解人口老龄化压力的关键，是涉及国计民生的大事，尤其对于日常活动不能完全自理的老年人来说，其疾病自愈能力更低、健康脆性和疾病风险更大，因而他们的身体健康状况尤其值得关注。

二、相关研究现状

1.老年人生活自理能力与照护需求的判定

国际上普遍基于老年人的日常生活能力标准(ADLs)与器械辅助日常生活能力标准(IADLs)来评定老年人的生活自理能力[6]-[8]。其中，日常生活能力标准ADLs反映了个人所需照护最基本的方面，目前国际上普遍认同6个核心指标作为描述与区分老年人日常生活能力的标准。何文炯和洪蕾[7]借鉴美国国家长期护理调查(NLTCS)的日常生活自理能力分类标准，将65岁及以上老年人的生活自理状态分为6种：健康——没有器械辅助日常生活能力标准IADLs和日常生活能力标准ADLs障碍；仅器械辅助日常生活能力标准IADLs障碍；一项或两项日常生活能力标准ADLs障碍；三项或四项日常生活能力标准ADLs障碍；五项或六项日常生活能力标准ADLs障碍；死亡。景跃军和李元[9]采用中国老龄科学研究中心课题组“关于失能老年人的判定标准”，选取“吃饭”“上下床”“洗澡”“上厕所”“穿衣”“室内走动”6项核心日常生活能力标准ADLs指标将老年人的自理能力评定为3类，即“完全自理”“部分自理”“不能自理”，并进一步划分不能自理老年人失能的程度，将有1—2项日常生活能力标准ADLs失能为“轻度失能”，3—4项日常生活能力标准ADLs失能为中度失能，5项及以上日常生活能力标准ADLs失能为“重度失能”。

蒋承等[8]使用国际上普遍认同的6项核心日常生活能力标准ADLs指标作为划分老年人生活自理能力的依据，其中，如果6项日常生活自理能力都无需他人帮助的老年人归为生活自理能力“完好”或“能自理”，有1项及以上需要他人帮助的老年人归为“不能自理”。由于本文的研究目的是探讨需要照护老年人的健康自评状况及其影响因素，因而采用蒋承等的划分方法，将日常生活能力标准ADLs中有1项及以上需要他人帮助的老年人认定为“失能老年人”，即需要照护的老年人群体，作为本文的分析样本。

2.老年人健康自评的影响因素

当前关于老年人健康自评的影响因素主要可以分为两大类：一类是对于老年人健康影响因素的指标体系的构建；另一类是侧重于研究老年人某一方面的特征如居住模式、婚姻状态等因素对健康的影响。谷琳和乔晓春[10]采用2002年全国老年人口健康状况调查(CLHLS)，利用有序Logistic模型从老年人的生活方式、社会人口学特征、生活自理能力三个维度分析老年人健康自评影响因素，其中生活方式维度包括吸烟、喝酒、锻炼身体、社会活动、居住方式等变量，社会人口学特征包括性别、年龄、婚姻状况和受教育程度等变量，生活自理能力涵盖日常生活能力标准ADLs中的6个核心指标。胡宏伟和李玉娇[11]使用2006年健康与营养调查(CHNS)的截面数据对老年人的健康状况进行描述，并采用有序Probit模型从个人身体特征、社会经济特征、自身行为和医疗保险可及性等方面分析老年人健康状况的影响因素。姜向群等[12]以社会—心理—生物医学模式为理论分析框架，使用2011年北京大学中国老年健康影响因素跟踪调查数据(CLHLS)，运用二元Logistic方法探索自然属性、社会经济结构特征、生活习惯、患病或损伤状况、心理状况以及童年医疗状况和父母是否健在对老年人健康状况的影响。

关于居住模式对老年人健康的影响研究文献较多且结论不一。Zunzunegui等[13]的实证研究结果表明，控制了年龄、性别、受教育年限等因素之后，来自子女的感情与实质支持(包括家务、财务等)对老年人的健康自评具有显著正影响，丧偶后与子女合住的人要比丧偶后独居的人健康状况更好。Hughes和Waite[14]研究发现，在51—61岁的美国中老年人中，老年人的居住模式对其健康自评具有明显的正相关关系，单独居住和与子女合住的已婚夫妇身体健康状况最好，与子女合住对单身女性老年人健康状况不利。Lund等[15]发现与他人共同居住的美国中老年人的死亡率显著低于独居者，在控制居住模式的情况下，婚姻状况对死亡率没有显著影响。Gu等[16]利用我国80岁以上高龄老年人健康长寿调查数据，对居住在养老院的老年人健康状况进行分析，结果发现居住于养老院的高龄老年人的死亡率是其他高龄老年人的1.35倍。而刘宏等[17]的实证研究结果表明多代合住模式对老年人自评健康和主观幸福感比只与配偶居住的模式要差，甚至在某些情况下比机构养老模式更差。

子女数量对老年人健康影响的研究文献也较为丰富，且存在两种相反的观点。耿德伟[18]利用《城市居民家庭生活调查》数据采用工具变量法研究子女数量对父母健康自评的影响，结果显示，当不考虑内生性问题时，子女数量越多的父母亲其健康自评水平越高；当使用工具变量法时子女数量对父母的健康自评产生了显著的负面影响，并且子女数量对男性健康自评的负面影响要大于对女性健康自评的影响。宋月萍和宋正亮[19]利用中国健康与养老追踪调查数据，通过建立加速时效时间模型分析了女性的生育行为对其进入老年时期时健康的影响，结果发现女性老年人的身体健康并不会因子女的性别差异而不同，且子女数量越多反而对健康不利。也有学者研究发现存活子女数对老年人健康具有显著正向影响，其中存活女儿数量的影响尤为重要。

此外，还有学者研究年龄以及社会经济地位等因素对老年人健康的影响。杜本峰和王旋[1]基于1998—2008年全国老年人口健康状况调查(CLHLS)5个调查年份的数据研究老年人健康状况不平等的演化时指出，收入是影响老年人健康的最重要因素，收入够用的老年人的健康状况显著好于收入不够用的老年人。

综上所述，现有研究大多集中于各因素对具有生活自理能力老年人健康状况的影响，本文将研究局限至需要护理老年人健康的影响因素，厘清其健康影响机制，有助于这部分老年人健康幸福地安度晚年，从而减轻社会负担。

三、指标体系构建与模型选取

1.指标体系构建

本文将老年人健康自评状况作为因变量，该变量根据2011年全国老年人健康影响因素跟踪调查65岁及以上老年人问卷(以下简称调研问卷)问题B1-2整理而成。该问题为：“您觉得您自己的健康状况怎么样？”，对应选项为：“1—很好”“2—好”“3—一般”“4—不好”“5—很不好”“6—无法回答”，本文将样本中选择“6—无法回答”进行剔除，考虑到老年人在评价自身健康状况时很好与好、不好与很不好主观性很强且程度上不好把握，因此，本文将对自身健康状况评价为“很好”与“好”合并为“良好”，“不好”与“很不好”合并为“不好”，变量赋值情况如表1所示。

表1 需照护老年人健康状况影响因素的指标体系构建

本文拟从五个维度解释失能老年人的健康自评：年龄、子女数量、生活水平、居住模式、医疗与照护。在各维度上，代理变量选取、赋值及其预期对因变量的影响分析如下：

(1)预期年龄对老年人健康自评的影响是负向的，随着年龄的增大，老年人的各项器官功能逐渐衰退，身体机能减弱，健康状况下降。

(2)在子女数量维度上，代理变量分别为子女总数、存活儿子数量、存活女儿数量。预期子女数量对老年人健康的影响是正向的，因为老年人身体健康所需的照顾、陪伴以及经济支持等因素均与子女数量正相关。

(3)在经济生活水平维度上，有两个代理变量，分别为经济来源充足性与生活水平在当地所处位置。经济来源充足性变量根据调研问卷中问题F3-3“你所有的生活来源是否够用？”，将回答够用赋值为“1”，不够用赋值为“0”。预期该变量对因变量的影响是正向的，因为经济来源是否充足关系到老年人的生活质量，进而对身体健康有好处。生活水平在当地所处位置变量根据调研问卷中问题F3-4“你的生活在当地比较起来属于”，将回答“困难”“比较困难”“一般”“比较富裕”“很富裕”分别赋值为“1”“2”“3”“4”“5”。预期该变量对老年人身体健康的影响也是正向的，在当地生活水平越高意味着生活质量越高，有益于身体健康。综合来看，这两个代理变量是互为补充的关系，相比较而言，前者的主观性更强一些，因为生活习惯及消费需求不一样决定了老年人对于生活来源是否够用这一问题的答案不同；而对当地生活水平的认知往往较为一致，相比较而言老年人能够对“生活在当地属于”这一问题给出更为客观的答案。

(4)在居住模式维度上，有两个代理变量，分别为实际居住情况、意愿居住模式与实际居住模式的匹配性。实际居住情况变量根据调研问卷中问题A5-1“您现在与谁住在一起？”，A5-2“与您同住的有多少个人？”，A5-3-1“请列出同住成员与您的关系”。三个问题进行整理将老年人的居住模式分为三类，分别为独居或仅与配偶居住、与子女一起居住、居住在养老院，预期前者对老年人健康的影响是负向的，而后两个变量的影响是正向的，因为与独居(或仅与配偶居住)老年人相比，老年人在养老院或与子女一起生活能够得到更好的照护，从而对健康有益。意愿居住模式与实际居住模式的匹配性变量，根据调研问卷中问题F16“您希望哪种居住方式？”，整理出老年人的意愿居住模式，并与实际居住模式相比较，得到二者的匹配变量，若老年人实际居住模式与意愿居住模式相一致则该变量赋值为“1”，否则，赋值为“0”。预期意愿居住模式与实际居住模式的匹配性变量对老年人健康的影响是正向的。

(5)在医疗与照护维度上，有两个代理变量，分别为医疗便利性和照护者照护水平。医疗便利性变量依据调研问卷中问题F6-1“生重病时能否及时到医院治疗得到？”，回答“能”该变量赋值为“1”，否则，赋值为“0”。预期该变量对老年人健康的影响是正向的，因为及时和便利的医疗条件有助于病情的治疗与恢复，从而对健康有益；照护者照护水平变量依据调研问卷中问题E6-5“您在日常活动中得到的帮助能够满足您的需要吗？”，回答“完全满足”变量赋值为“1”，“基本满足”赋值为“2”，“不满足”赋值为“3”，预期该变量对老年人健康的影响是负向的，照护者越不能满足老年人日常活动需要将造成老年人生活质量越低从而不利于老年人健康。

2.模型选取

由于需要照护老年人的自评健康状态分为“1—不好”、“2—一般”、“3—良好”三类，属于有序定性变量，故本文选取有序Logit模型来刻画其影响机制，各种健康状态的概率分别如式(1)、式(2)和式(3)所示：

P(SRH=1)=G(α1+βAage+NβN+EβE+LβL+CβC)

(1)

P(SRH=2)=G(α2+βAage+NβN+EβE+LβL+CβC)-P(SRH=1)

(2)

P(SRH=3)=1-P(SRH=1)-P(SRH=2)

(3)

其中，α1和α2是模型的门限参数，β为回归系数，N、E、L、C分别代表子女数量、经济生活水平、居住模式以及医疗与照护4各维度向量。本文采用极大似然估计法对门限参数和回归系数进行估计，使用的软件是stata12.0。

四、模型参数估计结果分析

表2列示了失能老年人健康自评状况以及照护者照护水平的每个类别的频数及构成比情况。其中男性失能老年人有效样本人数为557人，在各种类型健康状态上分布较为均匀，其中34%的男性老年人自评健康状况良好，36%的男性老年人自评健康状况一般，30%的男性老年群体自评健康状况不好；女性失能老年人有效人数为868人，自评健康状况为良好、一般、不好的比率分别为37%、36%和28%，与男性相差不大。

在需要照护的男性失能老年人中，认为照护者完全满足其日常活动需要的占47%，认为照护者基本满足与不满足其日常活动需要的分别占49%和4%；女性失能老年人认为照护者完全满足、基本满足与不满足其日常活动需要分别占45%、52%和3%，与男性相差不大。

表2提供了有序Logit模型的拟合结果，包括模型的拟合信息、拟合优度及伪R方。在男性群体中，模型整体拟合信息的卡方值为81.87，p值为0.00，表明在1%的显著性水平上模型整体拟合较好；在模型拟合优度的检验中，Pearson卡方和Deviance卡方统计量分别为1 073.18和1 114.26，对应p值分别为0.51和0.20，说明模型拟合优度较高；伪R方值Cox和Snell、Nagelkerke以及McFadden的值分别为0.14、0.15和0.07，除McFadden小于9%外，其他都大于10%。综合模型整体拟合信息、拟合优度以及伪R方的检验结果来看，使用有序logit模型分析需要照护的男性失能老年人健康的影响因素效果较好。在女性群体中，模型整体拟合信息的卡方值为186.05，p值为0.00，表明在1%的显著性水平上模型整体拟合较好；在模型拟合优度的检验中，Pearson卡方和Deviance卡方统计量分别为1 680.43和1 660.34，对应p值分别为0.30和0.43，模型拟合优度较高；伪R方值Cox和Snell、Nagelkerke以及McFadden的值分别为0.19、0.22和0.10。综合模型整体拟合信息、拟合优度以及伪R方的检验结果来看，使用有序Logit模型分析女性失能老年人健康的影响因素效果较好。

表2 有序logit模型拟合结果

表3列示了有序Logit模型的参数估计及其显著性检验结果，无论在男性失能老年人还是女性失能老年人中，两个门限参数之间均存在统计意义上的显著差异，表明失能老年人健康状态划分合理，不宜再简化归并。

在男性和女性失能老年人群体中，与预期一致，年龄变量的估计值分别为-0.04和-0.04，显著性水平均为1%，优势比为exp(-0.04)=0.96，表明在其他条件相同的情况下，随着年龄的增长，老年人的健康状况将有所下降。

在子女数量维度上，由于子女总数与儿子数量、女儿数量之间存在高度的共线性，故模型中仅考虑子女总数与女儿数量对失能老年人身体健康的影响，两个变量对男性失能老年人与女性失能老年人健康的影响系数分别为0.01和0.01、0.02和0.04，符号方向与预期一致，子女数量对失能老年人身体健康有好处，但是统计不显著。

经济生活水平能够显著影响失能老年人的身体健康。经济来源充足性和生活水平在当地所处地位两个变量对失能老年人健康的影响与预期一致。经济来源是否充足是影响失能老年人身体健康的关键变量，在10%的显著性水平下，经济来源充足对男性失能老年人和女性失能老年人的优势比分别为exp(0.36)=1.43和exp(0.32)=1.37，即与经济来源不充足的男性失能老年人和女性失能老年人相比，经济来源充足的个体身体健康程度分别是其1.43倍和1.37倍；失能老年人生活水平在当地所处的地位对其健康具有正向影响，在1%的显著性水平上，男性失能老年人和女性失能老年人的优势比分别达到exp(0.46)=1.58和exp(0.50)=1.63，即对男性失能老年人和女性失能老年人而言，生活水平在当地所每增加1个层次，其健康状况将提高至原来的1.58倍和1.63倍。

表3 有序logit模型参数估计结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

居住模式对老年人身体健康的影响显著性水平不高。实际居住模式对失能老年人健康的影响不显著，从系数值来看，对男性失能老年人而言，与子女居住在一起相比，独居(或仅与配偶居住)和居住在养老院的失能老年人健康水平更差；对女性失能老年人而言，与子女居住在一起相比，独居(或仅与配偶居住)失能老年人的健康水平更差，居住在养老院的失能老年人健康水平相对好一些。实际居住模式与意愿居住模式的匹配性对失能老年人健康的影响存在性别差异，实际居住模式与意愿居住模式对男性失能老年人健康的影响是正向的，但统计不显著；而对女性失能老年人而言，该变量对其健康的影响是正向的，显著性水平为10%，优势比为exp(0.32)=1.37，即与实际居住模式和意愿居住模式不匹配相比，二者匹配的女性失能老年人身体健康状况更好，是其1.37倍。

医疗与照护对失能老年人身体健康的影响与预期一致，医疗条件的便利性对失能老年人身体健康具有正向影响，对男性失能老年人和女性失能老年人而言，在10%和1%的显著性水平上，生病能够得到及时医治的优势比分别为exp(0.08)=1.08和exp(1.14)=3.13，因此，无论从系数大小还是显著性水平来看，生病及时就医对女性失能老年人健康的影响远大于男性失能老年人，可能与老年人身体素质存在性别差异，平均来看女性失能老年人的身体素质更差一些，相对医院更为依赖。医疗与照护水平也能显著影响失能老年人的身体健康，对男性失能老年人和女性失能老年人而言，与照护者不能满足失能老年人日常活动需要的情况相比，日常活动需要被完全满足的失能老年人身体健康状况更好，优势比分别为exp(0.83)=2.30和exp(1.04)=2.83，显著性水平分别为10%和5%；而日常活动需要被基本满足的失能老年人身体健康状况与日常活动需要没有被满足无显著差异。

五、结论与建议

本文采用2011年老年人口健康状况调查数据(CLHLS)，从年龄、子女数量、经济生活水平、居住模式以及医疗与照护5个维度分析失能老年人健康自评的影响机制。有序Logit模型回归结果表明，与预期一致，年龄、经济生活水平以及医疗与照护水平3个维度能够显著影响失能老年人的健康自评。居住模式与子女数量对失能老年人健康自评的影响与预期相左。

随年龄的增长失能老年人的各项身体器官逐渐衰退引致其健康自评状况有所下降。经济生活水平对失能老年人的健康自评具有显著的正向影响。经济来源越充足、生活水平在当地所处层次越高的失能老年人的健康自评状况越好，因此，我国应建立健全符合国情的社会养老保障制度，对于经济困难的失能老年人进行财政补助，以保障其收入水平。

居住模式对失能老年人健康自评的影响统计不显著，子女数量对男性失能老年人健康自评的影响不显著，儿子数量对女性失能老年人健康自评的影响是负向的。因此，失能老年人的健康自评并没有因子女数量增多以及与子女同住而显著变好，这说明传统观念中的“养儿防老”与“多子多福”现象正随着整个社会的发展进步而逐渐被淡化甚至消失。

医疗条件的便利性及照护者照护水平能够显著影响失能老年人的健康自评，生病能够得到及时医治与日常活动需要被完全满足的失能老年人的健康自评状况明显更高，尤其女性失能老年人这一现象更为明显。故我国应进一步加大医疗资源投入力度并扩大其分布范围，保证患病老年人能够得到及时有效的医治。同时，制定相关制度与政策扶持老年人照护服务业的发展，最大限度地满足失能老年人的日常生活需要。

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(责任编辑：李明齐)

2017-03-15

中国科协高端科技创新智库青年项目“‘全面两孩’政策背景下老年人长期照护市场的‘供求缺口’分析”(DXB-ZKQN-2017-023)

周晓蒙(1989-)，女，辽宁铁岭人，博士研究生，主要从事老年人长期照护市场方面研究。E-mail:zhouxiaomeng16@126.com 刘 琦(1989-)，男，辽宁锦州人，硕士研究生，主要从事人口老龄化研究。

周晓蒙1，刘 琦2

(1.东北财经大学经济学院，辽宁 大连 116025；2.北京大学光华管理学院，北京 100871)

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1008-4096(2017)04-0062-07