EQ-5D自報健康調查中的代答效應分析*

陳垂雄 梁 英 張海悅 曹文君 徐勇勇 譚志軍△

國家衛生服務調查(national health service survey,NHSS)是我國政府了解城鄉居民健康狀況、衛生服務需要與需求、衛生資源配置與利用及其變化規律的重要信息來源[1-2]。EQ-5D是由歐洲生存質量學會(EuroQoL Group)設計的一種多維自報健康相關生存質量測量量表，在全世界范圍得到廣泛應用[3-4]。為了測量城鄉居民的健康相關生命質量，NHSS中的家庭健康調查問卷從2008年開始納入該量表。NHSS的調查時間是工作日，部分青壯年外出務工、學生上學等造成入戶調查存在失訪，同時存在部分失能人群無法填寫量表。為保證樣本量，對失訪人群啟動代答機制。代答會導致主觀調查問題存在選擇性偏倚[5-7],影響統計結果的準確性。有研究提出，代答人群在回答EQ-5D量表上有將被調查對象的健康問題嚴重化的傾向[8-10]。本文就國家衛生服務調查中EQ-5D調查內容的代答效應進行全面分析，為相關數據分析的偏倚控制提供依據。

材料與方法

1.數據來源

數據來自2013年陜西省國家衛生服務調查中15周歲以上城鄉居民的家庭健康詢問調查數據，具體內容包括人口、社會、健康行為、慢性病患病、住院以及EQ-5D量表相關信息。

2．重要指標定義

“這一切，是你一開始學酒就自己查，規劃好，還是你看到別人的路徑是這樣的。”說真的，很少人能一開始就那么清晰自己未來的路徑。他告訴我：“比賽是一定要比的，這個是我一早就認清楚了，但翻譯是另外一回事。翻譯是時我大學學葡萄酒第二年的時候，我們的老師罷工，正好那段時間沒事干，覺得我當時學葡萄酒那本書挺好，就翻譯著玩。然后翻譯完，覺得這本書很好，挺有用的。”到后來翻譯《葡萄酒世界地圖》時，已經來香港了。這本書他翻譯了法國和中國的部分，因為學習必須要看，他翻爛過兩本。談起這本書，他覺得這對行業是有貢獻的，眼里閃爍的光，充滿了感情。

采用Shannon-Wiener多樣性指數(H)、Pielou均勻度指數(E)、Simpson優勢度指數(C)來計算植物群落的物種多樣性。

(2)健康行為及患病狀況

過量飲酒：本研究采用《中國居民膳食指南2016》的建議作為過量飲酒的標準，即男性每日攝入的純酒精量應不超過25克，女性攝入量不超過15克，超過上述標準視為過量飲酒[12]。

EQ-5D量表的自報健康維度：為便于分析EQ-5D的五個維度，通常將原來每個維度的三分類回答選項，變為兩分類，即由“無問題、有些問題和有嚴重問題”轉化為“無問題和有問題”，見表1。

表1 EQ-5D量表維度和應答結果重新編碼方法

3．統計分析方法

自答人群和代答人群的男性比例分別為49.40%和49.02%，從年齡結構上看，代答人群30歲以下人口比例遠高于自答人群，自答人群戶主數為47.68%，代答人群為18.44%，自答人群的城鄉比為0.20,代答人群為0.24；代答人群未婚比例為29.99%，遠高于自答人群 (7.79%)，代答人群整體文化程度比自答人群高，代答人群在業為60.41%，較自答人群(76.95%)低，代答人群在校學生(13.18%)遠高于自答人群(1.88%)。綜上，代答人群多為未婚人群，青壯年占比較大，受教育程度也較高。這可能與該類人群多為在外求學的學生、在外務工或者在調查工作日上班的人群有關。

結 果

將甘薯淀粉（SPS，sweet potato starch）與魔芋膠（KGM，konjac gum）按以下比例混合（質量比10：0，9.5：0.5，9.0：1.0，8.5：1.5，8.0：2.0），準確稱取各配比下的甘薯淀粉、魔芋膠于燒杯中加入去離子水充分混合，配制成質量分數為8%的均一懸浮液（以干基計），于沸水浴中攪拌、加熱糊化15 min。除糊化特性外，老化特性、流變學特性的測定均采用該方法制備樣品。

本次調查的樣本來自32個樣本縣區、160個鄉鎮/街道、320個村/居委會、20702戶，調查的15周歲以上人群共48656人，有38人未填報是否代答，研究分析共納入48618人，其中，男性24177人，占49.7%；農業戶口40364人，占83.02%；代答10001人，代答率為20.57%，代答率較高。

1．調查人群的基本情況

2．代答與自答人群的特征比較

3.EQ-5D測量的自報健康狀況分析比較

目的蛋白Flagellin-3M2e理論相對分子質量大小為67 000。如圖2所示，與未誘導菌體相比，在相對分子質量為70 000處誘導菌體都出現了濃厚的條帶，與預測相符，初步表明誘導菌體表達了融合蛋白，而且隨著誘導時間的增加，目的蛋白量也隨之增加，但誘導6 h后蛋白量無明顯改變，因此以誘導6 h作為最佳誘導時間。取誘導后菌體超聲破碎離心，并取上清過鎳柱純化，濃縮后測得目的蛋白濃度為1.13 mg/mL。Western印跡法鑒定，在相對分子質量為70 000處出現了單一的特異性條帶，因此純化的蛋白即為設計的融合蛋白（Flagellin-3M2e）。

首先，將調查人群分為代答人群和自答人群兩組，采用頻數和構成比描述兩個人群的一般狀況、患病情況和EQ-5D調查結果，并采用卡方檢驗比較兩組之間的差異；然后，以EQ-5D五個維度是否出現健康問題(二分類變量)為因變量，以人群一般特征、健康行為、患病情況、住院情況和是否代答作為自變量，建立五個多變量logistic回歸分析模型，分析代答對EQ-5D五個維度調查結果的影響。檢驗水準α=0.05。采用SAS9.4進行統計學分析。

慢性病：NHSS中符合下述兩者之一視為慢性病患者，①調查的前半年內，經過醫務人員明確診斷有慢性病(如冠心病、高血壓等)；②半年以前經醫生診斷有慢性病，在調查的前半年內時有發作，并采取了治療措施如服藥、理療，或者一直在治療以控制慢性病的發作等。排除標準：過去曾有過慢性病，目前已經痊愈，或在近半年內無發作或無癥狀體征者，不計為慢性病患者[11]。

在健康行為方面，與自答人群相比，代答人群中吸煙、已戒煙、過量飲酒的比例較低，但兩者差異不大，近六個月的鍛煉次數高于自答人群；在患病和住院方面，代答人群患慢性病、兩周患病和一年住院率分別為10.81%、14.61%和7.98%，低于自答人群的14.59%、20.47%和10.22%。表明代答人群在健康行為和患病方面均比自答人群要好。

表2 自答與代答人群的人口學特征比較(例數，%)

(1)人口學基本特征

黃永超[18]發明了一種熒光微球示蹤劑。該示蹤劑以丙烯酰胺和N-苯并噻唑馬來亞酰胺為主要原料，采用反相乳液聚合法制成。為納米級顆粒，具有分散性好、抗溫抗鹽能力強、用量少、檢測靈敏度高和熒光強度高等優點。

根據調查設計，自答者對自己、代答者對被代答對象調查當日的健康總體感覺、行動、自我照顧、日常活動、疼痛或者不適、精神狀態及失能情況進行評價。EQ-5D調查結果顯示：自答和代答人群對健康總體評價(EQ-5D VAS評分)的中位數分別為80分和85分。從EQ-5D五個維度的調查結果來看，代答人群在各個維度回答“有輕度問題”和“嚴重問題”的比例均高于自答人群，其中，行動維度分別為7.72%、1.59%；自我照顧維度分別為5.03%、2.13%，；日常活動維度分別為6.20%、3.32%；疼痛或者不適維度分別為11.53%(略低于自答人群)和1.68%；精神維度分別為7.35%和1.35%。總體看來，代答人群在EQ-5D中回答的健康問題比自答人群嚴重。

表3 自答與代答人群的健康行為及健康狀況比較(例數，%)

表4 自答與代答人群EQ-5D自報健康狀況比較(例數，%)

4.EQ-5D自報健康調查中代答效應的多因素分析

You areinterested in 2)fame and 3)wealth. You dothings like paying 4)bills on time, and working as a worker in your factory. The smile on your face shows you are happy with the family. You take good care of my grandparents. You help me with my schoolwork and do some shopping with Mom on Sundays.

以單因素分析中有統計學意義的13個因素為自變量,以EQ-5D的五個維度(二分類)為因變量,構建多變量 logistic回歸模型,主要探討在控制其他因素的前提下代答對EQ-5D的影響，分析結果見表5。人群隨著年齡的增加，健康風險性越高；受教育的程度越高、鍛煉次數越多，其風險性越低；已婚者風險性較低、就業者報告健康問題可能性較低。但是，吸煙、過量飲酒人群與一般規律不同，可能與吸煙、過量飲酒多為青壯年有關；兩周內患病的健康風險遠大于未患病者，一年內住院的健康風險性高。以自答人群為對照，在行動、自我照顧、日常活動、疼痛/不適、焦慮/抑郁五個維度中，被代答人群的OR值分別為1.64(1.48,1.81)、2.29(2.03,2.59)、1.96(1.77,2.18)、1.21(1.11,1.32)、1.42(1.29,1.56)。其中，報告健康問題比例最高的自我照顧維度上，代答人群報告健康問題的可能性是自答人群的2.29倍，在最低的疼痛和不適維度也達到了1.21倍。由于在多因素模型中已經控制了大多數已知的自報健康的影響因素，該結果表明代答人群在EQ-5D調查中表現出傾向性，即代答者有將被代答對象的健康狀況描述或者想象的比較嚴重的傾向，五個維度中，傾向性的嚴重程度由高到低依次為自我照顧、日常活動、行動方面、焦慮/抑郁和疼痛/不適。

討 論

隨著國家衛生服務調查的學術產出和影響力的不斷提高，越來越多研究機構使用其調查數據進行研究和分析，為了使基于該調查的研究結果更加準確和可靠，應該從調查實施和數據分析兩個階段采取有效措施降低代答產生的偏倚。

自報健康調查中，產生代答偏倚的主要原因有以下兩個：一是代答過程要求不夠嚴格，讓不滿足代答條件的人代答。根據調查設計，為降低選擇偏倚，代答有兩個前提條件：①代答者與被代答者存在比較親密的關系，如配偶、其他家庭成員、健康指導師、生活照顧者等。②要求代答者對被代答者日常的生活有所了解或一起生活，了解或看見被代答者日常的活動；二是代答者當時的心理情況、所處的環境、以及生活經歷會影響代答者對被代答者的主觀判斷，產生對被代答者的認知錯誤。有報道稱有抑郁癥狀的代答者有嚴重化被代答者抑郁的傾向[9]。

本研究表明代答者有嚴重化被代答對象的健康問題的傾向，提示在使用代答數據的研究中需要采取有效措施控制代答效應對結果準確性的影響，例如本研究發現代答有非常明顯的嚴重化EQ-5D自報健康問題的傾向，最低也超過了20%，說明在使用國家衛生服務調查的數據進行分析時，代答效應帶來的偏倚不容忽視。然而，目前，采用國家衛生服務調查的研究大多沒有考慮代答效應。對于如何系統地控制代答產生的偏倚，有以下兩點建議：一是標準化代答過程。在調查前，對調查人員進行嚴格篩選培訓，對不滿足代答前提條件的，不讓其代答，不能為了增加樣本量而放松代答條件，從而使調查結果變得不可靠；二是對偏倚的控制。在數據分析階段，將代答作為影響因素納入統計模型進行校正，從而控制代答的效應。

表5 代答對EQ-5D5個維度影響的多因素logistic回歸模型分析結果

[1] 姚強,張耀光,徐玲.國家衛生服務調查學術貢獻和影響力定量研究.中國衛生信息管理雜志,2014,11(3):199-205.

[2] 朱玲妹.中美國家衛生服務調查制度文化比較與展望.衛生事業管理,2000,(2):114-118.

[3] 李明暉,羅南.歐洲五維健康量表(EQ-5D)中文版應用介紹.中國藥物經濟學,2009,(1):49-57.

[4] 田斐,高建民,郭海濤,等.歐洲五維度健康量表(EQ-5D)研究與應用概況.衛生經濟研究,2007,9:42-44.

[5] Bandayrel K,Johnston BC.Recent advances in patient and proxy-reportedquality of life research.Bandayrel and Johnston Health and Quality of Life Outcomes,2014,12:110.

[6] Andresen EM,Vahle VJ，Lollar D.Proxy reliability:Health-related quality of life (HRQoL) measures for peoplewith disability.Quality of Life Research,2001,10:609-619.

[7] 陳彬,張思霖,俞紅吉,等.非消除型選擇性偏倚的評估.現代預防醫學,1998,5(1):15-18.

[8] Arons AM,Krabbe PF,Sch?lzel-Dorenbos CJ,et al.Quality of life in dementia:a study on proxy bias.BMC Medical Research Methodology,2013,13:110.

[9] Selai C,Pickard S,Johnson JA.The collection of EuroQol EQ-5D data via proxies.Document to be tabled at EQ Plenary Meeting in York:September,2002.

[10] Phail SM,Beller E,Haines T.Agreement between Proxy and Patient Reports of HRQoL using the EQ-5D:The interaction effect of perspective,timing and patient cognition.http://ahsri.uow.edu.au/content/ groups/public/@web/@chsd/documents/doc/uow134557.pdf.2015-6-7.

[11] 譚玲,甘華平,應桂英,等.四川省城鄉居民健康狀況現況調查.現代預防醫學,2009,36(22):4252-4256.

[12] 中國營養學會中國居民膳食指南修訂專家委員會.中國居民膳食指南2016.http://dg.cnsoc.org/article/ 04/8 a2389 fd552 0b4f30155b41b364b23df.html.2016-07-04.