中國老年人健康預期壽命的城鄉演變：2010—2020年

李 強，郭雯羽

(1.復旦大學 老齡研究院 上海 200433；2.華東師范大學 社會發展學院，上海 200241)

一、引言

在人類的發展歷史中，由于食物短缺、疾病和自然災害等的威脅，死亡率一直居高不下，預期壽命長期保持在35歲左右[1]。直到19世紀中葉，人類預期壽命才步入持續增長的軌道。在1840—2000年間，人類最高預期壽命(1)人類最高預期壽命(record life expectancy)代表了在當時的制度、環境和技術條件下，人類在存活壽命上所能達到的最高水平。從45歲增長到85歲，平均每10年增加2.5歲[2]。這一趨勢一直持續到2020年[3]。受新冠病毒的侵擾，人類預期壽命的增長勢頭改變，2020和2021年世界平均預期壽命分別下降0.8歲和1歲，但是新冠疫情并沒有造成中國預期壽命下降，2020年和2021年均增加了0.1歲[4]。

健康長壽是千百年來人們追尋的夢想，隨著預期壽命的不斷延長，長壽的夢想逐漸實現，一個與之密切相關的問題得到了越來越多的關注：活得長是否也活得健康。許多研究顯示，長壽不等同于健康的改善，很多國家在壽命延長的同時經歷了群體健康狀況的惡化[5]。因此，衡量生命長度的預期壽命可能不足以反映健康狀況。桑德斯(Sanders)提出綜合了死亡和健康的信息的健康預期壽命來衡量健康[6]。健康預期壽命指處于健康狀態的預期壽命，能說明預期壽命增長是否伴隨著患病率的下降和身體心理功能的改善[7-8]。健康預期壽命逐漸取代預期壽命被廣泛應用于評估老年人健康狀況以及預測醫療保健的未來需求。

到目前為止，關于健康狀況的變化存在三種理論假說：①“病殘擴張假說”。格魯恩伯格(Gruenberg)認為醫療衛生技術的進步降低了有些疾病的死亡率，但是不能治愈這些疾病，提高了患病群體的存活率，因此患病期與生活不能自理期會隨預期壽命的延長更快速地擴張[9]。②“病殘壓縮假說”指出病殘期隨著預期壽命的增加而壓縮[10]。弗萊斯(Fries)的病殘壓縮假說基于兩個前提：一是壽命長度是固定的；二是如果人們改善生活方式，戒煙、改變飲食和體育鍛煉的習慣、合理飲酒，慢性病是可以推遲的。這樣一個出生隊列的人幾乎都生存到他們的 “自然”死亡時間，生存曲線矩形化。③“動態平衡假說”指出預期壽命可以繼續增加而沒有任何明顯的上限，并且由于發病率不變和壽命延長，患病率可能增加，但是大部分疾病的嚴重程度下降了，生活質量提高[11]。曼頓(Manton)強調壽命的長度不是固定的，“健康是沒有疾病”和“健康是生活質量”之間有重要區別，有疾病的壽命會增加，有良好生活質量的壽命也會增加。三種假說都獲得實證研究支持，沒有達成共識，這可能是由于研究設計的差異，比如健康的測量差異，不同的國家、年齡和社會經濟地位，不同的數據類型等[5，12-20]。

隨著健康調查縱向追蹤數據的不斷涌現，許多研究開始考察人群長期的健康軌跡，進一步分析病殘模式。馬瑟斯(Mathers)等使用Global Burden of Disease(GBD)數據研究發現，在預期壽命達到70歲之前，遵循病殘擴張模式，在預期壽命上升到70歲之后，男性的病殘模式趨于動態平衡，女性呈現病殘壓縮模式[21]。有學者發現日本的自評健康預期壽命在1986—1995年間遵循病殘壓縮模式，1995年之后，日本男性和女性的預期壽命分別為76歲和83歲時，開始呈現病殘擴張模式[22]。荷蘭人口的帶病預期壽命和生活自理預期壽命在1993—2016年呈現波動態勢[20]。克里明斯(Crimmins)等指出美國1998—2008年間的數據并不支持以往呈現的病殘壓縮模式，而是支持病殘擴張模式[12]。這些新研究指向同一個結論：老年人的健康狀況的演變可能是在不同的病殘模式間轉換的。

我國對老年人健康預期壽命的研究始于20世紀90年代初[23]。但對健康預期壽命的演變模式也沒有達成共識。有研究支持病殘壓縮假說[24-25]，有研究支持病殘擴張假說[26-27]，這些研究多基于兩個時點展開討論，只能觀測到一種變化，可能會掩蓋健康變化的復雜性和多樣性。隨著我國長期縱向追蹤數據的增多，有關老年人健康預期壽命演變模式的研究也更為豐富。李強等發現1998—2013年上海老年人的生活自理預期壽命演變由壓縮模式轉變為擴張模式[7]。基于2002—2014年的長期追蹤數據，宋靚珺等提出老年人口的健康狀況由病殘壓縮模式轉為動態平衡模式[28]。也有學者使用國家統計局1994、2004、2010與2015年的普查和人口抽樣調查數據發現中國老年人的生活自理預期壽命由擴張模式轉為壓縮模式[29]。

結合國內外近年來的研究結果，我們發現這些研究使用了不同的數據，關注不同的國家和不同的年齡群體，健康的變動軌跡沒有遵循固定模式。但是從另一個角度看，可能都指向相同的結論：老年人病殘狀況的變化模式可能不是固定的，會隨著時間的推移而變化。原因可能是降低死亡率或改善健康狀況的干預措施并非同時進行的，由此產生的死亡率和發病率的轉變將以不同的速度隨時間展開，人口處于死亡轉變和病殘轉變的不同階段。因此，在較長時間內，可能會觀察到不同病殘變化模式。不同國家相關措施的實施更是千差萬別，國家差別疊加時間差異造成我們觀測到不同的模式以及模式之間的轉換。

即使是同一國家的不同地區，依據當地社會經濟發展程度和文化背景，干預措施的實施時間、內容和方式也不同，這會導致死亡轉變和病殘轉變的不同步，造成病殘模式的多樣化。張文娟和杜鵬指出老年人健康預期壽命的地區差異類似于死亡率變化的區域模式，即預期壽命和健康預期壽命從中國東部向西部遞減。我國東部女性有更高的預期壽命，并且經歷著病殘壓縮，而西部表現為老年男性人口較低的預期壽命和病殘擴張[30]。其潛在機制可能是，當死亡率下降而不是健康改善在主導健康預期壽命的進程時，預期壽命的提高可能伴隨著病殘擴張。當病殘改善主導健康預期壽命的變化進程時，預期壽命的提高伴隨著病殘壓縮或者動態平衡。不同地區人口可能處于病殘轉變的不同階段，呈現不同甚至相反的結論。

中國現代化進程已歷經由鄉土中國向城鄉中國的轉變[31]，城鄉差異甚至比區域差異更明顯。受城鄉二元體制的長期影響，城鄉二分范式下城市和鄉村是對立競爭的，城市偏向忽視農村發展，在經濟水平、公共服務資源等方面產生嚴重的城鄉差距[32-34]。我國城鄉老年人的健康預期壽命也具有不同特征[35-36]。郭未等發現城鎮老年人口的余壽和自理預期壽命均高于農村老年人，余壽與自理預期壽命的城鄉差異隨年齡增長而縮小，自理預期壽命占余壽比重的城鄉差異隨年齡而擴大[36]。

目前我國大部分健康預期壽命的研究基于調查數據，調查數據存在一定的局限性，如樣本代表性差和規模小可能會降低研究結果的可靠性。以往有研究使用了國家層面的數據，但是最新數據為2015年。因此，本研究在以往研究的基礎上，利用最新的第七次全國人口普查數據(以下簡稱“七普”)，結合第六次全國人口普查(以下簡稱“六普”)數據，考察2010—2020年間老年人的健康預期壽命的演變，特別關注城鄉差異，考察中國老年人健康預期壽命演變的全貌，進而理解其影響機制。

二、數據與研究方法

1. 數據和測量

老年人的死亡率和健康數據來自2010年“六普”數據和2020年的“七普”數據。普查長表通過 “你的健康狀況是________”這一個問題收集健康數據，答案選項為“健康”、“基本健康”、“不健康，但生活能自理”和“不健康，生活不能自理”。合并前兩個答案為“自評健康”，計算自評健康率。合并前三個答案為“生活能自理”，計算生活自理率。基于此，分別計算自評健康預期壽命和生活自理預期壽命。根據研究目的將選項合并為自評健康或生活自理是普查健康數據的常用方式[37]。“六普”數據中60歲及以上老年人填報了身體健康狀況信息的樣本規模超1765萬，“七普”超2552萬，樣本規模遠超其他老齡調查，具有更好的代表性。

2. 研究方法

(1)使用威爾莫斯(Wilmoth)等的二維死亡率模型[38]修正2010年和2020年死亡率數據，并估算生命表。考察健康預期壽命的演變趨勢，其實是考察死亡率和健康率的相對變動，因此死亡率數據的準確性至關重要。從第三次人口普查開始，人口學界一直在估計死亡數據的漏報率和實際死亡水平[39-43]。主要使用了寇爾-德曼模型生命表、1982聯合國發展中國家模型生命表和布拉斯(Brass-logit)方法等經典估計方法[44-46]，以及穆雷(Murray)改進布拉斯的方法[47]和威爾莫斯二維死亡率模型等新型模型生命表法[38]。相比較而言，新型模型生命表法的估計更加準確，威爾莫斯二維死亡率模型能夠用于中國人口死亡率的間接估計，反映中國人口死亡水平的特點，基于中國經驗系數能得到非常好的擬合效果[43]。本研究使用威爾莫斯的二維死亡率模型來修正2010年和2020年死亡率數據。

威爾莫斯等基于人類死亡數據庫(HMD)提供的高質量數據(719張生命表)，考察了1840年以來人類年齡別死亡率的相關性后發現，0—4歲死亡概率(對數值)與其他年齡組死亡率(對數值)之間均有著顯著的相關，且呈二次項關系。由此，他們提出了二維死亡率模型：

log(mx)=ax+bxh+cxh2+vxk

(2)使用沙利文(Sullivan)法[48]估算健康預期壽命。生命表中的存活人年數與健康率的比例相乘，得出處于健康狀態的存活人年數，然后計算老年人的健康預期壽命。Sullivan法計算簡單，對數據要求少，且消除了年齡結構的影響，可以用于不同人口之間或同一人口不同時期的健康預期壽命的比較。Sullivan法的應用廣泛，計算方法在很多文獻中有呈現[27]，本文不再贅述。

(3)使用反事實分析法評估死亡率和健康率對健康預期壽命演變的貢獻率。以老年人2010年的自評健康率、生活自理率分別代替2020年生命表中的自評健康率和生活自理率，估算假定的2020年自評健康預期壽命和生活自理預期壽命，并與真實的健康預期壽命比較，以此估算死亡率和健康率的變化對老年人健康預期壽命變化的影響。

三、研究發現

1. 修正前后死亡率的比較

基于威爾莫斯等的二維死亡率模型[38]對死亡數據進行修正，再估算預期壽命會更加精確。但該模型存在一定的局限性，如果作為輸入參數的5歲以下兒童死亡概率和15—59歲的成人死亡概率本身存在漏報，二維死亡率模型無法判斷漏報并對之進行修正[43]。由于衛生治理和健康策略的協同演進，中國預期壽命超前于經濟水平發展[49]。因此僅僅基于經濟發展水平校正的兒童死亡率和成年死亡率可能低估中國真實的預期壽命。本研究參照經濟發展水平和嬰幼兒死亡率的經驗關系，也同時考慮衛生部門和財政部等多部門協同推進的如100%住院分娩等項目，綜合評估嬰幼兒死亡概率和成年死亡概率。修正結果顯示，嬰兒死亡概率被低估了大約35%，成年死亡概率高估和低估均存在，老年死亡概率普遍被低估。總體來看，修正前的死亡率被低估，預期壽命被高估。由于本研究也同時考慮衛生治理和健康策略的協同作用，所以估計的預期壽命高于國家統計局、世界衛生組織等國際機構以及國內相關學者的測算。

修正后的死亡率普遍高于修正前(見圖1)。在老年組中，存在普遍的死亡率漏報，年齡越大，漏報率越高。2010年95歲組老年人的死亡漏報最嚴重，2020年95歲組和百歲老人組的死亡漏報均很高，尤其是百歲老人組原始的死亡率數據過低，修正后的死亡率超過原始數據的1.5倍。

圖1 2010年“六普”和2020年“七普”死亡率修正前后的比較

2010年城市老年人余壽調整量大于鎮和農村，調整前60—99歲的城市老年人余壽被高估，95歲組被嚴重高估。2020年農村的老年人余壽調整量整體大于城市和鎮，原始數據主要是高估了農村男性老年人和90歲以上女性老年人的余壽，95歲組和百歲老人組余壽被高估的問題在城市、鎮、鄉村均較為普遍，而60—79歲城市和鎮的女性老年人的余壽略被低估。

2. 老年人健康預期壽命的年齡趨勢和性別差距

隨著年齡的增長，老年人的余壽下降，自評健康預期壽命、生活自理預期壽命及其占余壽比重也呈下降趨勢，健康狀況逐步惡化(見表1)。60—64歲組老年人的余壽和健康預期壽命與喬曉春等學者[37，50-51]的研究結果接近，說明本研究的結果可信。

表1 2010—2020年我國老年人自評健康預期壽命和生活自理預期壽命變化趨勢

2010—2020年60—64歲組老年人的余壽中約80%的時間在自評健康的狀態下度過，80—84歲組的高齡老人的余壽中約60%的時間在自評健康的狀態下度過，百歲組老人的該比重降低到50%以下。低齡老人的余壽中超過95%的時間處于可自理的狀態，高齡老人不到90%，但百歲組男性該比重不足80%，百歲組女性不足70%，超高齡老人的失能問題較為嚴重。

老年人的自評健康預期壽命低于生活自理預期壽命，如2010年60—64歲組男性自評健康預期壽命是15.83歲，占余壽比重為82.22%，生活自理預期壽命為18.61歲，占余壽的96.67%，2020年兩者分別為18.21歲、85.25%和20.72歲、97.04%。這主要是因為老年人對自身健康的評價標準高于對生活自理能力的評價：“六普”和“七普”數據顯示，有大約5%的60—64歲組老人自評不健康但生活能自理。自評健康預期壽命及其占余壽的比重隨年齡增長而下降的速度也快于生活自理預期壽命及其占余壽的比重。

女性老年人的余壽均高于男性，低齡老年女性的自評健康預期壽命和生活自理預期壽命高于男性，但是2010年男性老年人的健康預期壽命在95歲組超過女性，2020年在百歲組超過女性。男性老年人的健康預期壽命占余壽的比重在各個年齡段均高于女性，女性的帶病帶殘存活期較長。自評健康預期壽命占余壽比重的性別差距保持在5%左右，隨年齡增長的變化較小。但是生活自理預期壽命占余壽比重的性別差距隨年齡增長而擴大，60—64歲組老年人該比重的性別差距小于2%，百歲時差距大于7%。女性有生存優勢，但也面臨健康劣勢，呈現顯著的健康性別悖論。

3. 城鄉老年人健康預期壽命的演變和特征

(1)老年人健康預期壽命的演變趨勢。2010—2020年我國老年人的余壽、自評健康預期壽命和生活自理預期壽命均呈現增長態勢(見表1)。60歲組男性的余壽從2010年的19.25歲增長到2020年的21.36歲，十年間增長了2.11歲，自評健康預期壽命、生活自理預期壽命分別從2010年的15.83歲、18.61歲到2020年的18.21歲、20.72歲，十年間分別增長2.38歲、2.11歲。60歲組女性余壽從2010年的22.88歲增長到2020年的25.83歲，十年間增長2.95歲，自評健康預期壽命、生活自理預期壽命分別從2010年的17.64歲、21.78歲增長為2020年的21.04歲、24.71歲，十年間分別增長3.4歲、2.93歲。總體來看，自評健康預期壽命的增長速度快于余壽，遵循病殘壓縮模式，生活自理預期壽命的增長速度相較于余壽保持同步或略快于后者，遵循動態平衡模式或略有壓縮。

自評健康預期壽命占余壽的比重十年間呈增長趨勢。60歲組男性老年人該比重從2010年的82.22%上升為2020年的85.25%，上升了3.03%，女性由77.11%上升為81.46%，上升了4.35%。80歲組男性的該比重從2010年的62.57%上升為2020年的70.11%，上升了7.54%，女性由56.39%上升為64.38%，上升了8%。80歲組高齡老人病殘壓縮的程度甚至高于低齡老人。2010—2020年健康的改善既可能體現時間效應，也可能反映隊列效應。2020年80歲組的高齡老人，2010年是70歲組，新隊列有較好的健康狀況。本研究再次驗證了相同年齡下較晚出生隊列老人的余壽和健康預期壽命長于較早出生隊列[52-53]。十年間相關的醫學健康技術的進步和公共衛生政策的改善均可能提升老年人的健康狀況。

生活自理預期壽命占余壽的比重十年間也略有增長，但是增長的幅度小于自評健康預期壽命，這可能是由于2010年生活自理預期壽命及其占余壽的比重已經達到了較高水平，比如，60歲組男性該比重為96.67%。進一步的大幅增長需要醫療技術水平的突破性提高和社會經濟狀況的長足改善。隨著年齡的增加，自理預期壽命占余壽比重的改善幅度在增長，這個過程一直持續到90—94歲組。

百歲老人的健康預期壽命呈現不同的模式。男性自評健康預期壽命占余壽的比重上升1.32%，略有改善，百歲女性的基本保持穩定，下降0.02%。生活自理預期壽命占余壽的比重呈現下降趨勢，百歲男性該比重下降2.95%，百歲女性下降1.47%，遵循病殘擴張模式。這可能由于百歲老人的規模較小，數據結果不穩定，也可能由于死亡率的下降，2010—2020年更多90歲組老年人帶病帶殘存活到百歲及以上。

(2)老年人健康預期壽命演變的城鄉差異。老年人的健康預期壽命及其變動呈現明顯的城鄉差異(見圖2、圖3)(2)將鄉、鎮和城市的數據拼接起來，更直觀顯示城鄉的差異。。2010—2020年，60歲城市男性老年人的余壽、自評健康預期壽命和生活自理預期壽命均高于鎮老年人，鎮老年人均高于農村老年人。余壽、自評健康預期壽命和生活自理預期壽命的城鄉差距隨著年齡的增長而縮小，到百歲基本持平。城市男性老年人的健康優勢可能源自城市更優質的醫療資源和照護服務。但是在超高齡階段，城市男性健康優勢逐漸消失。這可能是由于死亡選擇性的影響，能夠存活到超高齡的鎮和農村男性一般具有較好的健康水平，因此有較低的死亡率和失能率[28]。

綜上所述，前哨淋巴結活檢及微轉移的檢測可以用來指導是否對乳腺癌患者進行常規腋淋巴結清掃，對其進行連續切片及免疫組化染色檢測比普通HE染色檢出率明顯提高。

圖2 2010—2020年我國分城鄉的男性老年人自評健康預期壽命和生活自理預期壽命變化

圖3 2010—2020年我國分城鄉的女性老年人自評健康預期壽命和生活自理預期壽命變化

自評健康預期壽命占余壽的比重在城市、鎮和鄉村是依次遞減的。2010和2020年兩個時間點城市男性老年人的自評健康狀況優于鎮，鎮優于農村。但是，十年間的自評健康狀況的改善則相反，在城市、鎮和鄉村呈遞增趨勢。農村男性老年人病殘壓縮的速度遠快于鎮，鎮快于城市，農村自評健康預期壽命占余壽比重的增量大約是城市的2倍。2010—2020年95歲以上城市男性老年人的自評健康預期壽命占余壽的比重出現下降，支持病殘擴張假說，但是農村男性老人依然呈現改善的態勢，支持病殘壓縮假說。

2010年男性老年人生活自理預期壽命占余壽的比重在城市、鎮和鄉村是依次遞減的，但是2020年則是依次遞增的。十年間，城市、鎮低齡老年人的生活自理能力基本遵循動態平衡模式，高齡老人出現病殘擴張。而農村老人該比重的提升速度較城鎮快，整體呈現病殘壓縮態勢。隨著年齡的增長，2010—2020年60—94歲男性老人生活自理預期壽命占余壽比重的增幅是上升的。這可能是由于低齡老人的該比重已經處于相當高的水平，存在天花板效應，進一步的提升比較困難。2010—2020年城市、鎮和鄉村百歲老人的生活自理預期壽命占余壽的比重均下降，遵循病殘擴張模式。這與皮爾斯(Perls)等發現新英格蘭地區百歲老人發病率呈現壓縮模式且其大部分生存時間處于健康狀態的結論[54]有所不同。但健康預期壽命同時受到健康率和死亡率的影響，2020年我國百歲男性老人的規模比2010年增長了近四倍，死亡率的快速下降，可能導致了帶病帶殘的百歲老人的存活率提高，導致病殘擴張。

2010和2020年兩個時點，女性老年人的余壽、自評健康預期壽命和生活自理預期壽命在城市、鎮、鄉村依次遞減，城市女性老人相對于鎮和村女性老人的存活和健康優勢普遍存在。

女性老年人的自評健康預期壽命占余壽的比重在城市、鎮、鄉村依次下降。2010—2020年間，城市、鎮女性低齡老人的生活自理水平遵循動態平衡，高齡城市女性出現了較為明顯的病殘擴張，農村女性老年人則遵循病殘壓縮模式，生活自理能力的改善比城市、鎮更顯著。

(3)死亡率和健康率對城鄉老年人健康預期壽命演變的影響。健康預期壽命的變化是老年人死亡率和健康狀況變動的綜合結果，通過反事實分析法評估死亡率和健康率對健康預期壽命演變的貢獻。2010—2020年十年間，我國老年人健康預期壽命的增長是死亡率下降和健康率上升共同作用的結果，但是二者的貢獻在自評健康預期壽命和生活自理預期壽命的變動中不同，并且呈現顯著的年齡、性別和城鄉差異(見圖4、圖5)。

圖4 2010—2020年死亡率和自評健康率變化對自評健康預期壽命變化的貢獻

死亡率下降對自評健康預期壽命增長的貢獻率隨年齡的增長呈“U”型。60—64歲組時，死亡率下降占據主導地位，男性自評健康預期壽命增長的61.38%來自死亡率下降，38.62%來自自評健康率上升，女性分別為51.59%和48.41%(3)百分比數據是由死亡率變化的貢獻或健康率變化的貢獻除以相應健康預期壽命的變化所得。。從70歲組開始，死亡率下降的貢獻率低于自評健康上升的貢獻率，女性自評健康預期壽命的上升49.68%來自死亡率的下降，50.32%源自自評健康率上升(4)百分比數據是由死亡率變化的貢獻或健康率變化的貢獻除以相應健康預期壽命的變化所得。。到95歲組，死亡率下降的貢獻率再次超過自評健康率上升的影響。相應地，自評健康率上升對自評健康預期壽命增長的貢獻率隨年齡增長呈倒“U”型，先上升，然后從95歲組開始下降，百歲女性自評健康預期壽命的增長是死亡率下降導致，甚至抵消了自評健康率下降的負效應。

對生活自理預期壽命來說，雖然死亡率下降的貢獻隨年齡增長而下降，但是一直超過生活自理率上升的貢獻。這可能是由于老年人生活自理率的增長速度較慢，對提高生活自理預期壽命的作用相對更微弱。

死亡率和健康率對健康預期壽命增長的貢獻表現出明顯的城鄉差異。城市男性老年人自評健康預期壽命的增長主要源于死亡率的下降，95歲及以上老人死亡率下降是健康預期壽命增長的唯一動力，甚至抵消健康率下降的反作用。農村男性老年人自評健康預期壽命的增長主要源于健康率的上升，其作用隨年齡的增長在上升，在95歲及以上，不同于城市和鎮，鄉村老年人的健康率依舊上升，促進自評健康預期壽命增長。鎮男性老年人在60—84歲期間死亡率下降起主導作用，85歲及以上死亡率下降和健康率上升的貢獻率基本持平(見圖6)。

圖6 2010—2020年男性死亡率和自評健康率變化對自評健康預期壽命變化的貢獻

在生活自理預期壽命的增長中，不論城市、鎮和鄉村，死亡率下降的貢獻始終大于生活自理率。95歲及以上死亡率下降甚至抵消了生活自理率下降的負效應(見圖7)。

圖7 2010—2020年男性死亡率和生活自理率變化對生活自理預期壽命變化的貢獻

女性老年人的死亡率和健康率的變化對健康預期壽命變動的貢獻同樣存在城鄉差異(見圖8、圖9)。2010—2020年，城市、鎮女性死亡率下降對自評健康預期壽命增長的貢獻大于自評健康率上升的貢獻，農村女性的自評健康率上升的作用超過死亡率下降。95歲及以上城市女性老人的自評健康率下降，對自評健康預期壽命的變動產生負向效應。城市、鎮、鄉村女性死亡率下降對生活自理預期壽命增長的貢獻始終大于生活自理率的改善，但農村死亡率和生活自理率作用差異相對更小。

圖8 2010—2020年女性死亡率和自評健康率變化對自評健康預期壽命變化的貢獻

圖9 2010—2020年女性死亡率和生活自理率變化對生活自理預期壽命變化的貢獻

4. 老年人健康預期壽命演變的城鄉差異的影響機制

城市、鎮和鄉村老年人的余壽、健康預期壽命的水平與它們的社會經濟的發展程度相吻合(見表2)。2010年城鎮的居民人均可支配收入為18779元，比上年增長7.7%，農村的相應指標為6272元、11.4%，2020年城鎮為43834元、1.2%，農村為17131元、3.8%[55]。城鎮老年人擁有的醫療健康資源和受教育水平也明顯高于農村老年人。農村醫療衛生機構床位數雖略高于城市，但以鄉鎮衛生院這類基層醫療衛生機構為主，據國家衛生健康委員會數據，2020年鄉鎮衛生院的床位數近140萬張[56]，醫療資源的質量不及城市。位居前五位的死因率農村高于城市，這可能和農村較高的人口老齡化程度有關，也可能與城鄉居民的生活方式有關，如農村男性居民吸煙率高于城市，農村衛生習慣差等，這些都會增加農村老年人相應疾病的死亡風險[57]。還可能受到醫療診治水平和衛生資源分配的城鄉差異的影響，城市診療技術的改善有利于診治老年人的相關疾病，對城市居民心腦血管等疾病的病死率發揮更為明顯的抑制作用[58]，2014年城市人均衛生費用達3558元，而農村僅為1412元，不足城市的一半，農村衛生資源的劣勢地位不利于農村老年人疾病死亡率的控制，城鄉多項死因率的差距普遍存在[55]。但是過去十年的社會經濟指標的增速卻呈現出農村快于城市的態勢。農村居民人均可支配收入、居民人均醫療保健支出、每萬人擁有衛生技術人員數、每萬人醫療機構床位數、60歲老年人的受教育程度的增速均快于城鎮，推動農村老年人健康狀況更加快速地改善。

農村老年人健康預期壽命演變的過程中，病殘壓縮的趨勢比城市更為明顯，健康率改善對健康預期壽命增長的貢獻也大于死亡率下降的作用。農村老年人的健康變化軌跡遵循病殘壓縮假說可能是由于：①死亡的選擇性。這一點在反事實分解中體現得非常明顯。農村老年人擁有的醫療資源和照護服務低于城市老年人，健康狀況較差的農村老年人更容易死亡，農村老年人的死亡率比城市老年人高，能夠存活的農村老年人的健康狀況比城市老年人更好[28，35]。②自評健康受到人群對健康信息了解程度的局限[59]。農村老人的醫療診斷條件不及城市老年人，因此，農村老年人對自己的患病情況可能并不十分了解，對健康的自我評價和客觀的健康狀況有一定差距，自評健康率上升明顯。同時，農村社會經濟的快速發展和健康政策大大提升了農村老年人的主觀滿意度。農村老年人的自評健康預期壽命呈現顯著的病殘壓縮模式，自評健康率上升對健康預期壽命上升的貢獻超過死亡率下降的貢獻。雖然自評健康具有一定的主觀性，但研究表明個體傾向于綜合影響個體健康的社會、生理等因素來全面評價身體健康，并且自評健康是預測個體疾病、住院和死亡等的重要指標[59]。③21世紀以來在農村大力推行的鄉村振興戰略等社會工程、對農村健康醫療以及公共衛生事業的大力扶持起到積極促進作用[49，60]。新農合制度的完善、精準扶貧背景下的健康扶貧工程、新農村建設和鄉村振興戰略下農村健康和養老服務的完善、醫療保障水平的快速提高實現了更大的邊際效益。2002年提出逐步建立新型農村合作醫療制度[60]。近十年來，新型農村合作醫療保險制度進一步完善，2012年起推出新型農村合作醫療保險大病保險試點，提高報銷比例，2016年參合農民人均受益2.4次，新型農村合作醫療保險的推行效果顯現[61]。從2017年開始實施的《健康扶貧三年攻堅行動實施方案》將“到2020年，基本醫療保險、大病保險、簽約服務管理、公共衛生服務對農村貧困人口實現全覆蓋”作為一項任務目標，提出重點加強慢病患者的管理、農村婦女宮頸癌和乳腺癌篩查項目等多項有利于農村老年人健康的政策。《鄉村振興戰略規劃(2018—2022年)》將鄉村養老計劃推向新階段[62]，規劃把推進健康鄉村建設和提升農村養老服務能力作為農村公共服務事業發展的重要內容。這些社會工程、政策和措施的推行，極大地改善了農村人民的生活質量，促進了農村老年人的健康狀況。2018年，65歲及以上農村居民慢性病患病率為60%，城市為64.29%，農村低于城市[63]。

四、結論與討論

2010—2020年我國老年人的余壽、自評健康預期壽命和生活自理預期壽命均呈現增長態勢，健康預期壽命占余壽的比重整體上升，主要遵循病殘壓縮模式。死亡率下降和健康率上升共同促進了健康預期壽命的增長。這十年是我國實現健康老齡化的十年，上述成就與我國社會經濟的偉大成就息息相關。中國經濟發展是人類歷史上最非凡的經濟轉型，完成脫貧攻堅、全面建成小康社會的歷史任務，人均GDP從2010年的30808元上升到2020年的71828元[51]。社會經濟發展的成就反映在老年人的健康狀況上就是余壽和健康預期壽命的顯著增長，并遵循病殘壓縮模式。

余壽和健康預期壽命的水平和演變呈現明顯的城鄉差異。城市老年人的余壽和健康預期壽命大于鎮，鎮老年人大于農村。但是健康預期壽命的演變模式正好相反。2010—2020年農村老年人健康預期壽命占余壽的比重上升最快，其次是鎮，最后是城市。農村老年人遵循病殘壓縮模式。城市和鎮低齡老年人自評健康預期壽命基本遵循病殘壓縮模式，生活自理預期壽命遵循動態平衡模式，城市高齡老人健康預期壽命則轉化為病殘擴張。

老年人自評健康預期壽命和生活自理預期壽命的變動呈不同模式，也驗證了健康測量差異會導致不同的病殘變化模式[7，64]。如果把城市、鎮和鄉村拼接起來，我國老年人自評健康預期壽命的時空演變呈現病殘壓縮的態勢，和全國整體分析的結果趨于一致，實現了健康老齡化。自評健康是一個兼具主觀和客觀的指標，過去十年中國社會經濟成就改善了人民的客觀健康和主觀感受，特別是農村的生活質量快速改善，農村老年人的自評健康預期壽命的提升快于城市。生活自理能力是相對更客觀的健康指標，城市、鎮和鄉村生活自理預期壽命的發展模式并沒有呈現全景式的病殘壓縮，而是動態平衡、病殘壓縮、病殘擴張的混雜態勢。未來進一步的深入研究可以在健康監測中收集更豐富的信息，詳細識別病殘模式。使用普查數據的主要優勢在于樣本規模巨大、代表性高、結果可靠，可以作為其他類似研究的參照。

進一步研究發現死亡率和健康率變化對健康預期壽命增長的貢獻也存在城鄉差異。在自評健康預期壽命的增長中，死亡率下降在城市和鎮發揮主導作用，但農村老年人自評健康率上升的貢獻大于死亡率下降。在生活自理預期壽命的變動中，不論城市、鎮和鄉村，死亡率下降帶來的積極效應發揮主導作用，生活自理率的貢獻相對較小，城市95歲及以上的老年死亡率下降的正向效應甚至抵消生活自理率下降的負向效應，但是在農村，兩者差距較小。

我國健康預期壽命演變的城鄉差異為提升健康水平政策的制定和實施提供了方向。城市醫療衛生和技術水平的優勢極大促進了死亡率的下降，主導著健康預期壽命的增長，這個過程中健康率的貢獻低于死亡率下降的影響。因此，要加強全生命周期的預防措施，倡導健康生活方式，緩解疾病的嚴重程度，促進城市老年人生命質量的提升。在農村老年人健康預期壽命的增長過程中，健康狀況改善的貢獻超過死亡率下降的效應。新型農村合作醫療保險、健康扶貧、鄉村振興等戰略規劃和措施發揮著重要的作用，應繼續推行并完善。農村老人面臨更多存活風險，雖然農村衛生醫療條件的改善速度快，但與城鎮的差距還較為明顯。以每萬人醫療機構床位數指標為例，2020年城市該指標是農村的1.5倍還高(見表2)。應進一步探究降低農村老年人死亡率的有效途徑，及時防治老年人的疾病隱患，促進農村老年人存活率和健康率的提高。

發達國家近些年的健康預期壽命的發展趨勢沒有明確證據支持病殘壓縮，更多呈現動態平衡或者病殘擴張的態勢[5，12-20]。可能的原因是當預期壽命達到一定水平時，醫療技術的進步可以降低病死率，但是不能治愈疾病，群體的患病率、殘疾率上升，身體功能下降。將城市、鎮和鄉村的分析結果拼接后的圖景也在一定程度上類似。對未來的啟示也是明確的，存活和健康是不同的，一個人可能存活但并不健康，影響疾病和死亡的因素似乎只有部分重疊，而且往往以不同的方式影響這兩種效應。如果我國城市遵循目前發達國家的路徑，且如果農村遵循城市和鎮的發展路徑，未來健康發展更可能支持動態平衡甚至病殘擴張。曼頓和格魯恩伯格都強調了預防措施和預防保健技術的重要性[9，11]，預防才可能最有效地降低醫療健康成本、提升健康水平。這也是健康中國戰略的要旨所在，堅持預防優先和預防為主，將全人群全年齡的健康治理提升到國家戰略的高度。

新冠疫情的侵擾使得死亡和健康的發展有了新的變化。2021年，全球的預期壽命下降，如果這只是暫時性的，那么當大流行退卻之后，預期壽命的發展可能會返回原來的軌跡，繼續增長，動態平衡或者病殘擴張可能成為健康發展的軌跡。但是如果不是暫時的，預期壽命未恢復到2020年之前的增長態勢，甚至繼續下降，我們需要面對的未來將更復雜、更不確定，健康的發展可能更具有多樣性。弗萊斯等學者在提出理論假說的時候可能都不曾預想過這樣的情景[9-11]。但是，預防依舊是我們可能采取的最為有效的健康行動策略。