基于2018年CLHLS实证数据的中国老年人健康感知影响因素分析

严 军，王素珍，王 萍，王军永

1江西中医药大学院士工作站，江西南昌，330004；2江西中医药大学中医药与大健康发展研究院，江西南昌，330004；3江西中医药大学中医学院，江西南昌，330004

人口老龄化，特别是发展中国家人口老龄化的速度前所未有。联合国在2015年指出，到2030年，老年人口将从9.01亿增加到14亿，到2050年将达到约20亿，占世界人口的20%。中国国家统计局数据显示，2019年，中国60岁及以上人口2.53亿，占总人口比重为18.1%。世界卫生组织报告指出，中国人的健康预期寿命增长加快，已经进入老龄化社会，并将在未来继续快速老龄化[1]。关注老年人健康，改善其健康水平和生命质量成为社会的焦点问题。WHO将健康定义为身体、精神和社会等方面的良好状态，而不仅仅是没有疾病。在老年人的调查研究中，自我健康报告往往被用于反映老年人健康状况的综合指标，对健康和生活的自我评价被认为能够更好地反映个人的健康状态[2]。因此，本研究将个体对自身生物、心理、社会生活等方面健康影响因素的综合感知定义为健康感知。现有研究通过分析不同国家、不同文化背景老年群体，发现了人口学特征、行为方式、心理状况等是老年人健康感知的影响因素，并强调老年人对自身健康和健康相关生命质量的看法，但健康感知影响相关因素之间的关联性及其联合作用对健康感知结局的影响探索较少[3]。老年人健康感知是对老年人健康的综合评价，对于预测老年人死亡风险和健康水平具有十分重要的意义。因此，本研究将老年人健康感知水平作为结局变量，探索老年人健康感知相关影响因素，为老年人健康促进和生命质量提高提供实证参考。

1 资料来源与方法

1.1 研究对象

本研究数据来源于北京大学健康老龄与发展研究中心/国家发展研究院组织的中国老年人健康影响因素跟踪调查(Chinese longitudinal healthy longevity survey，CLHLS)，调查范围涵盖23个省、市、自治区，并且在调研省份中随机选取了近50%的市或县进行调查，其调查质量较高，具有良好的代表性[4]。调查对象为60岁及以上老年人，无法回答问卷者由其成年子女代答。调查内容包括老年人健康自评、性格心理、行为生活方式、居住环境、经济状况等。本研究采用2018年跟踪调查数据，根据研究需要对自评健康状况、自评生命质量、日常活动能力等关键指标回答缺失或无效的样本数据进行剔除，最后纳入样本9257份。

1.2 研究方法

研究采用结构方程模型对老年人健康感知影响因素进行分析，结构方程能较好揭示变量之间、变量和结果之间的相互关系。通过构建老年人健康感知结构方程模型测量模型和结构模型，设置潜变量对应观测变量及相互关系，研究相关要素与老年人健康感知的影响。

1.3 潜变量及观测变量

关于老年人健康感知影响因素的理论框架已有文献报道，个人情况、健康相关行为、经济环境、心理状况和活动能力是重要相关影响因素[3]。因此，本研究对CLHLS在上述5个维度的问题进行整理，并确定相应观测指标。其中，个人情况包含年龄(I1)、性别(I2)。健康相关行为包含吸烟(B1)、饮酒(B2)、锻炼(B3)、日常娱乐(B4)，日常娱乐包含读书看报、饲养宠物、社交活动等。经济环境包含收入是否够用(E1)、家庭经济水平在当地级别(E2)、现居住地(E3)。心理状态包含悲伤(M1)、孤独(M2)、恐惧(M3)、无用(M4)。活动能力包含日常活动能力(P1)、工具性活动能力(P2)。日常活动能力(activities of daily living, ADL)包含沐浴、饮食、穿衣、室内活动、如厕、大小便控制，将6项均不需要他人帮助定义为ADL活动不受限；工具性日常活动能力(instrumental activities of daily living, IADL)包含串门、外出采买、烹饪、洗衣、连续走两公里、提起十斤重物、连续蹲起三次、乘坐公共交通8项，将8项均可独自完成定义为工具性活动不受限[5]。变量定义及赋值情况见表1。

表1 变量定义及赋值

1.4 质量控制

采用双人筛选、交叉比对的方式保证数据筛选的准确性；以结构方程模型χ2/df<2或<3,近似误差均方根(RMSEA)小于或等于0.06，适配度指数标准化均方根残差(SRMR)小于0.08，拟合优度指数(GFI)、规范拟合指数(NFI)、塔克·刘易斯指数(TLI)、比较拟合指数(CFI)大于或等于0.9、简约度拟合优度指数(PGFI)大于0.5为标准判定结构方程模型拟合良好，判断构建的结构方程模型是否可用于健康感知与相关影响因素关联性分析[6]。

1.5 统计学方法

采用SPSS 22.0进行一般性描述分析，应用AMOS 20.0设定结构方程模型，并对模型进行拟合评价，通过调整数据适配或因果路径、删除不显著因果路径等方式对方程进行调整和优化，以P<0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 调查对象基本情况

本研究纳入样本9257例，按照个人情况、健康相关行为、经济环境、心理状态、活动能力5个维度对样本信息进行分类统计。其中，自评生命质量感知良好6558人(70.84%)，感知较差2699人(29.16%)；自评健康水平感知良好4342人(46.91%)，感知较差4915人(53.09%)。见表2。

表2 调查对象基本情况(n,%)

2.2 基于结构方程模型老年人健康感知影响因素分析

2.2.1 模型设定。根据现有研究基础，借鉴Engel生物心理社会学模式及健康社会决定因素等理论模型，构建初始模型。模型的影响因素潜变量为个人情况、健康相关行为、经济环境、心理状态、活动能力。结局潜变量为健康感知，包含自评生活状态和自评健康状态两个观测变量，原调查表将自评结局其分为极好、好、一般、不太好、较差5个维度，考虑到部分维度下样本量较少的情况，将部分维度进行合并，其中，原维度中极好和好合并为感知良好，一般、不太好、较差合并为感知较差。根据上述因素构建结构关系模型。见图1。

图1 结构关系模型

2.2.2 模型整体拟合评价。将初始建立的模型放入AMOS 20.0统计软件进行适配度检验，以χ2/df<2或<3,RMSEA≤0.06，SRMR<0.08，GFI、NFI、IFI、CFI>0.9，PGFI>0.5为标准判定方程拟合良好。结果显示，初始模型的部分拟合指标参数未达到相关要求，NFI=0.865、TLI=0.831、RFI=0.827、CFI=0.868，均小于0.9，需要对模型进行修正得出最优模型。见表3。

2.2.3 模型修正。根据检验结果，对模型的路径进行调整修正拟合，增加e2、e3、e4，e11、e12与e10，e12与e13之间的共变关系，最终得到修正后的模型路径图。见图2。

因本文样本量大，出现P-value of the close-fit test值出现<0.05的情况，因此采用其他相关指标如AGFI、NFI、CFI等进行检测[6]。适配度检验结果显示，SRMR=0.035，小于0.08；RMSEA=0.043，小于0.06；GFI=0.977，NFI=0.938，TLI=0.920，CFI=0.941，均大于0.9；PGFI=0.639，大于0.5。各项指标均达标，表明结构方程拟合度较好。见表3。

表3 结构方程适配度检验指数

2.2.4 模型分析。各潜变量同结局潜变量之间存在明显关联性，且各潜变量的影响程度有所差异，其影响程度由大到小分别为个人情况(β'=-0.51)、心理状态(β'=0.36)、经济环境(β'=0.31)、活动能力(β'=0.30)、健康相关行为(β'=0.19)。见表4。老年人的健康感知受个人情况影响最大，两者之间相关性呈负相关；心理状态、经济环境、活动能力与健康相关行为与老年人健康感知的影响程度不同，但均与其呈现正相关。

表4 结构方程潜变量间适配度指标

图2揭示了各潜变量之间的关联性。在心理状态指标下，健康相关行为、活动能力、经济环境对其产生正向影响；个人情况与其关联性为负，相关系数为-0.38；女性较男性而言负性心理水平较低。在活动能力指标下，个人情况及健康相关行为对其产生影响，个人情况的相关性最强，其系数为0.66。在健康相关行为指标下，个人情况和经济环境对其产生影响，且受个人情况影响最强，其系数为0.73。

图2 修正后的模型路径分析

表5揭示了各潜变量的观测变量对其自身的影响。在个人情况指标下，年龄到个人情况的路径系数为0.68，表明年龄对个人情况潜变量影响最大。在健康相关行为潜变量中，日常娱乐行和锻炼行为到潜变量的路径系数分别为0.54和0.44。在生活环境潜变量的观测变量中，老年人家庭的经济水平和个人收入能够满足老年人生活需求指标到潜变量路径系数分别为0.71和0.57；居住地对老年人健康感知的影响相对较小，路径系数为0.20。在心理状态方面，老年人自感无用和悲伤情绪的路径系数分别为0.64、0.62。在活动能力指标下，ADL和IADL对其潜变量的路径系数均大于0.8。

表5 结构方程内在结构适配度指标

3 讨论

3.1 老年人健康感知影响因素强度由强到弱分别是个人情况、心理状态、生活环境、活动能力和健康相关行为

个人基本情况与健康感知呈负相关。个人基本情况主要是年龄增长与健康感知呈负相关，既随着年龄的增长，老年人的健康感知不断改善，这种看似矛盾的结论可能是由于随着年龄的增长，老年人会通过不断调整自身对良好健康感知的期望值[7]。因此要重点关注刚步入老年阶段的人群，降低其对自身健康感知的负性评价。在性别方面，本研究发现女性比男性的健康感知水平要更佳，这与以往的研究结果不一致[8]。当进行老年人健康危险因素分析过程中，随着限制条件的增减与改变，可能会使得性别与健康结局发生逆转。因而，性别作为影响老年人健康感知的要素可能与其他相关因素的关联性较强，这需要在下一步进行更加深入的研究。

心理状态、活动能力与健康感知呈正相关。心理状态方面，随着人类年龄的增长并步入老年阶段，其生理机能退化、社会网络弱化、至亲离去等情况使得老年人负性心理特征发生率较其他时期要高，这不仅降低了老年人健康感知，也增加老年人的死亡危险[9]。因而，加强对老年人心理健康关注，调整和改善老年人负性心理状态，从而改善老年人的健康感知。活动能力方面，活动能力受限度与老年人健康感知呈明显正相关。需要加强对老年人活动能力的保护和改善，通过采取有益于健康的行为生活方式，使其能够在现有活动水平上改善健康感知[10]。

经济环境同健康感知呈正相关。经济水平较高、收入越能满足日常生活需要、生活环境越好的老年人，其健康感知水平越高。在生活环境方面，城市地区的城市规划、医疗条件、配套设施等要优于乡镇和农村地区，能够给予老年人更多的健康照顾。因此，需要加强对乡镇及农村地区的经济帮扶，缩小城乡居民的经济收入差距，提升低收入地区老年群体的收入水平，从而改善其健康感知[11]。

3.2 健康感知重要影响因素之间及潜变量与观测变量之间存在协同作用

老年人个人情况同活动能力、健康相关行为及心理状态密切相关。基于此，提出相应的老年人健康感知提升策略。①个人情况-活动能力-健康感知路径。针对老年人不同年龄阶段活动能力水平不同，采取关节活动训练、易化促进技术、卧-坐-站三级平衡训练、日常生活活动训练等活动能力维持和恢复策略，改善或增强其活动能力[12]。②个人情况-健康相关行为-健康感知路径。因此针对老年人不同年龄阶段的身体状况，有针对性地推广健康促进行为。③个人情况-心理状态-健康感知提升路径。重点关注刚步入老年阶段的人群，通过加强其社会参与感，提供相应的养老支持，帮助其达到一个较好的心理平稳状态。

老年人健康相关行为同活动能力、心理状态密切相关。基于此，提出以下两条老年人健康感知提升路径。①健康相关行为-活动能力-健康感知提升路径。通过锻炼、生活方式干预等切实有效且易于实施的干预措施，改善其日常活动能力，减低其活动能力受限的可能。②健康相关行为-心理状态-健康感知提升路径。适当的体育锻炼和日常娱乐活动的采取，能够改善老年人处于闲适、无所事事的状态，从而减少其认知功能减退和发生强迫性精神障碍的可能性[13]。

老年人经济环境与健康相关行为、心理状态密切相关。基于此，提出以下两条老年人健康感知提升路径。①经济环境-健康相关行为-健康感知路径。从全社会的层面，提供更多便捷设施，如开设老年公园、建设户外运动设施等方式，增加其社会活动的场所和机会，从而促进其养成良好的健康行为习惯。②经济环境-心理状态-健康感知提升路径。通过老年人经济状况的改善，满足其日常生活需求，改善和抑制其不安、悲伤等心理状态水平，从而达到增进正向心理特征的目的。

4 结论

老年人健康感知是一个综合性指标，能较好反应老年人的健康水平。本研究发现个人情况、心理状态、生活环境、活动能力、健康相关行为均是影响老年人健康感知的重要因素。个人情况尤其是老年人所处的年龄阶段，对其健康感知影响明显，应针对不同阶段老年人的健康感知提升策略应有所区别，且重点关注刚进入老年状态的群体。健康感知影响因素不仅直接作用于老年人健康感知这一结局指标，并通过相互之间的关联协同影响老年人健康感知水平。因此，在考虑提升老年人健康感知水平时，不单从某个或某几个影响因素出发，而应从生理、心理和社会多个维度综合考虑协同效应，更好作用于老年人健康感知水平的提升。