認(rèn)知狀況對高齡老年人生活自理能力影響的多水平分析*

董惠玲 杜恩情 吳炳義△ 武繼磊 喬曉春

【提 要】 目的 本研究致力于分析認(rèn)知狀況對高齡老年人生活自理能力動(dòng)態(tài)變化的多層面影響效應(yīng)。方法 基于CLHLS 2008、2011和2014年3期縱向追蹤調(diào)查，以80歲及以上高齡老年人為目標(biāo)人群，將時(shí)間變量納入層一，認(rèn)知狀況納入層二，通過構(gòu)建兩水平模型，分析認(rèn)知狀況對生活自理能力影響的多層效應(yīng)。結(jié)果 在零模型，組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC為0.1684，代表組間異質(zhì)性的u0有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異(P<0.001)；在隨機(jī)系數(shù)回歸模型，時(shí)間、年齡、城鄉(xiāng)和經(jīng)濟(jì)自評對高齡老年人生活自理能力均有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異(P<0.001)，其中，時(shí)間呈顯著的負(fù)向影響，模型系數(shù)為-0.379。加入認(rèn)知狀況后，模型的解釋力度由30.2%提高至38.72%，認(rèn)知狀況對高齡老年人生活自理能力呈顯著的正向影響(P<0.001)，模型系數(shù)為0.121；在完整模型，認(rèn)知狀況和時(shí)間的相互效應(yīng)對高齡老年人生活自理能力有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異，模型系數(shù)為0.119，模型的解釋力度提高至45.11%。結(jié)論 時(shí)間效應(yīng)和認(rèn)知障礙對高齡老年人生活自理能力均具有負(fù)向影響，良好的認(rèn)知狀況對高齡老年人生活自理能力的時(shí)間變動(dòng)效應(yīng)具有正向調(diào)節(jié)作用。

日常生活自理能力(activities of daily living，ADL)是評價(jià)老年人口健康狀況及生活質(zhì)量的一個(gè)重要指標(biāo)，生活自理能力的喪失是老年人最主要的健康問題[1]。從現(xiàn)實(shí)性上看，影響高齡老年人ADL的因素結(jié)構(gòu)是多層次的，既有時(shí)代性又有個(gè)體性。在時(shí)代性方面，時(shí)間是預(yù)測ADL損傷的顯著性因子，老年人ADL殘障狀況隨時(shí)間效應(yīng)的改變而變化[2]。這里的時(shí)間實(shí)質(zhì)上反映調(diào)查年份的時(shí)期效應(yīng)，指高齡老年人在多次調(diào)查中受社會(huì)生活環(huán)境不斷變化的影響。在個(gè)體方面，年齡、城鄉(xiāng)、個(gè)人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況、婚姻狀況、慢性疾病和認(rèn)知狀況等都會(huì)影響老年人的生活自理能力[3-5]。其中，認(rèn)知功能是非常重要的維度[6-7]。認(rèn)知功能下降被認(rèn)為是衰老的表現(xiàn)之一。如果認(rèn)知功能損害嚴(yán)重，日常生活自理和照料便無法實(shí)現(xiàn)。隨著人口老齡化的加深和人口健康轉(zhuǎn)型，高齡老年人是健康工作的重點(diǎn)人群，如何保持完整的認(rèn)知系統(tǒng)已引起學(xué)界越來越多的關(guān)注。

認(rèn)知功能異常是影響老年人生活自理能力的重要預(yù)測因素，國內(nèi)外不少研究也有類似的結(jié)論[8-9]。研究表明[10]，由于認(rèn)知障礙導(dǎo)致的行為改變，可能通過營養(yǎng)狀況和身體活動(dòng)受損而導(dǎo)致自理能力衰弱，影響老年人的生活質(zhì)量。認(rèn)知損傷對高齡老年人ADL的作用甚至比慢性軀體疾病更強(qiáng)，認(rèn)知障礙已逐步替代慢性軀體疾病成為影響老年人ADL最重要的因素。但需要注意的是，上述研究所探討的認(rèn)知障礙對老年人生活自理能力的負(fù)向影響，混雜著年齡效應(yīng)。即高齡老年人生活自理能力的逐漸下降不一定單純是由認(rèn)知障礙直接導(dǎo)致的，很可能是由于年齡增長所帶來的，目前研究對此并未進(jìn)行深入剖析。對于此問題，基于隊(duì)列數(shù)據(jù)的兩水平趨勢研究具有明顯優(yōu)勢，可以有效分析年齡效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)及其影響程度。

研究方法

1.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于“中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查”(CLHLS)。該調(diào)查采用非等比例抽樣方法。樣本選取的基本思路是入戶訪問調(diào)查的 80～89歲及90～99歲老人與百歲老人被訪人數(shù)分別大致相同。關(guān)于 CLHLS 的詳細(xì)調(diào)查設(shè)計(jì)和樣本抽取參見 Zeng 和Vaupel[11]。本文所使用的是2008-2014年3次縱向數(shù)據(jù)，基線調(diào)查于2008年進(jìn)行，2011年和2014年進(jìn)行隨后的追蹤調(diào)查。基線調(diào)查涵蓋80歲以上的高齡老年人共12277人。本文根據(jù)每位高齡老年人的ID號，找出了全程參與3次縱向調(diào)查的老年人，最終確定有效樣本共2432位。具體的樣本分布如表1。

表1 本研究中3次老年人健康長壽調(diào)查有效樣本數(shù)

2.變量整理

(1)因變量

在CLHLS調(diào)查問卷中，ADL包括6項(xiàng)活動(dòng)：吃飯、穿衣、室內(nèi)活動(dòng)、上廁所、洗澡和控制大小便。上述問題均采用3級測量：“自己能夠獨(dú)立完成”計(jì)2分；“需要幫助”計(jì)1分；“根本無法完成”計(jì)0分。將量表中的各項(xiàng)活動(dòng)得分相加，即為老年人的ADL得分，取值范圍為0～12分，分?jǐn)?shù)越高，代表老年人生活自理能力越好[12]。

(2)層一變量

時(shí)間是線性變量，對于“測量時(shí)間”變量，線性編碼是1、2、3，分別代表2008年、2011年和2014年，此值每增加一個(gè)單位，相當(dāng)于增加了兩年的觀測時(shí)間。本研究對時(shí)間變量做了組中心化處理。值得注意的是，本文使用的中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查只有三次追蹤數(shù)據(jù)，因此，我們只能假設(shè)ADL個(gè)體變化呈線性增長。原因是在線性增長模型中，考察變化只有兩個(gè)參數(shù)，即截距和斜率[13]。

(3)層二變量

基于國際上通用的簡易精神狀況檢查法(MMSE)量表，CLHLS調(diào)查問卷中根據(jù)中國的文化傳統(tǒng)加以適當(dāng)修改，力求簡單、易懂。最終采用的MMSE量表總分為30分，涵蓋了定位能力、注意力、計(jì)算能力、回憶能力和語言能力等5個(gè)方面認(rèn)知功能。修改后的量表共24個(gè)問題，但總分還是30分，得分越高，意味著認(rèn)知能力越好。修改后的MMSE量表在2008、2011和2014年的Cronbach′s Alpha分別為0.986、0.997和0.970，KMO和 Bartlett′s 檢驗(yàn)分別為0.971、0.984和0.950。此外，在該量表24個(gè)問題中，每項(xiàng)問題包含以下4種選項(xiàng)：正確、錯(cuò)誤、無法回答和缺失。參考以往文獻(xiàn)對于“無法回答”選項(xiàng)的幾種處理方式，本研究將該選項(xiàng)作為隨機(jī)缺失，其缺失率均在2%以下。鑒于分層模型對層二變量不能識(shí)別缺失值，本文采用EM法填充缺失值。

表2 變量界定及分布狀況

3.研究方法

前述文獻(xiàn)回顧表明，老年人生活自理能力受到多種因素的綜合影響，因此，本文建立了兩水平模型來分析中國高齡老年人生活自理能力影響因素的層次結(jié)構(gòu)，有效連接組內(nèi)數(shù)據(jù)和組間數(shù)據(jù)。兩個(gè)數(shù)據(jù)層分別是第一層的各個(gè)時(shí)期高齡老年人ADL的觀測結(jié)果和第二層的被觀察個(gè)體特征。兩層模型的基本表述如下：

第一層(個(gè)體層次模型)：Yji=β0i+β1iTime+rji

第二層(截距模型)：β0i=r00+r01w1i+μ0i

斜率模型：β1i=r10+r11w1i+μ1i

最后，本文將采用HLM6.08軟件做統(tǒng)計(jì)分析，并使用excel做圖表處理。

研究結(jié)果

1.描述性及相關(guān)分析

基線調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，高齡老年人的平均年齡為91.13歲，52.5%老年人居住在農(nóng)村，47.5%老年人居住在城市。80%以上的老年人經(jīng)濟(jì)狀況自評較好，70%以上的老年人處于獨(dú)居狀態(tài)。認(rèn)知狀況的平均得分為19.87分，ADL的平均得分為10.06分。整體看，高齡老年人認(rèn)知狀況一般，生活自理狀況相對較好。

通過相關(guān)分析顯示，因變量ADL與各自變量之間均具有顯著的相關(guān)性，其中，ADL與時(shí)間、年齡和居住地呈顯著的負(fù)相關(guān)。層一變量時(shí)間與婚姻狀況、認(rèn)知狀況和ADL呈顯著的負(fù)相關(guān)。層二變量認(rèn)知狀況同樣與其他變量呈顯著的相關(guān)性，其中與時(shí)間和年齡呈顯著的負(fù)相關(guān)。此外，婚姻狀況與年齡和居住地?zé)o顯著相關(guān)。具體結(jié)果見表3。

表3 各變量相關(guān)分析結(jié)果

2.分層模型構(gòu)建

(1)零模型(null model)

零模型是HLM模型分析的第一步，模型中沒有加入任何自變量。它的作用在于考察因變量是否存在顯著的層間差異，是否有必要進(jìn)行分層分析。

Level 1：ADL=βoj+εijεij～N(0，σ2)

Level 2：βoj=r00+μ0j

表4 零模型檢驗(yàn)結(jié)果

從統(tǒng)計(jì)分析中發(fā)現(xiàn)，零模型估計(jì)出來的固定效應(yīng)r00的系數(shù)為10.2049，而隨機(jī)效應(yīng)μ0的方差成分為0.47041，計(jì)算組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC=u0/(u0+ε0)=0.47/(0.47+2.32)=0.1684。也就是說在結(jié)局測量中約16.8%的總變異是由高齡老人之間的差異引起的。此外，代表組間異質(zhì)性的u0有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異(P<0.001)，即可判斷數(shù)據(jù)具有層級結(jié)構(gòu)，該數(shù)據(jù)需用多層模型進(jìn)行分析。

(2)隨機(jī)系數(shù)回歸模型(random coefficients regression model)

隨機(jī)系數(shù)回歸模型用于對層一內(nèi)的發(fā)展變量進(jìn)行單因素協(xié)方差檢驗(yàn)，檢驗(yàn)層一的發(fā)展變量與被解釋變量之間是否存在個(gè)體內(nèi)差異，并對是否需要進(jìn)一步引入第二層解釋變量做出決定。本文除了考慮隨時(shí)間變化的預(yù)測變量對老年人生活自理能力的影響，還加入了年齡、婚姻狀況、居住地以及經(jīng)濟(jì)自評這四個(gè)自變量作為控制變量，原因是這些變量均是隨時(shí)間變化的發(fā)展變量。

Level 1：ADL=βo+β1(時(shí)間)+β2(年齡)+β3(城鄉(xiāng))+β4(經(jīng)濟(jì))+β5(婚姻)+ε

Level 2：β0=r00+μ0

β1=r10+μ0

β2=r20+μ0

β3=r30

β4=r40

β5=r50

(3)將均值作為結(jié)果的回歸模型(regression model with means-as-outcomes)

以均值為結(jié)果的回歸模型用于對層二變量進(jìn)行單因素檢驗(yàn)和初步篩選。以考察個(gè)人認(rèn)知狀況與高齡老年人生活自理能力的關(guān)系，探討是否具有顯著差異。由于婚姻狀況在隨機(jī)系數(shù)回歸模型中并無顯著性，因此給予刪除，并未進(jìn)入此模型。

Level 1：ADL=βo+β1(年齡)+β2(城鄉(xiāng))+β3(經(jīng)濟(jì))+ε

Level 2：β0=r00+r01(認(rèn)知)+μ0，

β1=r10+μ0

β2=r20

β3=r30

(4)將截距和斜率作為結(jié)果的回歸模型(regression model with intercepts and slopes-as-outcomes)

將層一變量和層二變量同時(shí)納入多層模型中構(gòu)建完整模型。該模型的目的在于考察層一和層二變量對因變量ADL綜合影響的顯著程度。根據(jù)上述兩個(gè)模型的結(jié)果，篩選掉層一發(fā)展變量和層二個(gè)體特征變量中顯著不相關(guān)的變量，保留顯著相關(guān)和影響較大的變量，將其納入完整的多層模型進(jìn)行擬合。

Level 1：ADL=βo+β1(時(shí)間)+β2(年齡)+β3(城鄉(xiāng))+β4(經(jīng)濟(jì))+ε

Level 2：β0=r00+r01(認(rèn)知)+μ0

β1=r10+r11(認(rèn)知)+μ0

β2=r20+μ0

β3=r30+μ0

β4=r40

完整模型：ADL=r00+r01(認(rèn)知)+r10(時(shí)間)+r11(認(rèn)知)(時(shí)間)+r20(年齡)+r30(城鄉(xiāng))+r40(經(jīng)濟(jì))+μ0+μ1(時(shí)間)+μ2(年齡)+ε

結(jié)果顯示，在隨機(jī)系數(shù)回歸模型中，將隨時(shí)間變化的發(fā)展變量加入層一后，自變量對高齡老年人生活自理能力具有較大程度的解釋力。與零模型相比，層一的方差減小0.142，且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異(P<0.001)。殘差方差改善比例=(0.470-0.328)/0.470=0.3020，改善比例適中。在控制了其他變量后，時(shí)間、年齡、城鄉(xiāng)和經(jīng)濟(jì)自評對高齡老年人生活自理能力影響均有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異(P<0.001)。具體來看，時(shí)間對高齡老年人生活自理能力的影響是顯著的負(fù)向影響，模型系數(shù)為-0.379。即在控制了其他變量時(shí)，隨著時(shí)間的增加，老年人生活自理能力變好的概率會(huì)逐漸降低。

年齡對高齡老年人的生活自理能力同樣具有顯著的負(fù)向影響，即隨著年齡的增加，老年人的生活自理能力在不斷下降，模型系數(shù)為-0.168。城鄉(xiāng)對高齡老人生活自理能力呈顯著的負(fù)向影響，說明農(nóng)村高齡老人的生活自理能力比城鎮(zhèn)高0.172倍。經(jīng)濟(jì)狀況自評呈顯著的正向影響，即經(jīng)濟(jì)狀況自評為“無困難”的高齡老人比“有困難”的老人高0.112倍。但是，婚姻狀況對高齡老年人生活自理能力的差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)，予以刪除。

將均值作為結(jié)果的回歸模型系數(shù)顯示，加入認(rèn)知狀況后，模型的方差進(jìn)一步減小，解釋力度由30.2%提高至38.72%。年齡、城鄉(xiāng)和經(jīng)濟(jì)自評作為控制變量在模型中依然具有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。認(rèn)知狀況對高齡老年人生活自理能力呈顯著的正向影響，模型系數(shù)為0.121，表明認(rèn)知狀況越好的老年人，其生活自理能力也越好，認(rèn)知障礙程度越重，其生活自理能力也越差。

在完整模型中，認(rèn)知狀況和時(shí)間的相互效應(yīng)對高齡老年人生活自理能力有顯著影響，模型系數(shù)為0.119，模型的解釋力度由38.72%提高至45.11%。也就是說，良好的認(rèn)知狀況對老年人生活自理能力的時(shí)間變動(dòng)效應(yīng)有正向調(diào)節(jié)作用。與認(rèn)知障礙者相比，認(rèn)知能力越好的高齡老年人，其生活自理能力隨時(shí)間推移下降速度更慢。

此外，完整模型的隨機(jī)效應(yīng)方差由零模型的0.470減少為0.258，方差削減比例為45.11%，但是完整模型的方差成分在統(tǒng)計(jì)上仍達(dá)到顯著水平，這表明還有許多未考慮到的個(gè)體特征層面和個(gè)體內(nèi)受時(shí)間影響的解釋變量在高齡老年人生活自理能力方面發(fā)揮重要作用，具體結(jié)果見表5。

表5 分層模型分析結(jié)果匯總

討 論

本研究結(jié)果顯示，年齡對高齡老年人生活自理能力呈顯著的負(fù)向效應(yīng)，隨著年齡的增長，老年人生活自理能力的受限率增高。眾多研究也證明了這一觀點(diǎn)，如姜向群等[14]和徐小青等[15]對我國老年人日常生活能力的研究顯示，高齡是日常生活自理能力受損的重要指標(biāo)，Palacios Cena D等學(xué)者也認(rèn)為高齡老年人受損更嚴(yán)重[16]。造成這種現(xiàn)象的原因主要是步入高齡的老年人，患各種疾病的機(jī)率增高，尤其是一些患慢性病的老年人常年深受疾病的折磨，導(dǎo)致基本的日常生活能力受到損害，如上廁所、洗澡、上下床等。但是，上述研究所探討的年齡效應(yīng)存在時(shí)間效應(yīng)的混雜。針對高齡老年人群的分析發(fā)現(xiàn)，具有不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活背景的老年人在生活自理能力變化軌跡上存在顯著差異[17]。因此，對于生活條件變化產(chǎn)生的時(shí)期效應(yīng)不容忽視。然而，當(dāng)我們使用傳統(tǒng)技術(shù)分析橫截面數(shù)據(jù)時(shí)，無法區(qū)分年齡效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)。

時(shí)間效應(yīng)對高齡老年人生活自理能力具有顯著的負(fù)向影響。本文利用縱向資料多水平分析方法，將時(shí)間效應(yīng)作為層一變量，認(rèn)知狀況作為層二變量，將時(shí)間效應(yīng)成功分離出來，說明老年人ADL狀況與其經(jīng)歷的社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化以及生活背景密切相關(guān)[18]。對于此現(xiàn)象，可以從客觀環(huán)境和主觀評價(jià)兩方面來闡釋。客觀環(huán)境對老年人ADL差異的解釋模型主要包括兩種：社會(huì)不平等模型和醫(yī)療服務(wù)享有和使用模型。社會(huì)不平等模型認(rèn)為，人口總體層面上的社會(huì)經(jīng)濟(jì)不平等，會(huì)強(qiáng)化個(gè)體收入低下對健康和身體功能的影響；醫(yī)療服務(wù)享有和使用模型認(rèn)為，醫(yī)療服務(wù)利用率的時(shí)期差異與地區(qū)之間、人群之間的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況、健康狀況密切相關(guān)，對老年人的健康狀況和ADL殘障產(chǎn)生消極作用[19]。從主觀層面考慮，隨著時(shí)間推移和社會(huì)經(jīng)濟(jì)教育水平的提高，老年人對自身健康狀況的要求和期待逐漸增高，可能導(dǎo)致老年人對基本生活自理能力的評價(jià)偏低。可見，降低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位不平等狀況和縮小衛(wèi)生資源分配不均是提高健康水平及解決健康不平等最有效的方法[20]。

認(rèn)知狀況對高齡老年人生活自理能力具有顯著影響，認(rèn)知障礙越嚴(yán)重，老年人的生活自理能力越差。本文在分離出時(shí)間效應(yīng)，并控制年齡、居住地、經(jīng)濟(jì)自評等個(gè)體特征外，認(rèn)知狀況對高齡老年人生活自理能力的影響效應(yīng)依然存在，說明認(rèn)知障礙是老年人ADL下降的危險(xiǎn)因素。研究證實(shí)[21]，老年人認(rèn)知功能障礙導(dǎo)致ADL下降的作用機(jī)制非常復(fù)雜。如由于認(rèn)知功能障礙，可能導(dǎo)致老年人生活自理能力受限進(jìn)一步加重，不斷造成惡性循環(huán)[22]。實(shí)質(zhì)上，老年人認(rèn)知功能開始下降，可能意味著機(jī)體中存在著未發(fā)現(xiàn)的病癥信號，從而導(dǎo)致此后一段時(shí)期內(nèi)生活自理功能損傷風(fēng)險(xiǎn)增加。因此，應(yīng)重視老年人早期潛在的認(rèn)知風(fēng)險(xiǎn)。如針對老年人群認(rèn)知障礙的治療，衛(wèi)生部門應(yīng)積極探索分級診療模式，在開展公共衛(wèi)生服務(wù)時(shí)，實(shí)現(xiàn)認(rèn)知功能篩查、認(rèn)知障礙風(fēng)險(xiǎn)評估和疾病的動(dòng)態(tài)監(jiān)測相協(xié)同。

認(rèn)知狀況與時(shí)間的交互項(xiàng)對高齡老年人生活自理能力具有顯著影響，良好認(rèn)知狀況對高齡老年人生活自理能力的時(shí)間效應(yīng)具有正向調(diào)節(jié)作用。累積優(yōu)勢/劣勢理論認(rèn)為，早年形成的認(rèn)知功能狀況會(huì)對其后的健康狀況產(chǎn)生持久影響。本次縱向研究的結(jié)果也印證了這一點(diǎn)。相比認(rèn)知障礙者，隨時(shí)間的推移，認(rèn)知功能良好的老人，其自理能力的累積優(yōu)勢不斷擴(kuò)大，逐漸產(chǎn)生健康差異的發(fā)散效應(yīng)。另一方面，如上文所言，本文所涉及的時(shí)間效應(yīng)也具有累積效應(yīng)，隨年齡的增加，時(shí)間效應(yīng)對認(rèn)知障礙老年人的累積劣勢會(huì)逐漸影響老年人的健康水平。因此，應(yīng)充分認(rèn)識(shí)到早期篩查認(rèn)知功能的重要性。

雖然本研究盡可能地利用多次跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)再現(xiàn)認(rèn)知狀況對老年人生活自理能力的影響變化過程，但研究仍舊存在以下缺憾：(1)由于本文采用嚴(yán)格的隊(duì)列數(shù)據(jù)，目標(biāo)人群又是高齡老年人，隨著時(shí)間推移和死亡選擇，不可避免的存在幸存者偏倚，可能會(huì)對估計(jì)結(jié)果造成偏差。(2)國際上通常認(rèn)為老年健康的研究至少跟蹤調(diào)查5次，測量的次數(shù)越多，多層線性分析的結(jié)果越可靠。而本研究跟蹤調(diào)查時(shí)間跨度僅有6年，共3次調(diào)查數(shù)據(jù)，后續(xù)研究應(yīng)當(dāng)選取更長時(shí)間跨度的數(shù)據(jù)，納入更多高齡老年群體，以便更充分地觀察認(rèn)知狀況對生活自理能力的變化趨勢及影響差異。