老年人口健康壽命的演變軌跡及其影響因素
——一項基于CLHLS的實證研究

宋靚珺, 楊 玲

(1. 復旦大學 人口與發展政策研究中心，上海 200433；2. 復旦大學 社會發展與公共政策學院，上海 200433)

一、引言

隨著人類疾病譜的轉變，人類對于健康狀況的關注逐漸從死亡風險(生命長度)轉為長壽風險，即人們更加關注延長壽命的健康狀態(生命質量)。世界衛生組織(WHO)在1997年發布的《世界健康報告》引言中強調，“單純壽命的增加不是生命質量的提高，健康壽命比壽命更重要”[1]，其后，WHO在同年發布的雅加達宣言中也再次重申了“我們的目標是提高世界人口的健康壽命，縮小國家和地區間的人口健康壽命差距”的全新理念[2]。同時，宣言中也明確了WHO將正式開始啟用健康預期壽命這一指標來取代傳統的平均預期壽命指標，以便能更好地反映各國人口的健康長壽狀態。作為全球最大促進公眾健康和改善公共衛生的國際權威機構，WHO的綱要對全球各國(地區)制定和實施本國(地區)的健康政策具有重要指導作用。為此，各國(地區)應在WHO的指導框架下對老年人口健康水平的演變軌跡做出科學研判，并對其背后蘊藏的政策價值進行深入挖掘。

中共中央、國務院于2016年10月發布了《“健康中國2030”規劃綱要》，明確將“推進健康中國建設”納入國家戰略，并提出“至2030年我國人均預期壽命將達到79.0歲，人均健康預期壽命顯著提高”的遠景目標，這是國家規劃中首次明確將健康預期壽命作為政策指標；習近平總書記在黨的十九大報告中也強調未來老齡工作的目標是“提高老年人生活和生命質量、維護老年人尊嚴和權利”。隨著社會經濟和醫療衛生水平的快速發展，人口的預期壽命不斷延長，極大地推動了中國老齡化的進程，但對中國老年人口健康預期壽命的規模、特征和變動軌跡的精準把握還未達成一致，由此科學預測未來老年人口照料服務需求、合理規劃社會養老服務體系亦存囿限。健康預期壽命核算的是預期壽命中的健康部分，是一個以時間或年數表征的絕對量，而健康預期壽命占比(1)健康預期壽命占預期壽命的比重考慮到了健康預期壽命與預期壽命的相對增長速度。如有時候健康預期壽命和預期壽命均在延長，但健康預期壽命占預期壽命的比重卻在下降，這是因為健康預期壽命增長速度慢于預期壽命，因此只關注健康預期壽命的絕對數字無法綜合地評估老年人的健康壽命。以及結合健康預期壽命和預期壽命構建的“生命質量指數”(生命質量指數=預期壽命/(1-健康預期壽命/預期壽命))(2)生命質量指數的理想狀態是分子越大越好，分母越小越好。分子越大，意味著預期壽命越長；分母越小，意味著健康預期壽命占預期壽命的比例越高。因其測算的是相對值，能同時反映生命長度和生命質量[3]，是健康壽命良好的特征指標。

二、理論與文獻回顧

1.西方理論與研究現狀

健康預期壽命是反映健康長壽的基礎性指標，也是測算生命質量指數的重要組成元素。西方學者對于老年人口健康長壽的關注由來已久，早在1964年桑德斯(Sanders)就提出了“健康預期壽命”(Healthy Life Expectancy)的概念[4]，其定義為“平均預期壽命中處于不同健康狀態下的時間”[5]。健康預期壽命作為健康測量的綜合性指標，是在預期壽命(Life Expectancy)指標的基礎上進一步識別預期壽命的健康部分和非健康部分[6]。從個體角度而言，這是一個能夠很好地綜合測量人群壽命和健康狀況的指標，是衡量和評估生命質量的理想指標。國外有關老年健康預期壽命的研究通常將日常生活自理能力的喪失作為健康預期壽命的判定終點，因此人口學家通常將生活自理能力水平與健康預期壽命結合得到“自理預期壽命”(Disability-Free Life Expectancy，DFLE或者是Active Life Expectancy，ALE)作為評估老年人功能狀況、照料需求和預測醫療保健成本的綜合性指標[7]。健康預期壽命可以基于健康的不同定義或者具體的研究目的選擇不同的定義和指標，基于日常生活自理能力(ADL)評價的健康預期壽命也可被稱作失能(自理)期望壽命。本文采用的是人口學、社會學和老年學普遍使用的健康測量指標——日常生活自理能力指數(ADLs)作為健康評價指標，測算預期壽命中的健康(生活自理)部分。

除此之外，從宏觀社會功能的角度來看，健康預期壽命也有助于預測老年人社會參與和社會融合的變化情況，是社會發展的重要參考指標。與此同時，將健康預期壽命占預期壽命的比重進行比較，可以論證以下三種不同的理論模型，即“殘障壓縮模式”(a compression of morbidity)[8-10]、“殘障擴張模式”(an expansion of morbidity)[11-12]以及“動態均衡模式”(dynamic equilibrium)[13]，分別代表隨著社會經濟發展，老年人口在延長壽命的同時殘障期縮短、擴張和動態發展，這三種模型均已在不同國家和地區得到了驗證。迄今為止，絕大多數的發達國家(地區)和部分發展中國家都已經掌握了本國(地區)的健康預期壽命等基礎數據，這些數據為評估本國(地區)老年人口生命質量等重要健康指標提供了很好的素材，極大地推動了老年健康研究。但中國的健康壽命變化究竟符合哪種模式尚未達成一致結論。

2.國內研究現狀

健康預期壽命的研究始于發達國家，發達國家在這方面的研究比中國要深入、完善，但中國人口學、老年學和公共健康領域的學者也一直致力于推動相關領域的研究。從歷次人口普查的數據分析可知，無論是全人群的預期壽命還是分性別的預期壽命，中國人口壽命的延長取得了矚目的成就，全人群的預期壽命從1981年的67.9歲增長為2010年的74.8歲，其中男性增加了6歲，女性增加了8.1歲(3)數據來源：國家統計局網站，www.stats.gov.cn。但在壽命長度延伸的同時是否保持健康，是比單純的壽命長度增加更有價值的研究議題，因為老年人口健康狀態或生命質量的高低將直接關系到社會醫療衛生服務需求投入和疾病經濟負擔的多寡。為此，我國人口學者自20世紀90年代起開始關注老年人口健康預期壽命理論與方法的研究[14-25]，尤以曾毅等學者在2017年《柳葉刀》上發表的以中國高齡老人為研究對象的健康預期壽命模式研究[26]為重要里程碑。總結而言，相較于歐美發達國家，中國健康預期壽命的研究仍然處于積累階段：第一，研究對象較為集中和單一，主要集中在部分地區和部分人群(如高齡老人)的健康預期壽命測算，目前對于全年齡人口結構、全國分區域的綜合性、系統性的大型研究較為鮮見。第二，研究方法的應用有待改進，健康預期壽命研究中使用最多的是蘇利文(Sullivan)法和多狀態生命表法，但前者由于采用的是單一時點的調查數據，使得數據結果可能存在偏差，而后者可以較好地克服這一缺陷。因此，引入多狀態生命表對老年健康預期壽命和生命質量相關指標進行測算是研究深入的方法需要。第三，研究內容的深度有待拓展，雖然近期也有少數研究利用大型追蹤數據考察老年人不同健康狀態之間的轉移情況，但大多沒有計算帶有控制變量的健康預期壽命，也很少關注到健康預期壽命占預期壽命的比重及其影響因素，相應的政策干預也較為缺乏。因此，我國老年人口健康預期壽命研究尚處于起步階段[27]，對健康預期壽命及以此延伸的生命質量指數等相關課題的研究也還有繼續深入的空間。

三、基于多狀態生命表的相關健康壽命指標測算

1. 數據與方法

采用健康預期壽命占比與生命質量指數作為健康壽命的特征指標，選取的理由如下：第一，健康預期壽命占預期壽命的比重，可以反映老年人在余壽中能夠自理的相對時間長度，因此，健康預期壽命占比越高，反映老年人的健康狀況越好，獨立生活能力越強，對長期照護服務的依賴越小。第二，生命質量指數通過綜合預期壽命和健康預期壽命兩個指標，反映老年人口健康和長壽在質和量兩方面的情況。生命質量指數高則反映了一個群體的“健康長壽”，而非“只長壽不健康”或“只健康不長壽”。因此，上述兩項指標可以作為測算與評估健康壽命的良好特征變量。

(1)數據。本文采用2002—2005年、2005—2008年、2008—2011年、2011—2014年四期“中國老年人健康長壽影響因素調查”(CLHLS)的跟蹤數據作為數據來源。失能是影響老年人健康預期壽命的重要因素，是研究老年人群健康的主要指標之一。因此，老年人的健康狀況采用國內外通行的Karz量表(即ADLs量表)。只要被訪者回答六項基本日常活動中有一項無法獨立完成即被劃為“失能”狀態，失能的狀態界定標準如表1所示。

表1 失能狀態界定標準

(2)方法——轉移概率矩陣。轉移概率矩陣指的是個體從初期狀態轉變成末期狀態的概率，對于追蹤數據，該概率值的計算就是在期間發生狀態轉移的人數與期初的歷險人數之比[28]。本文中的轉移概率包括在期初處于自理狀態，期末分別保持自理狀態、轉變為失能狀態和轉變為死亡狀態；期初為失能狀態，到期末分別保持失能狀態、轉變為自理狀態和轉變為死亡狀態六種情況。因此，本文構建了展示健康狀態的動態轉移過程，即：第0期到第1期，狀態從健康到健康、失能和死亡；從失能到健康、失能和死亡。此外，本文在運用上述方法進行健康預期壽命測算時，運用四期追蹤數據形成四個多狀態生命表，以實現健康預期壽命的跨期比較和趨勢分析。需要說明的是：本文的轉移概率矩陣僅考慮期初與期末兩個時點上的狀態轉換，不考慮這期間發生的狀態轉換。

(3)主要函數。本文在前人研究基礎上[18,29]，構建了以下多狀態生命表結構(見表2)。本文以5歲為一組，共分為八個年齡組，最低年齡組為65—69歲組，100歲以上為開放年齡組，依次測算各年齡組在各期中的轉換概率。通過多狀態生命表的計算，可以得到不同年齡階段的健康預期壽命、預期壽命。將健康狀態預期壽命除以預期壽命得到“健康預期壽命占比”，即為老人余壽中處于健康狀態的相對時間長度；將健康預期壽命占比做一定的形式轉換可以得到“生命質量指數”，即生命質量指數=預期壽命/(1-健康預期壽命占比)。

表2 多狀態生命表結構

(4)主要計算公式。多狀態生命表構建中各變量的計算公式如下：

(1)

(2)

(3)

Lx=(lx+lx-n)×n÷2

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

ex=Tx/lx

(10)

(11)

(12)

2. 健康預期壽命占比與生命質量指數的演變軌跡

(1)分年齡狀況。通過測算CLHLS 2002—2005、2005—2008、2008—2011和2011—2014年各個時期的占比，發現年齡是老年人健康狀況的重要指標，隨著年齡的增長，健康預期壽命的占比呈現下降的趨勢。在中低齡段(65—75歲)健康預期壽命的占比在各個時期均超過80%；而在75歲之后，占比則低于80%。因此，75—79歲可能是老年人由自理轉為失能的重要分界點。在百歲組老人中，即使是在表現最差的2011年，仍然有42.58%的老人生活能夠自理，可能的解釋是：在跨過一定的年齡界限后，失能老人不斷被淘汰，只有健康老人能夠存活至較高年齡組。因此，健康的篩選作用在一定程度上是存在的(見表3)。

表3 健康預期壽命占比及生命質量指數在各期中的年齡分布

數據來源：作者根據CLHLS數據計算而得。

隨著年齡增大，老年人的生命質量指數呈現逐漸下降的趨勢，但相較于低齡組較大的組間差異，年齡別的生命質量差異在85歲組以上波動不大。與健康預期壽命類似，75—79歲依然是老年人生命質量由優轉劣的關鍵年齡段。這表明，在跨越了一定年齡之后，老年人生命質量的下降速度有所放緩并穩定在一個較低水平。CLHLS各個時期數據均表明老年人在進入85歲以后，生命質量將不再呈現較大波動。65—69歲組老年人的生命質量指數始終是所有年齡組中最高的(4)按照喬曉春等學者的定義，將大于等于100定義為高生命質量指數，參見參考文獻[3]。，說明失能和衰弱隨著年齡遞增的趨勢普遍存在。

從相隔兩個調查年份來看，隨著老年人年齡的增加，屬于同一年齡區間健康預期壽命占比的差值，2005—2008年間呈現正向的擴張趨勢、2008—2011年間呈現負向的擴張趨勢、2011—2014年間呈現負向差距減小到正向差距遞增的趨勢；生命質量指數則隨著老年人年齡的增長，在2005—2008、2008—2011、2011—2014年差值都逐漸趨于零(見表4)。由此得出，排除調查數據變動的干擾，中國老年人健康預期壽命占比的總體趨勢是：隨年齡增加先加速下降后降速趨緩進入“平臺調整期”。這表明，中國老年健康預期壽命的演變規律是先以“殘障壓縮模式”為主后以“動態均衡模式”為主，兩種模式并存。這與中國社會經濟各方面存在巨大的差異有關。任何一種單一模式都無法解釋中國這樣一個地域遼闊、社會經濟發展不均衡國家的特殊性，中國老年人的健康模式存在幾種模式在不同階段交替并存的現象，這與張文娟等學者的觀點一致[22]。

表4 相隔調查年份間健康預期壽命占比及生命質量指數的按齡分布

數據來源：作者根據CLHLS數據計算而得。

在此需要說明的一點是，僅從健康預期壽命來看，2005—2008年比2002—2005年略有上升，之后是平穩下降，因此可以解釋為2008年之前健康預期壽命處于平穩狀態，之后由于醫療水平提高延長了不健康壽命，反而呈下降態勢；而針對生命質量指數的變化，在2005—2008年確實是上升的，這是由于預期壽命的延長加上健康預期壽命占比略有增加導致，由于指數構建本身的特點(分母=1-健康預期壽命占比)，因此成倍放大了這種特征。所以部分調查年份(如2005—2008年)出現了異常值(低齡組生命質量指數特別高)。數據變化趨勢雖略微受樣本和調查方式的影響，存在正常波動但總體上在可接受范圍。未來如果可以基于更長期的追蹤數據加之對生命質量指數進一步改造，可以逐漸修勻這個偏差。

(2)分性別狀況。根據以往的研究結論，老年男性的存活時間平均低于女性，女性老年人預期壽命比男性老年人長。但從健康預期壽命的占比來看，男性老年人的表現卻優于女性老年人，男性老年人余壽中相對自理的時期占比較高，生命質量和生活質量高于女性老年人(見表5)。進一步論證了存在女性高齡老人壽命長但健康比同齡男性老人差的“健康—存活悖論”[26]。

表5 健康預期壽命占比及生命質量指數在各期中的性別分布

數據來源：作者根據CLHLS數據計算而得。

但對比四個調查時期可以看出，高齡階段兩性健康預期壽命占比的差異在不同時期呈現出不同規律特征，2002—2005、2008—2011年差異隨著年齡增加而增大，2005—2008、2011—2014年的差異隨著年齡增加先增加后減小，但兩性之間的差值始終大于零。這表明，使用健康預期壽命占比表征的老年人健康狀況，雖不同時期差距略有差異(見表6)，但男性老年人的表現始終優于女性老年人。

男女兩性老年人生命質量指數在各個年齡階段均呈現出相同的模式。女性老年人的健康狀況在老年初期雖然落后于男性老年人，但隨著年齡的增長，兩者的差異逐漸趨小。可能的原因是男性老年人健康惡化(生命質量指數下降)的速度要快于女性老年人，其中的機制需要進一步的分析。總體而言，以健康預期壽命占比表征的不同性別老年人健康狀況差距，隨著其年齡的增大呈現動態變化的趨勢；以生命質量指數表征的不同性別的老年人健康狀況，隨著年齡的增大差異逐漸趨同。從不同時期的變化來看，男性老年人和女性老年人的變化趨勢相同，這與前面沒有區分老年人性別測算和分析的結果一致。即老年人健康狀況總體呈現先進入“殘障壓縮模式”為主后逐漸趨于穩定從而符合“動態均衡模式”為主。

表6 相隔調查年份間健康預期壽命占比及生命質量指數的性別分布

數據來源：作者根據CLHLS數據計算而得。

(3)分城鄉狀況。中國的城鄉二元體制造成的社會經濟發展和醫療衛生條件的差異也反映在老年人的健康狀況上。從健康預期壽命占比的角度來看，除了2011—2014年的65—69歲和70—74歲的老年人外，在其余大部分年齡組中城鎮地區的表現均次于農村，并且隨著老年人口年齡的增加，這種差異還有增大的趨勢(見表7)。然而國家在城鎮地區投入了大量的醫療資源，但這種資源配比是否過度，值得引起相關政策制定者的反思。一方面，公共衛生資源在城鄉之間的不均衡發展使得城鎮老人享受到了便捷的醫療資源，但同時也延長了醫學上無效治療的時間，部分老年人特別是臨終的高齡老人“被”救活下來，但實際增加的是“帶殘存活”的生命。另一方面，農村地區的老年人口更多的是經自然篩選(外在醫療干預少)的機制，其健康預期壽命占比通常反映的是“真實”的健康水平。

在生命質量指數方面，與健康預期壽命占比的總體趨勢相似，農村老年人在各個年齡段的表現大體上均優于城鎮，在高齡階段的優勢尤甚。可能的原因是：農村老年人口除了繼續保持其在“健康”(健康預期壽命占比)方面的優勢之外，還加持了其在“長壽”(預期壽命)方面的優勢，這兩個方面同步優異的表現使得農村老年人口的生命質量指數在更大程度上領先于城鎮老人，城鄉間生命質量指數的差異甚至大于健康預期壽命占比的差異。

具體分時期來看，隨著年齡的增加城鎮老年人中屬于同一年齡區間健康預期壽命占比的差值，在2005—2008年間呈現正向差距增大后又減小的趨勢，2008—2011年間呈現負向差距先增大后適度減小的趨勢，2011—2014年間呈現正向差距增加后又有所減緩的趨勢。這表明，2008—2011年，以健康預期壽命占比來測度的城鎮老年人健康狀況有所惡化，且隨著老年人年齡的增大，情況先惡化然后適度改善；在農村老年人的健康預期壽命占比方面，2005—2008年間呈現正向差距增大的趨勢，2008—2011年間呈現負向差距增大的趨勢，2011—2014年間呈現負向差距逐漸縮小后正向差距增加，最后差距在100+歲趨于零。生命質量指數的變化情況與健康預期壽命占比的變化趨勢基本一致(見表8)。因而，結合健康預期壽命占比和生命質量指數來看，中國老年人健康狀況總體呈現先進入“殘障壓縮模式”為主后逐漸趨于穩定從而符合“動態均衡模式”為主。這與前述分年齡、分性別的中國老年人健康模式呈現的變化特征保持了總體一致。

表7 健康預期壽命占比及生命質量指數在各期中的城鄉分布

數據來源：作者根據CLHLS數據計算而得。

表8 相隔調查年份間健康預期壽命占比及生命質量指數的城鄉分布

數據來源：作者根據CLHLS數據計算而得。

四、老年人健康壽命影響因素的回歸分析

1. 變量設定

基于CLHLS 2005年(5)選取2005年而非2002年的數據來分析老年人健康壽命的影響因素，原因在于CLHLS從2005年之后的數據才提供了權重，而在回歸分析中加入權重可以有效減弱調查中對女性、農村以及高齡樣本超比例抽樣帶來的數據干擾。、2014年兩期截面數據，此部分將重點分析老年人健康壽命的影響因素及其在不同時期內的變化。其中，2005年樣本量為15638個，2014年樣本量為7192個(6)CLHLS調查手冊顯示，2005年的跟蹤調查對死亡、失訪的老年人按照同性別和年齡的原則就近進行樣本替補；2014年的數據，除去長壽地區外的其余調查點，沒有對丟失的樣本進行增補，特此說明。，選取變量來自個體和社區兩個層面的調查問卷。

(1)被解釋變量。本文被解釋變量為老年人生命質量指數，在穩健性檢驗部分，將使用健康預期壽命占比進行替換。

(2)解釋變量。根據社會-心理-生物醫學模式，將影響老年人健康狀況的個人層面因素大致分為自然屬性、社會屬性、個人特征三大類。自然屬性方面，選取性別及居住地兩個變量(7)個體民族的差異性可能也是影響老年人生命質量的自然屬性因素之一，但因為CLHLS 2014數據中有關民族的變量缺失值比較多，故本文未考慮民族因素，特此說明。，其中，男性=0，女性=1；農村=0，城鎮=1。社會屬性方面，選取個人的居住方式、受教育程度、生活來源、醫療保險、婚姻狀況變量。居住方式中，與家人一同居住=0，獨居=1，居住在養老院=2；受教育程度中，小學以下=0，小學及以上=1；生活來源方面，選取家庭年收入并取對數值(8)2005年和2014年數據中，部分樣本年收入為0，為避免這些樣本的年收入在取對數過程中出現缺失值，故采取+1再取對數處理。；醫療保險方面，對于擁有商業養老保險、公費醫療、城鎮職工醫療保險、城鎮居民醫療保險、新型農村合作醫療保險、商業醫療保險其中任何一項，定義為1，反之，若5項保險均沒有，定義為0；婚姻狀況方面，已婚且與配偶住在一起或已婚但不與配偶住在一起=0，離婚、喪偶、未結婚=1。個人特征方面，選取生活方式、患病情況和心理健康指標。生活方式方面，首先，吸煙、喝酒、鍛煉身體等方面，回答是=1，不是=0；其次，參加各種活動方面，回答幾乎每天、不是每天，但每周至少一次、不是每周，但每月至少一次、不是每月，但有時四項中的任何一項，則定義為1，回答不參加，則定義為0。患病情況方面，問卷中分別對24類慢性病進行統計，結果顯示，2005年患病排名前三位的分別為關節炎、高血壓和白內障，2014年患病排名前三位的分別為高血壓、心臟病和白內障，本文分別對是否患排名前三的疾病設置虛擬變量，有=1，沒有=0。此外，患重病方面，回答0次=0，其他=1。心理健康方面，針對消極心理(抑郁或難過)，回答不是為基準組，回答說不清楚、是為對照組。

社區層面因素，選取問卷中社區是否提供生活照料服務以及醫療服務兩個問題，回答無=0，有=1。區域宏觀層面變量，2005年數據中選取每萬人平均擁有的醫務人員數，2014年數據則選取2011年所在地級市(或直轄市)的醫生數，并取對數處理。

2. 模型結果分析

(1)變量描述統計分析。表9顯示，從2005年到2014年，老年人生命質量指數的平均值從55.14下降到43.78，健康預期壽命占比的平均值從0.72下降到0.68，這表明9年間老年人的健康呈現惡化趨勢，隨著年齡上升，老年人變得越來越“不健康”。解釋變量中，從2005年到2014年，城鄉、不同性別的老年人比重基本保持不變。醫療保險方面，擁有醫療保險的老年人比重從29.1%上升到88.8%；個人特征方面，吸煙、飲酒、參加體育鍛煉的老年人比重均在下降，參加各種活動的老年人比例則基本保持不變，這表明，老年人雖然更加重視良好的生活習慣，但參加體育鍛煉和各種活動的積極性卻依然不高，這可能與老年人的年齡有關，身體狀況的惡化導致老年人參加活動越來越受到限制。慢性病方面，2005年，19.2%的老年人患關節炎，19.1%患高血壓，12.8%患白內障；2014年33.9%患高血壓，13.6%患心臟病，12.9%患白內障。這表明，老年人患慢性病種類發生了變化，患高血壓的老年人比例上升較快。社區因素方面，生活照料服務比重略微上升，從4.5%上升到5.2%；醫療服務比重明顯上升，從11.4%上升到34.8%，社區醫療條件得到明顯改善。地區公共服務因素方面，所在地醫生的對數平均值從7.60上升至9.32。

表9 變量描述統計結果

注：2005年“所在地醫生數”樣本量為9246，2014年老年人“受教育程度”樣本量為5533，這將導致回歸時大量樣本被刪掉。但考慮到區域公共服務因素，特別是老年人的受教育程度是影響老年人健康的重要因素，所以回歸方程仍然保留這兩個變量，特此說明。

(2)回歸結果。表10是對老年人生命質量指數影響因素OLS的回歸結果，其中，(1)—(4)列為2005年回歸結果，(5)—(8)列為2014年回歸結果；(1)、(2)、(5)和(6)列包含老年人自然屬性、社會屬性、個人特征變量，(3)、(4)、(7)和(8)列加入社區因素和地區公共服務變量。

表10 生命質量指數回歸結果

注：1.本文使用OLS進行估計，因受篇幅限制，穩健標準誤以及其余的統計量未顯示在本表中；2.***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1；3.括號內為參照組；4.回歸中均加入了調查所提供的權重。

2005年樣本中(1)—(4)的回歸結果顯示，自然屬性方面，無論是城鎮樣本還是農村樣本，男性老年人的生命質量指數顯著高于女性老年人，城鎮樣本中兩性生命質量指數的差異更大。社會屬性方面，無論是在城鎮還是農村，獨居老年人、住在養老院的老年人生命質量指數顯著高于與家人同住的老年人；擁有小學及以上學歷、有配偶的老年人生命質量指數顯著高于基準組老年人；擁有醫療保險的農村老年人生命質量指數顯著低于沒有醫療保險的老年人，這一指標在城鎮樣本中不存在顯著差異；年收入變量在農村和城鎮樣本中均不顯著。個人特征方面，城鎮吸煙的老年人生命質量指數顯著高于沒有吸煙的老年人，飲酒、體育鍛煉和參加各種活動變量在城鎮和農村中均不顯著，可能是因為吸煙的老年人本身健康狀況就相對良好，擁有不良習慣的老年人由于自然篩選過程，極有可能并未存活下來，這其中存在反向選擇機制；心理因素方面，說不清楚自己最近心理狀態的老年人生命質量指數顯著低于沒有消極心理感受的老年人；患病情況方面，患白內障的老年人生命質量指數顯著低于沒有患該病的老年人，患關節炎的城鎮老年人生命質量指數顯著高于沒有患該病的城鎮老年人，患高血壓變量則在城鄉樣本中均不顯著；患重病的農村老年人生命質量指數顯著低于沒有患重病的農村老年人。社區因素方面，(3)和(4)回歸結果顯示，農村樣本中擁有醫療服務的社區老年人生命質量指數高于沒有醫療服務的社區，提供生活照料服務社區老年人生命質量指數低于沒有生活照料服務的社區，但這兩個變量均不顯著；城鎮樣本中，擁有醫療服務社區老年人的生命質量指數顯著低于沒有醫療服務的社區，可能原因在于醫療服務的普及雖然在一定程度上給老年人提供了醫療支持，但并不必然顯著地提升其生命質量。而在農村老年人中，這兩項服務本身的覆蓋率就比較低，所以對老年人健康的促進作用不明顯。地區公共服務因素方面，城鎮和農村的樣本均不顯著。

2014年樣本中(5)—(8)的回歸結果顯示，自然屬性方面，在加入社區和地區因素后，農村樣本中性別變量的回歸系數為負，但不再顯著；城鎮女性老年人生命質量指數顯著高于城鎮男性。社會屬性方面，居住在養老院的農村老年人生命質量指數顯著低于與家人同住的老年人，獨居的農村老年人生命質量指數不顯著，居住方式這一變量在城鎮樣本中均不顯著；小學及以上學歷、擁有醫療保險、有配偶的城鎮/農村老年人生命質量指數顯著高于基準組老年人，這表明，社會保險等保障和福利可以提高老年人口的生命質量；在其他變量不變的情況下，農村老年人年收入每提高1%，其生命質量指數平均會提高0.875，收入變量在城鎮樣本中系數為負，但不顯著，可能的原因是城鎮高收入的老年人雖然更多地使用現代醫療技術延長自己的生命長度，但并不必然顯著提升其生命質量，而在農村老年人中，因為收入本身可能比較低，收入對其生命質量的改善非常敏感。從2005年到2014年，收入這一變量對于農村老年人生命質量的改善作用開始凸顯。個人特征方面，與2005年的回歸結果相比，吸煙變量在農村樣本中開始顯著為正，在城鎮樣本中仍顯著；飲酒變量在城/鄉樣本中仍不顯著，飲酒不是影響城/鄉老年人生命質量指數的顯著因素；參加體育鍛煉變量在城鎮樣本中開始顯著為正，在農村樣本中仍不顯著；參加各種活動變量在城/鄉樣本中均開始顯著為正，這有可能與老年人意識的提升以及社區公共活動供給的增加有關。心理因素方面，說不清楚自己最近心理狀態的城鎮/農村老年人的生命質量指數顯著低于沒有消極心理感受的老年人，有消極感受的農村老年人生命質量指數顯著低于沒有這一感受的老年人，這表明，農村老年人更容易陷入消極情緒中，他們應當得到更多的關注；患病情況方面，患高血壓的城鎮老年人生命質量指數顯著高于沒有患該病的老年人，白內障和心臟病這兩個變量則不顯著，描述性統計結果顯示，2005年到2014年，患高血壓的老年人比重從19.5%上升到33.9%，患高血壓在老年人群中變得越來越普遍，亟須高度重視；患重病變量則在城鄉樣本中均不顯著。社區因素方面，農村樣本中，提供生活照料服務的社區老年人生命質量指數比沒有的老年人低5.726，醫療服務因素則不顯著；城市樣本中這兩個因素剛好相反，提供醫療服務的社區老年人生命質量指數比沒有的老年人低3.066，生活照料服務因素則不顯著，城鎮中醫療服務的提供救治了一部分重病(健康狀況很差)的老年人，使他們帶病存活下來；這些老年人若沒有接受醫療服務的救治，有很大的可能性會因病去世，故而在有醫療服務的社區其老年人生命質量指數顯著低于沒有提供醫療服務社區的老年人。地區公共服務因素方面，與2005年的回歸結果相比，所在地醫生數對數值變量在城鎮樣本中回歸系數為負，仍不顯著；農村樣本中，該變量回歸系數從正(不顯著)變為顯著為負，在其他變量不變的情況下，農村當地醫生數量每增加1%，老年人的生命質量指數平均會下降2.796。這表明，一方面，醫療衛生水平的提高對老年人健康的影響可能不是單純的線性關系，二者呈現倒“U”型，尤其是農村地區，醫療水平的提高促使老年人的健康狀況得到改善，但超出某范圍后，可能存在過度醫療的情況，使得部分老年人特別是臨終的高齡老人“被”救活但實際增加的是“帶殘存活”的生命，故而醫療水平的提高與老年人的生命質量指數呈負相關；另一方面，農村老年人生命質量指數對當地醫生數量變化的敏感程度要高于城鎮老年人，這可能與城鄉間醫療資源配置的不均衡有關。總之，相比于2005年，當地醫療資源成為影響農村老年人生命質量指數的影響因素之一。

(3)穩健性檢驗。穩健性檢驗使用健康預期壽命占比來替換被解釋變量。表11中大部分變量的回歸結果與表10分析一致，略有不同的是，2005年飲酒的農村老年人健康預期壽命占比顯著低于不飲酒的農村老年人，患重病住院的農村老年人健康預期壽命占比顯著高于沒有患病的農村老年人，2014年患心臟病的城鎮老年人中的健康預期壽命占比顯著高于沒有患心臟病的老年人，醫療服務這一因素與老年人健康預期壽命占比呈現顯著負相關。穩健性檢驗結果顯示，老年人性別、受教育程度、收入、個人生活方式、心理狀況、罹患慢性病狀況等因素是影響老年人健康壽命的主要因素，解釋結果具有一致性和穩定性。

五、結論與討論

改革開放以來，我國衛生健康事業取得了長足發展，人均預期壽命有望于2030年達到目標值79歲。但在健康領域的研究中，學者們更為關注健康的預期壽命。因此，本文利用全國大型老年專項調查數據，采用多狀態生命表，較為系統地分析了中國老年人的健康壽命在過去十余年期間的演變軌跡，得出以下四點重要發現。

第一，中國老年人健康壽命的演變軌跡呈現如下具體特征：首先，總體而言，中國老年人生命質量和健康預期壽命的演變規律均呈現為先以“殘障壓縮模式”為主后以“動態均衡模式”為主，兩種模式并存，并非某一種單一模式可以統一概述，分性別分城鄉的變動軌跡依然呈現類似規律；其次，在生命質量指數的年齡差異方面，隨著年齡增大，老年人口的生命質量逐漸呈現下降的趨勢，但相較于低齡組較大的組間差異，年齡別的生命質量差異在85歲組以上幾乎變動不大，75—79歲依然是老年人口生命質量由優轉次的關鍵年齡段；再次，在生命質量指數的性別差異方面，女性老年人的健康狀況在老年初期雖然落后于男性老年人，但隨著年齡的增長，兩者的差異逐漸縮小，“健康—存活悖論”依然存在；最后，在生命質量指數的城鄉差異方面，農村地區老年人在各個年齡段上的表現總體均優于城鎮，呈現“城鄉倒置”的現象，在高齡階段的優勢尤甚。這提示我們：醫療條件和技術的進步可以延長生命，推遲死亡，但并不必然帶來生命質量的提升。城市地區發達的醫療技術水平也可能同時帶來過度醫療現象，并可能招致所謂的“勝利的失敗”或“勝利的成本”等倫理詬病，這是中國在實施“健康中國”戰略中需要著力統籌的難點。

表11 健康預期壽命占比回歸結果

1.注：本文使用OLS進行估計，因受篇幅限制，穩健標準誤以及其余的統計量未顯示在表格中；2.***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1；3.括號內為參照組；4.回歸中均加入了調查所提供的權重。

第二，健康的生活方式對于延長健康壽命有積極的作用。在老人低齡健康階段，政府就應通過引導民眾建立全生命周期健康管理的理念，加強社區早期健康服務的干預與介入，幫助老年人形成有利于健康的生活方式和有效預防的主動觀念。發達國家在此積累了大量成功的經驗，如日本在社區興建大量廉價甚至免費的老年運動設施和場地，鼓勵老年人積極參與體育鍛煉；再如丹麥政府的一項獨特性制度“預防性家訪”[30]，只要老人進入65歲，社區醫生就會主動上門為老人檢查身體并提出各類與健康知識、合理膳食、控煙、健身和心理健康方面相關的建議。正是由于這些“預防為主”的理念深入人心，使得老人們能夠盡量推遲甚至避免使用長期照護服務從而實現健康長壽的目標，這對于正在逐漸步入高齡社會的中國具有積極的借鑒意義。

第三，收入保障對于農村地區的老年人而言仍然是其提高健康壽命的重要因素。較高的收入水平可以增強老年人健康醫療服務的購買和使用能力，從而增加及早篩查、及時診治等的機會。農村地區醫療不足的現象大多是因為老年人及家庭對醫療服務的支付能力受限，老年貧困問題多由健康原因引發。為此，建議把老年人的基本日常生活自理能力(ADL/IADL)/認知能力(MMSE)等老年人健康狀況和家庭照護能力的評估(家庭支持能力)納入扶貧對象的識別中來，充分考慮家中有失能/失智老人的家庭照顧供需狀況，防止出現“因病致貧”和“因病返貧”的現象。

第四，提供醫療服務的社區老年人生命質量指數顯著低于沒有提供服務的社區老年人。應避免過度醫療的不匹配現象，即臨終的高齡老人“被”救活但實際增加的是“帶殘存活”的生命，這并非真正有質量的生命，本文得出的健康壽命在城鄉呈現倒置現象也佐證了這一觀點。無論是臨終關懷的醫療資源分配、服務隊伍建設，還是政府部門的政策指導，又或是人們關于生死觀的認識，中國目前仍舊還有很長一段路。所以，應從全生命周期視角培育正確的死亡觀，大力發展舒緩安寧療法，實現老年人的“尊嚴死”。盡快將人們過度關注生命長度轉為關注生命質量，這既是對有限醫療資源的最優配置，也是回歸生命既有的本意。

本文的研究不足有以下三點：①考慮到CLHLS追蹤數據在不同調查年份選取樣本自身的特征，生命質量指數對本數據庫的廣泛適用性尚需深入論證；②本文只探討了健康長壽的演變軌跡，尚未就老年人口健康長壽背后的規律與機制進行深入挖掘；③本文實證部分的影響因素研究僅限于相關分析，未考慮變量間存在的內生性問題，因果識別與機制檢驗將會是下一步的研究方向。