失能老人健康狀況和衛生服務需求的相關回歸分析

牟鑫 李明秋 黃海華

失能老人健康狀況和衛生服務需求的相關回歸分析

牟鑫 李明秋 黃海華

目的 探討江漢油田失能老人健康狀況和衛生服務需求及影響因素。方法 采用整群抽樣，使用自設問卷、健康狀況自評表、日常生活能力量表（ADL）對江漢油田5個社區60歲及以上的3 343名老年人進行面 對面問卷調查。結果 （1）老年人失能率13.88%，失能老人健康自我評價為較差和很差占82.3%、慢性病患病率92.95%、調查前2周患病率30.4%、1年住院率38.2%。（2）二分類Logistic回歸分析顯示，影響失能老人2周就診的促進因素的OR值及95%CI分別是：年齡2.090（1.076～4.059）、體重指數1.677（1.114～2.524）、患慢病數1.457（1.087～1.953）；限制因素是兩周是否患病0.109（0.063～0.189）、去醫院時間0.167（0.098～0.287）。（3）影響失能老人1年住院的促進因素的OR值及95%CI分別是：患慢病數1.429（1.120～1.824）、是否參加醫保1.500（1.154～1.951）、收入狀況1.596（1.003～2.541）；抑制因素有失能程度0.641（0.474～0.867）、婚姻狀況0.702（0.507～0.972）。結論 失能老人健康狀況比較差，慢性病患病率高，對失能老人應開展針對性的社區衛生服務、康復護理、健康促進，滿足失能老人的衛生服務需求，有利于改善健康水平和生活質量。

老年人；失能；健康狀況；慢性病；衛生服務需求與利用

失能老人是指完全失去或部分失去生活自理能力的老人。隨著我國人口老齡化進程加快和平均壽命的延長，失能老人也快速增加[1]。近年來有關老年人的健康狀況與衛生服務需求的研究已有報道[2]，但失能老人的健康狀況如何，哪些因素導致老年人失能，哪些因素影響失能老人的衛生服務需求，他們的衛生服務需求與正常老人有何異同等，目前鮮見文獻報道。因此，探討失能老人的健康狀況和衛生服務需求，有利于提供有針對性衛生服務，提高健康水平[3]。為此，本課題組對江漢油田60歲及以上老年人開展了相關研究。

1 對象與方法

1.1 對象 采用整群抽樣方法，隨機抽取江漢油田5個社區60歲以上的常住老年人進行入戶問卷調查。應調查者3 449人，實際調查3 343人，調查率為96.93%，發放調查表3 343份，回收3 343份，回收率為100%。

1.2 調查工具和方法 采用問卷形式進行面對面現場訪談調查，對語言障礙或神志不清等情形則由知情者應答。調查員由社區醫生和社區專職從事老年工作的人員共80名組成，經統一培訓和考核合格后入戶調查。調查工具包括自設問卷、健康狀況自評表、日常生活能力量表（ADL）。自設問卷包括老年人的人口與社會經濟學情況、生活習慣、健康狀況、患慢病情況、衛生服務需求和利用、社會支持情況和養老方式等內容。健康狀況自評分為“很好、較好、一般、較差、很差”五級。失能的判定采用世界衛生組織（WHO）推薦和國際通行的ADL失能判定標準[4]，總分為56分，≤16分為正常，17～19分為輕度失能，20～22分為中度失能，≥23分為重度失能。

1.3 質量控制 調查員統一培訓，考核合格后上崗。一致性檢驗Kappa值為0.887～0.977。調查過程中設立專人作現場指導，最后對所有調查表全面審核，檢查其完整性和一致性。數據采取雙人錄入，設定邏輯控制和檢查流程，確保數據準確無誤。

1.4 統計學方法 數據錄入采用Excel，統計分析采用SPSS 17.0，單因素分析采用χ2檢驗和秩和檢驗，以二元Logistic回歸模型分析影響失能老人2周就診和1年住院的因素。

2 結果

2.1 被調查老人的一般情況 共調查3 343人，其中男2 044人，女1 299人，平均年齡（73.2±11.2）歲。被調查老人中失能老人為464人，失能率13.88%，其中輕度失能229人，占49.4%；中度失能59人，占12.7%；重度失能176人，占37.9%。失能老人中在婚392人，占84.5%，非在婚（未婚、離婚和喪偶）72人，占15.5%。失能老人獨居和夫妻居住430人，空巢占92.7%。失能老人患慢性病431人，占92.95%、調查前2周患病率為30.4%、2周就診率31.5%、1年住院率38.2%，1年需住院而未住院125人（26.9%）。

2.2 老年人衛生服務需求與利用比較 失能老人與非失能老人相比，在健康教育、保健指導、飲食指導、健康檔案、2周應就診而未就診方面差異無統計學意義；其它方面比較差異均有統計學意義（P＜0.05）。見表1。

表1 老年人衛生服務需求與利用比較[n（%）]

2.3 影響失能老人2周就診的二元Logistic回歸分析 以失能老人2周就診與否為因變量，以性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、居住方式、體重指數、月收入、患慢病數、調查前2周是否患病、失能程度、是否參加醫保、經濟收入、去醫院時間等為自變量，進行二元Logistic回歸分析（Forward：wald法），引入水平為0.05，剔除水平為0.1。統計結果顯示，增齡、高體重指數、患慢病數多是2周就診的促進因素（OR＞1，β＞0）；而兩周是否患病、去醫院時間長是兩周就診的限制因素（OR＜1，β＜0）。見表2。

表2 影響失能老人2周就診的多因素Logistic回歸分析

2.4 影響失能老人1年住院的二元Logistic回歸分析 以失能老人1年就診與否為因變量，以性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、居住方式、體重指數、月收入、患慢病數、調查前兩周是否患病、調查前兩周是否就診、失能程度、是否參加醫保、經濟收入、去醫院時間等為自變量，進行二元Logistic回歸分析（Forward：wald法），引入水平為0.05，剔除水平為0.1。統計結果顯示，患慢病數多、參加醫保、經濟收入高是影響1年住院的促進因素（OR＞1，β＞0）；而失能程度低、在婚是影響1年住院的抑制因素（OR＜1，β＜0）。見表3。

表3 影響失能老人1年住院的多因素Logistic回歸分析

3 討論

3.1 失能老人的人口經濟學特征 根據調查結果分析，江漢油田失能老人具有以下特征：（1）老年人失能率為13.88%，低于全國平均水平（16.9%）[5]。失能老人中輕度失能229人，占

49.4 %；中度失能59人，占12.7%；重度失能176人，占37.9%。（2）失能老人的年齡段主要集中在70～79歲，占64.9%，這可能與江漢油田老年人口結構特征相關，老年人口中70～79歲占

66.5 %，江漢油田是60年代我國石油會戰時期成立的油田，當時大批年輕石油工人遷徙而來。（3）失能老人中男性比例較高，占

73.5 %，而全國失能老人的平均水平是女性失能率高于男性[5]。

3.2 失能老人的衛生服務需求與利用情況分析 調查結果顯示，失能老人對衛生服務需求前5位依次是健康教育、定期體檢、上門護理、保健指導、定期家訪。失能老人在康復護理、上門護理、定期家訪、家庭病床、就醫指導、定期體檢等方面與非失能老人相比差異有統計學意義（P＜0.05），而在健康教育、保健指導、健康檔案、飲食指導等方面與非失能老相比差異無統計學意義。江漢油田失能老人的衛生服務需求明顯高于其它地區的老年人[6]。同時從衛生服務利用情況分析，失能老人的

2周患病率、2周就診率、1年住院率、1年需住院而未住院率均高于非失能老人，差異有統計學意義（P＜0.05）；2周應就診而未就診率兩者相比差異無統計學意義。衛生服務利用是人民群眾的衛生服務需要與衛生服務供給相互作用的客觀指標，既反映實際衛生需求量，也反映同期衛生資源的使用效率[7]。因此，衛生服務的可及性是衡量與評價衛生服務系統公平性、效率和質量的重要指標，是患者獲得適當衛生保健的能力[8]。江漢油田應合理配置衛生資源，醫療機構應開展有針對性的社區衛生服務。

3.3 通過對影響失能老人2周就診率和1年住院率的二元

Logistic回歸分析 結果顯示增齡、高體重指數、患慢病數多是影響失能老人2周就診的促進因素，而2周是否患病、去醫院時間長是影響2周就診的限制因素。同時，患慢病數多、參加醫保、經濟收入高是影響失能老人1年住院率的促進因素，而失能程度低、在婚是影響1年住院率的抑制因素。研究表明[9]，影響老年人

1年住院的主要因素是3年內是否接受過體檢、看病貴、滿意程度，說明不同老年人群之間存在較大差別。因此，江漢油田應針對失能老人的特點，開展有針對性的多種形式和多層次全方位的社區衛生服務、康復護理，積極開展慢性病的防治工作，健全醫療保險制度，改善失能老人健康水平和生活質量。

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Objective To investigate the health status and the demands of community health services for the elderly disability of jianghan oilf i eld, evaluate the inf l uencing factors in selecting the requirement of health services. Methods The cluster sampling used, 3 343 elderly people, aged 60 or more, from 5 communities in Jianghan Oilf i eld, were nvestigated face to face through self designed questionnaire, health status selfevalua ting table and activity of daily living (ADL). Results (1) The rate of disabled elderly was 13.88%, the results which were poor and very poor in health state self-assessment of the elderly disability was 82.3%, the rate of chronic disease was 92.95%, the two-week prevalence rate was 30.4%, the admission rate was 38.2%. (2) Through binary Logistic regression analysis, the odds ratio and 95% CI of inf l uencing two-week prevalence accelerated factors appeared to be: age as 2.090 (1.076-4.059); body mass index (BMI) as 1.677 (1.114-2.524); the number of chronic non-infectious disease as 1.457 (1.087-1.953). Odds ratio and 95% CI on astricted factors appeared to be: two-week prevalence rate as 0.109 (0.063-0.189); the time going to hospital as 0.167 (0.098-0.287). (3) the odds ratio and 95% CI of inf l uencing the admi ssion rate accelerated factors appeared to be: the number of chronic non-infectious disease as 1.429 (1.120-1.824); purchasing medical insurance as 1.500 (1.154-1.951); income as 1.596 (1.003-2.541). Odds ratio and 95% CI on limited factors appeared to be: the degree of disability as 0.641 (0.474-0.867); the marital status as 0.702 (0.507-0.972). Conclusion The elderly disability was inferior in health status and morbidity of chronic non-infectious disease was relatively higher. We should energetically develop targeted community health service, rehabilitation nursing, health promotion, enhance the health level and the quality of life.

Aged; Disability; Health status; Chronic non-infectious diseases; The demand and utilization of health services

10.3969/j.issn.1009-4393.2016.32.005

湖北 433121 湖北江漢油田總醫院老年病科 （牟鑫 李明秋黃海華）

李明秋 E-mail:lmqaiyy@163.com