多重慢病老年人健康狀況差異的分解研究：基于健康雙因素的多層模型

李欣茹，陳慧雯，陳一鳴，薛本立，鄭曉，4，石磊，陳亞光，張持晨，4*

1.510515 廣東省廣州市，南方醫科大學衛生管理學院

2.510515 廣東省廣州市，廣東省高校哲學社會科學（健康管理政策與精準健康服務協同創新研究）重點實驗室

3.525099 廣東省茂名市健康教育所

4.510030 廣東省佛山市，南方醫科大學順德醫院（佛山市順德區第一人民醫院）健康管理科

黨的二十大報告強調實施積極應對人口老齡化國家戰略。隨著健康扶貧工作的推進和醫療技術水平的提高，慢性非傳染性疾病（以下簡稱“慢性病”）成為制約老年人健康水平提升的關鍵因素之一，并呈現出由單一慢性病向多重慢病演進的趨勢。研究表明，我國老年人多重慢病患病率為30.3%［1］，相較于無慢性病或患單一慢性病的老年人，多重慢病老年人擁有更差的健康狀況，增加了其醫療消耗、治療難度、家庭及社會經濟負擔、死亡風險和心理健康問題等［2］。多重慢病老年人的健康影響因素極其廣泛，相關危險因素可被歸納為遺傳因素、人口學特征、行為生活方式及環境因素等［3-4］。然而，因數據來源、變量選取、研究方法等不同，關于多重慢病老年人健康的影響因素研究有時會得出相反的結論。郭小榕［5］通過研究中國老年多重慢病患病的影響因素發現，更長的睡眠時間、無社交活動、身體活動水平高可能是老年人多重慢病的保護因素。SAKIB 等［6］研究了中年人多重慢病患病率與其生活方式的關聯，發現體力活動、吸煙均與多重慢病無關，而每日或每周飲酒的人多重慢病發病率明顯低于從不飲酒的人。此外，也有學者在社會經濟結構因素等方面對多重慢病的危險因素展開了探討，證實了社會經濟地位高對多重慢病人群健康有促進作用［7］。

以上研究雖然為研究多重慢病老年人健康狀況提供了理論與實踐基礎，但總體而言，以往關于多重慢病老年人健康狀況影響因素的探討較分散，不利于為其制定精準健康管理方案。因此，為豐富多重慢病老年群體健康的有關研究，在以往研究個體健康的社會經濟結構因素的基礎上，本文利用中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）2018 年數據，試圖引入健康內外雙因素理論模型，探析健康內外生因素對多重慢病老年人健康的影響機制，并剖析各維度因素對老年健康的貢獻度大小如何。本研究結果將為采取個性化、高效的精準健康管理干預方案提供現實依據，從而為積極應對人口老齡化，推進健康中國建設貢獻理論與實踐價值。

1 對象與方法

1.1 研究對象

本研究的數據來源于CHARLS 數據。CHARLS 全國基線調查于2011 年開展，采用PPS 抽樣，于2011 年、2013 年、2015 年、2018 年和2020 年分別在28 個省（自治區、直轄市）的150 個縣、450 個社區（村）開展調查訪問。本研究利用2018 年數據進行分析，采用推理插補與例刪法對缺失值進行處理。推理插補是一種無須對缺失模式、缺失機制和缺失值的分布做多余假設，可直接從相關項目信息中推斷缺失值的插補方法［8-9］。以慢性病狀態缺失值的處理為例，一是根據前后題項邏輯進行插補，二是利用2015 年的數據進行填補。由于慢性病是難以治愈的疾病，因此，當老年人2018 年慢性病患病狀態缺失或未患病但2015 年患病時，則以2015年慢性病患病狀態代替2018 年的狀態。推理插補結束后，選取年齡≥65 歲，意識清楚，溝通無障礙，自愿參與調查且慢性病數量≥2 種的老年人，排除無意愿參與調查，有嚴重的認知功能障礙、智力障礙等無法正常交流者，對關鍵變量缺失數據采取例刪法，最終得到有效樣本2 099 例，其中男1 078 例，女1 021 例；平均年齡（71.5±5.2）歲。樣本篩選流程見圖1。

圖1 樣本選擇流程Figure 1 Sample selection process

1.2 研究模型

1.2.1 健康雙因素模型：基于Grossman 健康生產函數發展而來的健康雙因素模型是健康評價的有效工具。該模型包括健康決定因素的內生因素和外生因素兩個方面。內生因素是指個體能夠主觀應對的健康因素，包括疾病、環境污染、營養攝入及疾病應對等；外生因素是指不以個體的意志為轉移的客觀健康因素，包括生物遺傳、生活場景及健康資源投入等［10］。

1.2.2 多重慢病老年人健康內外生因素：根據健康決定因素理論，影響老年人健康及其差異的社會經濟因素是多維度的，這些因素共同造成健康差距和健康不平等問題。在多重慢病老年人健康狀況的內生因素中，環境污染、疾病現狀、疾病應對以及營養攝入被證明是健康評價的顯著因素［11］。慢性病是長期性疾病，通常在短時期內不會有太大的惡化或改善，因此，對于多重慢病老年人來說，疾病應對是直接影響其健康的因素之一。此外，個體的行為生活方式作為健康的社會決定因素之一，對健康結局所起到的影響作用最大［12］。為探討不良的生活行為習慣對健康差異的貢獻度，本研究將危害健康相關行為納入模型的健康內生因素中。

在多重慢病老年人健康狀況的外生因素中，家庭層面與個人層面的因素有所區別又相輔相成。社會經濟地位是個人層面至關重要的因素之一，是指個體或群體處在不同的社會層級，通常使用一系列的指標進行衡量，一般包括收入、教育和職業。教育會對中國老年人的健康產生顯著的正向影響，文化水平越高的老年人在身體功能健康、認知功能健康和健康自評中的優勢地位越高［13］。社會健康資源對于多重慢病老年人健康改善也是重要組成部分。而在家庭層因素，多重慢病老年人的健康動力主要源于家庭健康支持，包括經濟和情感的支持。但在模型中，為避免多重共線性，家庭層因素主要考察情感照料支持。“角色促進”理論認為，隔代照料角色能夠加強祖父母和外界的聯系，尤其是能促進祖父母和其成年子女的情感交流，從中祖父母能獲得更多的社會和家庭支持，并獲得情感上的滿足［14］。良好的家庭關系與代際交流是維系老年健康的堅實基礎。

綜上，結合多重慢病老年人自身區別于其他群體的健康決定因素特異性，并參考楊博等［11］做法，本研究將健康內外生因素共分為3 個模塊，見圖2，各維度包括健康外生因素的家庭層因素（情感照料）和個人層因素（社會經濟地位和社會健康資源）以及健康內生因素的個人層因素（危害健康相關行為和疾病應對策略），各維度具體變量操作詳見表1。由于較多的證據表明，老年男性與女性存在顯著的健康差距，因此，本研究進一步探討了不同性別多重慢病老年人健康狀況的異質性。

表1 關鍵變量描述性統計Table 1 Descriptive statistics of key variables

圖2 多重慢病老年人健康狀況的理論模型Figure 2 Theoretical model of health status of older adults with multimorbidity

1.3 關鍵變量選擇

1.3.1 被解釋變量：本文使用虛弱指數來全面衡量多重慢病老年人的健康狀況。虛弱指數是通過計算個體健康缺失累積的比重，進而綜合衡量健康狀況的一種方法［15］，所允許容納變量的數量一般為30～70 個，取值為0～1.0，總分越高，表示健康狀況越差［16］。本研究構建的虛弱指數共有9 個部分，包括自評記憶、自評健康、滿意度、殘疾、工具性日常生活自理能力、日常生活能力、其他功能受限、社交情況及抑郁程度，共計36 個指標。虛弱指數總分為各條目分數相加。

1.3.2 解釋變量：在慢性病形成過程中，個體行為因素具有極為重要的致病作用，常見的是煙草使用、不良飲食習慣、缺乏身體活動和酒精濫用。因此，在危害健康相關行為中，納入吸煙和飲酒2 個指標。疾病應對策略包括控制疾病的方式（吃藥控制、其他方式控制和無應對方式）和醫療滿意度2 個指標，從一定程度上衡量了多重慢病老年人對所患疾病的客觀應對方式和主觀應對態度。社會經濟地位一般而言涵蓋3 個指標，分別為代表受教育程度的“教育水平”、代表老年人曾經職業地位的“享受機關事業單位退休金”，以及代表其收入水平的“家庭年收入”［17］。在本研究中，由于夏普利值方法中對變量個數的限制，且“享受退休金”可在一定程度上代表收入狀況良好，所以，社會經濟地位維度未納入“家庭年收入”這一變量。社會健康資源包括是否接受醫療服務和健康體檢。我國基本公共衛生服務規定，凡年滿65 周歲的老年人均可納入免費體檢范圍，本研究對象的年齡為≥65 歲，因此，此處的健康體檢能在一定程度上代表免費健康體檢。家庭健康支持包括隔代照料、子女關系和婚姻關系，其中，變量賦值為3 代表不適用，即隔代照料3 為無孫輩子女，子女關系3 為無子女，婚姻關系3 為無配偶。健康雙因素模型各維度變量賦值詳見表1。

1.4 統計學方法

本研究使用Stata 16.0 進行統計分析。首先，通過計算關鍵變量的均值或百分比進行描述統計；經正態性檢驗后，虛弱指數不服從正態分布，以M（P25，P75）的形式表示，并采用Wilcoxon 秩和檢驗分析不同性別下多重慢病老年人健康狀況是否存在差異。其次，采用OLS 回歸模型分析健康雙因素模型各維度對老年健康的影響。最后，基于OLS 回歸結果進行夏普利值分解。以往關于健康不平等的研究多使用有序變量自評健康，這就決定了基于夏普利值分解首先使用Order Probit 模型回歸得到預測值，然后基于該預測值進行夏普利值分解。由于本研究的因變量為連續變量虛弱指數，因此，可直接使用基于OLS 回歸的夏普利值方法分解［18］，并測算各影響因素對于健康不平等的貢獻度（百分比）。

2 結果

2.1 不同性別多重慢病老年人健康的異質性

多重慢病男性老年人虛弱指數為9.75（7.10，13.70）， 女性虛弱指數為12.75（9.05，17.40），Wilcoxon 秩和檢驗結果顯示，男性的健康狀況優于女性，差異有統計學意義（Z=-10.828，P＜0.001）。

2.2 OLS 回歸分析

全樣本OLS 回歸分析結果見表2。其中，模型1 為未納入控制變量時健康雙因素模型各維度對多重慢病老年人虛弱指數的影響。模型2 為加入控制變量后健康雙因素模型各維度對多重慢病老年人虛弱指數的影響，結果顯示，吸煙行為和婚姻關系對老年健康的影響不顯著（P＞0.05）；戒酒、從不飲酒、對醫療服務不滿意、無退休金、未進行健康體檢、無隔代照料、對子女關系不滿意能夠顯著負向影響多重慢病老年人健康水平（P＜0.05）；無控制疾病方式、教育水平為小學以上、未接受醫療服務能顯著正向影響多重慢病老年人健康水平（P＜0.05）。

表2 OLS 回歸分析結果Table 2 Results of the OLS regression

2.3 夏普利值分解結果

夏普利值分解結果顯示，在全樣本中，健康雙因素5 個維度對老年健康差異貢獻度依次為社會經濟地位、家庭健康支持、危害健康相關行為、疾病應對策略、社會健康資源。其中，社會經濟地位的貢獻百分比最高，為37.62%；社會健康資源的貢獻百分比最低，為8.47%。不同性別下各維度的貢獻次序和百分比略有變化。對于多重慢病老年男性來說，危害健康相關行為成為除社會經濟地位之外對老年健康差異貢獻百分比最高的因素，為26.22%。相反地，對于多重慢病老年女性來說，社會經濟地位對健康差異貢獻度為41.36%，危害健康相關行為成為對老年健康差異貢獻百分比末位的因素，而疾病應對策略成為貢獻百分比第二位的因素，見表3。

3 討論

本研究基于CHARLS 2018 年數據，運用OLS 回歸分析健康雙因素模型各維度因素對老年健康狀況的影響機制；進一步使用夏普利值方法分解危害健康相關行為、疾病應對策略、社會經濟地位、社會健康資源和家庭健康支持5 個維度對于多重慢病老年人口健康的貢獻度，得出以下結論。

第一，多重慢病老年男性與女性的健康狀況存在顯著差異，且男性的健康狀況優于女性。以往研究發現，健康評價在老年人中普遍存在“性別悖論”現象［19-20］，即老年女性比男性擁有更高的預期壽命。本研究結果與之相互印證，表明我國多重慢病老年群體中依然存在“性別悖論”現象，但其中的機制和原因尚不明確，有待進一步拓展研究。

第二，相比于健康內生因素（31.39%），健康外生因素對多重慢病老年人健康的貢獻度（68.61%）更大。在健康的內生因素中，仍然飲酒、無控制疾病方式和對醫療服務滿意較其他類別更有助于提升多重慢病老年人健康水平。吸煙和飲酒被公認為危害健康的行為［21-22］，但本研究與SAKIB 等［6］發現一致，仍然飲酒是多重慢病老年人的健康的保護因素。這可能是因為相比于其他特征老年群體，“健康工人效應”在患有多重慢病的老年人中更為明顯，即擁有良好健康水平的多重慢病老年人更傾向于選擇保持原有的飲酒和吸煙生活方式［23］，且一些研究表明，適度飲酒可能對一些慢性疾病具有保護作用，如癡呆、缺血性心臟病和卒中［24-25］。MCLANE 等［26］在研究農村老年高血壓患者服藥依從性差的原因時發現，健康相關生命質量較好的患者由于健康問題不會影響其日常生活，因此不依從率較高。這也為本研究結果提供了一種合理解釋。而另一種潛在的可能解釋為，罹患多重慢病的老年人當病情嚴重到多重用藥時，則將可能造成藥物的相互作用，從而導致更差的健康結果。有研究表明老年人因藥物不良反應而住院的比率始終高于因依從性差而住院的比例［27］，因此，在本研究中，無疾病控制方式的多重慢病老年人健康狀況更好有一定的合理性。但值得注意的是，雖然該結果不是對傳統醫療技術的否定，但這也從側面反映多重慢病老年群體健康研究的復雜性與關注該群體健康狀況的必要性。在健康的外生因素中，有較高的教育水平、有退休金、未接受醫療服務、參加健康體檢、照顧孫輩子女、對子女關系滿意等更有利于提升多重慢病老年人健康水平。對于多重慢病老年人而言，社會經濟地位維度對健康的影響與以往的研究一致，但社會健康資源維度下醫療服務利用與以往研究存在較大的不同［28］，這可能是由于本研究對象是患有多重慢病的老年群體，疾病嚴重程度存在異質性，可能未接受醫療服務的老年人健康狀況較好。此外，本研究也證實了健康體檢對老年健康的效益，間接證實了政府實行基本公共衛生服務的正確性與必要性。

第三，無論是全樣本還是分性別，社會經濟地位均為對老年健康最重要的影響因素；對于男性而言，危害健康相關行為成為次要的因素；對女性來說，疾病應對策略的重要性次之。社會經濟地位的差異主要是社會分層的結果，這種差異影響了人們在健康行為、營養獲取、醫療資源獲取等方面的不平等，而這種不平等又會成為影響人們健康狀況的重要因素［29］。老年人因多重慢病而產生的健康脆弱性無形之中放大了社會經濟地位產生的差異。因此，社會經濟地位成為多重慢病老年人健康狀況重要的影響因素之一。危害健康行為是多重慢病老年男性的次重要因素。一項研究發現，改變危害健康行為，能夠成功預防75%以上慢性非傳染性疾病的發生，對于預防傳染性疾病的發生、發展也至關重要。控制健康的危險行為因素，可以大幅提升居民健康水平［12］。而改變危害健康行為所帶來的健康效益對多重慢病老年男性體現更甚。影響多重慢病老年女性次要的因素為疾病應對策略。這與老年女性的健康狀況較男性差可能存在一定關聯，當老年女性有不良健康狀況時更傾向于積極應對疾病，主動選擇醫療衛生服務［30］。

從生命歷程視角來看，中老年人的健康不平等是由長時期的資源優勢/劣勢累積作用形成的結果［12］。實施精準健康管理是縮小甚至彌合健康差距的關鍵方式，也是一項任重道遠的健康任務。慢性病是無法治愈的長期性疾病，健康管理者和多重慢病老年人自身首先必須認清健康差異及其影響因素大小才能更好地改善、促進健康。健康雙因素模型適用人群廣泛，MOSLEY 等［31］應用該模型解釋了低齡人群健康評價的影響因素，驗證了健康雙因素對健康評價的顯著影響；除此之外，楊博等［11］將健康雙因素模型用于老年流動人口健康自評差異研究，同樣證實了健康雙因素模型的有效性。本研究以多重慢病老年人自身健康狀況為出發點，以健康雙因素模型為切入點，從內外生因素探討該群體健康特征，以及影響因素的貢獻大小，所得研究結果可在一定程度上為老年多重慢病精準健康管理提供新的思路。

本研究的局限性在于，首先，使用橫斷面數據難以確定因果關系，且可能存在慢性病自報偏倚，因此，本研究結果無法說明健康雙因素模型各維度因素對老年健康的因果機制；其次，本研究只選取了CHARLS 2018年數據，對老年健康進行夏普利值差異分解后，模型各維度因素對老年健康的貢獻度只能說明在2018 年的狀態。此外，雖然在處理缺失值時，采用推理插補的方法在一定程度上保證了數據的代表性，但對于最終缺失數據只采取個案刪除而未進行加權處理，這將可能削弱本研究數據的代表性。最后，由于夏普利值方法自身的局限性，本研究所能納入的解釋變量需控制在11 個以內，因此模型各維度的選取可能存在一定程度上的偏差。上述局限性將在今后的研究中進一步拓展完善。

作者貢獻：張持晨提出主要研究目標，負責研究的構思與設計，進行論文的修訂；李欣茹、陳慧雯、陳一鳴共同分析數據與撰寫論文；薛本立、鄭曉參與數據申請與清理；石磊、陳亞光進行了圖、表的繪制與展示；所有作者對文章進行了最終的審閱和校對。

本文無利益沖突。