2002-2018年中国老年人残障预期时间的变动趋势：压缩还是扩张①——一个新的分析视角

熊波

（中南财经政法大学 哲学院社会学系, 湖北 武汉 430073）

1 引言

当前世界范围内，随着医疗技术水平的提高和人们生活水平的普遍的提高，人口老龄化导致老年人口的绝对数量和相对规模都迅速增加，相比过去而言老年人存活的时间更长了，表现为平均预期寿命在显著提高的同时，老年人的平均余寿也在增加。全球范围内的平均预期寿命由2000年的66.5岁增加到2016年的72.0岁，其中男性由64.4岁增加到69.8岁，女性由68.7岁增加到74.2岁；60岁及以上老年人的平均余寿由2000年的18.8年增加到2016年的20.5年，其中男性老年人由17.2年增加到19.0年，女性老年人由20.2年增加到21.9年②WHO: https://apps.who.int/gho/data/view.main.SDG2016LEXREGv?lang=en。但与此同时，慢性疾病逐渐成为影响死亡率的主要因素，特别是在老年人阶段，这意味着老年人存活时间更长的同时，也会伴随着各种慢性疾病以及由此带来的身体功能缺损，即老年人平均余寿在增加的同时，“不健康”的时间或寿命有可能也相应增加，也有可能保持与平均余寿同步甚至压缩。对这一问题的探讨和回答，具有重要的理论和现实意义：第一，老年人在活得更久的同时，老年人的晚年生活质量（健康/不健康预期时间所体现的）会如何变化呢？第二，老年人在活得更久的同时，整个社会层面的医疗费用负担（健康/不健康预期时间所带来的）会如何变化呢？

基于这一背景，诸多的文献都对此进行了探讨。Fries在1980年的《新英格兰医学杂志》中，首次提出了患病时间压缩的概念[1],论文指出：随着医疗技术和健康照料的进步，老年人的慢性疾病取代了急性疾病，成为影响死亡率的主要因素，慢性疾病通常很难被治愈，随着医疗水平的提升也只能推迟它的出现，导致的结果就是死亡率在矩形化的同时患病率也在矩形化，即出现患病时间的压缩。在1983年，Fries发表了“The Compression Morbidity”一文[2]，正式对患病时间压缩的概念进行了界定和具体的阐释：患病时间压缩的发生，出现在老龄化的过程中慢行疾病症状推迟的速度快于预期寿命增加的速度。文中进一步将压缩划分为两种类型：一是绝对的患病时间压缩，即年龄别患病率下降的速度快于年龄别死亡率下降的速度；二是相对的患病时间压缩，即患病预期时间占平均预期寿命的比例下降。Fries指出[3]，考虑到数据收集的可得性，压缩假设的验证可以使用年龄别残障率或累积的终生残疾率作为替代指标：一是比较年龄别残障率和年龄别死亡率的变动趋势；二是比较残障事件推迟的时间点和死亡年龄推迟的时间点二者的变动趋势。之后的诸多实证研究都在这一框架的基础上展开探讨，即对于老年人而言，患病时间到底是压缩、扩张还是维持不变？Cai和Lubitz[4]使用日常活动能力ADLs和工具性日常活动能力IADLs作为残障率的测量指标，将残障水平划分为四个层次：积极健康（两个指标所有类别都不需要帮助）；IADL残障（在IADL上至少有一项需要帮助但在ADL上没有）；中度的ADL残障（在ADL上有1-2项指标需要帮助）；重度的ADL残障（在ADL上有3项及以上指标需要帮助）。在此基础上，作者运用多状态生命表模型，分别计算了1992-2003年四种残障水平的老年人群体的预期寿命和残障预期时间，研究发现：老年人总体和健康的老年人其预期寿命在增加，而中度残障老年人的预期寿命在减少，作者认为对于前三类老年人而言，存在一定压缩的趋势，最后一类老年人体现出维持不变甚至扩张的趋势。Crimmins和Sánchez[5]分析了1998-2006年老年人整体、有至少一种疾病、没有疾病、生活不能自理和生活可以自理的老年人预期寿命的变化情况，研究发现：对于患有疾病和功能丧失的老年人，预期寿命反而有一定的增长。由于对残障率的界定存在一定差异，以及在压缩或扩张的标准上存在分歧（即死亡率和残障率二者之间的变动到底是一种什么样的数量关系，才会导致或可以界定为压缩），导致诸多的研究结论不一致。针对这一情况，Eric进行了系统的探讨[6]，研究指出：第一，残障率应该重点考察ADLs，以及认知受损CI（cognitive impairment），因为这二者是会对老年人的日常生活产生长期影响的，至于其它有关疾病，其发生可能在老年期之前，因而对其考察是非常复杂的，对研究的结果会产生影响；第二，作者根据美国长期照料保险的标准，比较测算后认为残障的标准应该是ADL两项及以上需要帮助或CI有三项及以上受损；第三，作者认为压缩还是扩张最终应该取决于死亡率和残障率二者的关系，作者对Sullivan在1971年提出的公式进行了改进[7]，提出了新的分析框架：如果死亡率的进步，伴随着残障率的不变，则体现出生存概率增量效应；相反，如果残障率的下降，伴随着死亡率的不变，则体现出残障率减量效应。残障预期时间的变动趋势是压缩、维持不变还是扩张，完全取决于两个效应的关系，即如果生存概率增量效应大于残障率减量效应，带来的结果是扩张，如果二者相等则是维持不变，如果是小于则是压缩。

本文借鉴Eric的分析框架，试图从以下三个方面对这一议题进行进一步的分析：第一，将生活自理能力ADLs和认知受损CI同时纳入进行考察，分析中国老年人残障预期时间在2002-2018年间的变动趋势；第二，分别计算出中国老年人残障预期时间在2002-2018年间变动中的生存概率增量效应和残障率减量效应；第三，比较两个效应的绝对值，分析中国老年人残障预期时间在2002-2018年间的变动特点，即呈现的是压缩、维持不变还是扩张的趋势。

2 数据来源

本研究所使用的2002年和2018年的老年人生存概率数据来源于世界卫生组织数据库里中国的简略生命表（年龄组距为5岁）③WHO: https://apps.who.int/gho/data/view.main.60340。

本研究所使用的残障率数据，来源于2002年和2018年中国健康长寿纵向研究数据（CLHLS）。中国健康长寿数据由北京大学和中国老龄科研中心于1998年展开，是国内最早最系统的对老年人的健康及相关因素进行的大规模纵向调查，1998年和2000年都只覆盖了80岁及以上的高龄老人，从2002年开始才首次扩展到60岁及以上的低龄老年人，2018年进行了最新一次的调查，故本研究使用2002年和2018年这两个年份的数据。2002年共调查了16064个老年人，其中有效样本16014人；2018年共调查15874个老年人，其中有效样本15089人④删除的样本主要是在日常活动能力和认知受损的指标上存在缺失值。。

3 研究方法

3.1 概念界定

本文对残障率的计算主要使用两个指标：一是日常活动能力ADL，在CLHLS中主要从洗澡、穿衣、上厕所、室内走动、控制大小便和吃饭六个方面进行考察，答案设置为1=不需要帮助，2=需要一处帮助，3=需要多于一处帮助。二是认知功能，主要选取“现在是几点钟”、“今年是什么生肖”、“中秋节是什么时候”、“现在是什么季节”和“这是哪个国家或地区”这五个指标，答案设置为0=错误，1=正确。前者主要体现老年人身体上的基本行动能力，后者体现老年人脑力上的基本交流和判断能力。本研究将日常活动能力ADL答案为2和3的都归类为需要帮助。根据Stallard和Yashin（2016）的界定[8]，ADL需要帮助的类别数量在2项及以上或认知能力回答错误的数量在3项及以上的都归类为残障老年人。

3.2 残障预期时间的计算和分解

本研究主要从以下两个方面展开：一是将2002年和2018年的生存概率和残障率相结合，计算中国老年人残障预期时间的变化情况；二是基于生存概率和残障率在2002年和2018年的变动情况，对中国老年人残障预期时间的变动值进行分解，从而探究中国老年人残障预期时间变动呈现的到底是压缩还是扩张的趋势。基于以上两个研究目的，本文对预期寿命和残障预期时间（如没有特别提及，本文都指的是60岁及上老年人的平均余寿和残障预期时间）的计算，主要是基于“时期”生命表的计算方式，即这一计算方式侧重体现在给定的日历年，所有年龄段存活的人的时期生存状况，而非基于传统的“队列”生命表的计算方式，该计算方法主要反映的是一个出生队列从出生到死亡的实际生存情况。本文主要利用Sullivan在1971年提出的单一指标求定积分的方法[9]，该方法相比传统的计算平均预期寿命的方法而言，能更好展现死亡概率和残障率的数量关系如何影响残障预期时间的变动。

Sullivan认为基于“时期”生命表的预期寿命的计算公式可以表达为：

残障预期时间的计算公式在此基础上可以表达为：

其中，ex,y表示x年龄组在y年份的预期寿命,eDx,y表示x年龄组在y年份的残障预期时间，tpx,y表示x年龄组到x+t年龄组在y年份的生存概率，πx+t,y表示x+t年龄组在y年份的残障率。根据公式（2），残障预期时间体现了在一个时点，一个给定的人口年龄别残障发生率的综合情况。在这一公式的基础上，从y0年到y年（y＞y0）（本研究中y0=2002年，y=2018年）残障预期时间的变动可以分解为两个部分：生存概率增量部分，即体现的是残障预期时间在残障率保持不变的情况下的增加量；残障率减量部分，即残障预期时间在生存概率保持不变的情况下的减少量。因此，公式（2）可以变化为：

基于公式（3），残障预期时间的变动分解为了两个效应：生存概率增量效应：在本研究中指各年龄别残障率在维持2002年不变的基础上，各年龄别生存概率增加量（2018-2002）所带来的总效应；残障率减量效应：在本研究中指各年龄别生存概率在维持2018年不变的基础上，各年龄别残障率减少量（2002-2018）所带来的总效应。

4 分析结果

4.1 老年人生存概率的变化

表1展现的是2002年和2018年中国60岁及以上男性老年人生存概率的变化情况：从总体上看，在这16年间，中国男性老年人在所有年龄组的生存概率都有明显的上升；从年龄别上看，在变化的绝对值上，随着年龄组的上升变化值也大体上成上升的趋势，峰值在85-89岁年龄组，2018年比2002年增加0.059，其次是90-94岁年龄组，增加0.050；在变化的相对比例上，变化率随着年龄组的上升呈现典型的上升趋势，85-89岁年龄组和90-94岁年龄组分别上升了14.08%和15.10%。

表1 2002-2018年男性老年人年龄别生存概率的变化

表2展现的是2002年和2018年中国60岁及以上女性老年人生存概率的变化情况：从总体上看，在这16年间，中国女性老年人在所有年龄组的生存概率都有明显的上升；从年龄别上看，在变化的绝对值上，随着年龄组的上升变化值也大体上成上升的趋势，峰值在85-89岁年龄组，2018年比2002年增加0.073，其次是90-94岁年龄组，增加0.064；在变化的相对比例上，变化率随着年龄组的上升呈现典型的上升趋势，85-89岁年龄组和90-94岁年龄组分别上升了15.18%和16.80%。

通过表1和表2的比较可以发现，在生存概率的变化趋势上，男性老年人和女性老年人存在以下差异：第一，在变化值上，在60-64岁和65-69岁这两个年龄组，男性老年人和女性老年人的变动趋势差异不明显；在70-74岁和75-79岁这两个年龄组，男性老年人生存概率的增加值大于女性老年人；但是在80-84岁、85-89岁和99-94岁这三个高龄老年组中，女性老年人生存概率的增加值远远高于男性老年人。第二，在变化率上，男性老年人在65-69岁、70-74岁和75-79岁这三个年龄组的生存概率增长率上高于女性老年人；在60-64岁低龄老年组和80-84岁、85-89岁和99-94岁这三个高龄老年组中，女性老年人的增加率高于男性老年人。

表2 2002-2018年女性老年人年龄别生存概率的变化

4.2 老年人残障率的变化

根据CLHLS调查的数据，计算出2002年和2018年男性老年人的残障率及其变化趋势如下（详见表3）：从总体上看，男性老年人的残障率在16年间有明显的下降；从年龄别上看，在变化的绝对值上，90-94岁年龄组的下降的最多，减少了3.8个百分点，其次是95岁及以上年龄组和85-89岁年龄组，分别减少了3.3和2.7个百分点，总体来说80岁及以上的四个高龄组减少的更多；从变化的相对比例上看，下降比例最大的是70-74岁年龄组，减少了23.6%，其次是90-94岁年龄组，减少了14.2%，85-89岁年龄组和60-64岁年龄组也分别下降了13.4%和13.3%。

表3 2002-2018年男性老年人年龄别残障率的变化

2002年和2018年女性老年人的残障率及其变化趋势如下（详见表4）：从总体上看，女性老年人的残障率在16年间有明显的下降；从年龄别上看，在变化的绝对值上，90-94岁年龄组的下降的最多，减少了6个百分点，其次是85-89岁年龄组和95岁及以上年龄组，分别减少了4.8和4.6个百分点，总体来说80岁及以上的四个高龄组减少的更多；从变化的相对比例上看，下降比例最大的是60-64岁年龄组，减少了25%，其次是85-89岁年龄组，减少了18.9%，80-84岁年龄组和90-94岁年龄组都减少了16.9%。

通过表3和表4的比较可以发现，在残障率的变化趋势上，男性老年人和女性老年人存在以下差异：第一，在变化值上，除了70-74岁年龄组，其它所有年龄组女性老年人减少的绝对值都比男性老年人多，特别是在80岁及以上的四个年龄组；第二，在变化率上，在70-74岁、75-79岁和95岁及以上年龄组，男性老年人的下降幅度大于女性老年人，在其它五个年龄组则是女性老年人的下降幅度更大。

表4 2002-2018年女性老年人年龄别残障率的变化

4.3 老年人残障预期时间的变动趋势及其分解

根据公式（1）和（2），分别计算出了男性老年人和女性老年人的平均余寿（即存活到60岁之后平均还能存活多少年，此处的单位是年而不是岁，下同）和残障预期时间，结果显示（详见表5）：第一，对于男性老年人而言，平均余寿由2002年的17.91年增加到2018年的18.87年，增加了0.98年；残障预期时间由2002年的1.63年减少到2018年的1.36年，减少了0.27年。第二，对于女性老年人而言，平均余寿由2002年的19.33年增加到2018年的20.39年，增加了1.06年；残障预期时间由2002年的2.14年减少到2018年的1.66年，减少了0.48年。

表5 2002-2018年老年人残障预期时间变动及其分解

根据公式（3），对男性老年人和女性老年人的残障预期时间的变动进行分解，结果显示（详见表5）：第一，对于男性老年人而言，2002年-2018年间残障预期时间减少0.27年，其中生存概率增量效应为0.14年，残障率减量效应为0.41年。第二，对于女性老年人而言，2002年-2018年间残障预期时间减少0.48年，其中生存概率增量效应为0.21年，残障率减量效应为0.69年。这一结果表明，男性老年人和女性老年人残障率减量效应都远大于生存概率增量效应，表现出明显的残障预期时间压缩的趋势和特征。

男性老年人和女性老年人的对比可以发现：第一，女性老年人平均余寿的增加值（1.06年）大于男性老年人（0.96年）；第二，女性老年人残障预期时间的减少值（-0.48年）大于男性老年人（-0.27年）；第三，女性老年人生存概率增量效应（0.21年）大于男性老年人（0.14年）；第四，女性老年人残障率减量效应（0.69年）大于男性老年人（0.41年）。这一对比结果表明，女性老年人在两个效应的绝对值上都大于男性老年人的同时，两个效应的差值也较大，即女性老年人相比男性老年人而言，体现出更明显的残障预期时间压缩趋势和特征。

5 结论与讨论

5.1 结论与讨论

本文使用2002年和2018年中国健康长寿纵向研究数据和世界卫生组织数据库里的中国简略生命表，分析了2002-2018年间中国老年人残障预期时间的变动趋势，研究发现：第一，从整体上看，中国老年人的残障预期时间呈明显的压缩趋势，男性老年人的预期余寿由2002年的17.91年上升到2018年的18.87年，残障预期时间由1.63年减少到1.36年；女性老年人的预期余寿由2002年的19.33年上升到2018年的20.39年，残障预期时间由2.14年减少到1.66年。第二，男性老年人的压缩趋势中，生存概率增量效应为0.14年，残障率减量效应为0.41年；女性老年人的压缩趋势中，生存概率增量效应为0.21年，残障率减量效应为0.69年。女性老年人相比男性老年人而言，生存概率增量效应和残障率减量效应都更为明显，且压缩趋势也更为明显。

本文的研究结果说明：第一，在现状上：当前中国的老年人仍然体现出明显的残障性别悖论（disability paradox）[10][11]，表5的计算结果表明，2018年中国女性老年人（平均余寿20.39年）相比男性老年人（平均余寿18.87年）活得更久，但残障预期时间的绝对值也更大（前者1.66年，后者1.36年）；第二，在变动趋势上：在2002-2008年间，中国女性老年人和男性老年人的平均余寿之差有扩大的趋势，二者的差值由2002年的1.42年扩大到2018年的1.52年，但残障预期时间之差却呈现出缩小的趋势，二者差值由2002年的0.51年缩小到2018年的0.3年，这说明中国女性老人相比男性老人而言，活得更久且活得更健康了。

5.2 不足之处

本研究由于数据限制，对老年人生存概率的考察使用的是5岁分组的非完全生命表，因而在对平均预期余寿、残障预期时间以及两个效应的计算上，精确性相较完全生命表而言还有所欠缺；另外，本文使用的残障标准是对国外标准的借鉴，这一标准是否适合中国老年人，是否需要进行指标数量上的调整，或是纳入其它指标，都有待后续进一步的探讨和完善。