张 丽,张 彧, 姚 俊
1南京中医药大学卫生经济管理学院,江苏南京,210023; 2南京医科大学医政学院,江苏南京,211166
随着我国人口老龄化、高龄化程度不断加剧,老年人的余寿增加,失能率也随之提高。我国城乡老年人的失能率在10.48%-13.31%之间[1]。失能既增加各类慢性病的患病风险[2],也会对中老年人的心理健康产生负面影响,其中失能会显著增加抑郁症状的发生风险[3],身体失能与抑郁倾向之间的负向关系已经成为国内外研究的共识[4]。年龄增长导致中老年人失能风险增加[5],但是对于中老年人来说,随着年龄的增长,个体的抑郁倾向是否呈现出明确的变动趋势,失能和抑郁倾向间的负向关联是否会随着年龄变动而发生改变,这些问题仍需要进一步探究。因此,本研究在已有研究的基础上进一步分析中老年人失能程度对其抑郁倾向的影响,特别是这种影响在个体年龄上所体现出的异质性。
数据来源于中国健康与养老追踪调查(China health and retirement longitudinal study,CHARLS),其目标人群为我国45岁及以上中老年人。CHARLS全国基线调查于2011年开展,采用多阶段抽样方法,抽取我国28个省份的150个县级单位下的450个村级单位,样本覆盖约1万户家庭中的1.7万人,并在2013年和2015年进行追踪调查。本研究采用2015年CHARLS数据,在排除失访的中老年人数据后,根据已有文献对失能程度的界定将中老年人区分为非失能、轻度失能、中度失能和重度失能者,剔除非失能者以及关键变量有缺失的数据,最终纳入研究对象1804人。本项目经北京大学生物医学伦理委员会伦理审查,所有受访对象均签署了知情同意书。
1.2.1 抑郁倾向。采用简易抑郁水平评定量表评估被调查者最近一周的抑郁症状发生频率[6],包括“我因一些小事而烦恼”等共10题,每题4个选项,采用4点计分,其中两道反向题重新编码后加总得到被调查者的抑郁倾向得分[7],总分范围为10-40分,得分越高说明被调查者出现抑郁症状的频率越高。本研究中该量表的Cronbach's alpha为0.799,这与其他使用此数据的研究中该量表的信度得分接近[8],表明量表的内部一致性较好。
1.2.2 失能程度。采用日常生活能力量表、工具性日常生活活动能力量表和Nagi量表测量中老年人的失能程度。日常生活能力量表用于测量中老年人的生活自理能力,包括吃饭、穿衣、上下床、洗澡、上厕所、控制大小便6个条目;工具性日常生活活动能力量表用于测量中老年人的日常独立生活能力,包括做家务、做饭、购物、管理钱财、吃药、打电话6个条目;Nagi量表测量更为宽泛,包括久坐后能否站起等6个条目。中老年人在这3个量表共18个条目中任一条目回答“无法完成”或“需要帮助”,则认为是功能受限,即一定程度的失能。本研究根据已有文献将失能程度结合这3个量表进行了划分,3个量表中18个条目没有一项选择“无法完成”或“需要帮助”的,则认为是非失能;仅在Nagi量表中出现功能受限,则认为是轻度失能;在Nagi量表和工具性日常生活活动能力量表中都出现而日常生活能力量表中未出现功能受限,则认为是中度失能;在日常生活能力量表中出现功能受限,则认为是重度失能[9]。本研究中该变量的取值为:0=非失能,1=轻度失能,2=中度失能,3=重度失能。
1.2.3 年龄变量。在剔除年龄变量有明显错误的数据后,本研究中被调查者的年龄范围为45-92岁。
1.2.4 控制变量。婚姻状况重新编码为:0=未婚或离婚,1=已婚或同居;文化程度重新编码为:0=文盲或半文盲,1=小学,2=初中,3=高中及以上;通过家庭年人均消费额判定其经济状况,并据此将经济状况重新编码为:0=较差,1=一般,2=较好;医保状况重新编码为:0=无医保,1=有医保;自评健康状况采用0(很好)-4(很不好)5点计分;社会活动参与情况重新编码为:0=未参与,1=参与。
采用Stata 14.0进行统计分析。计量资料以均数和标准差表示,计数资料以频数和百分比表示。统计分析方法主要包括描述性分析、t检验、方差分析、分层回归分析等。利用分层回归分析探讨年龄在中老年人失能程度与抑郁倾向间的调节作用,通过简单斜率检验可视化分析年龄的调节作用。以P<0.05为差异有统计学意义。
本研究共纳入1804名中老年人,其中男性730人,女性1074人,女性的抑郁倾向得分高于男性;45-59岁的失能中老年人的抑郁倾向得分高于其他两组;已婚或同居者相较于未婚或离婚者,其抑郁倾向得分更低;农业户口者的抑郁倾向得分相较于非农业户口者较高;参与社会活动者的抑郁倾向得分相较于不参与者较低(P<0.01)。见表1。
表1 失能中老年人抑郁倾向的社会人口学特征因素分析
分层回归分析结果显示,第一步模型中放入性别、婚姻状况、户口类型、经济状况、有无医保、文化程度、是否参与社会活动、自评健康水平等控制变量;第二步模型中加入年龄和失能程度两个重要解释变量,能解释抑郁倾向2.8%的变异量;第三步模型中加入年龄和失能程度的交互项,结果显示中度失能与年龄的交互项对抑郁倾向有显著影响(P<0.05),说明年龄在失能程度和抑郁倾向间起到调节作用。见表2。
表2 中老年人失能程度和年龄对抑郁倾向的回归分析
失能程度分为轻度失能、中度失能、重度失能3类,与年龄交互进行回归分析并绘制调节效应图,见图1。结果显示,不同失能程度的中老年人抑郁倾向得分都随着年龄的增加而下降,这与年龄变量在模型中的主效应所示的结果相一致(β=-0.075,P<0.01),在样本群体中,随着年龄的增加,中老年人的抑郁倾向得分下降。其中,中度失能者(β=-0.088,P<0.05)随着年龄增加,与轻度失能者相比,其抑郁倾向得分下降更快。在年龄为45岁时,不同失能程度的中老年人抑郁倾向得分的差距较大,中度失能和重度失能者的抑郁倾向得分明显高于轻度失能者,而在年龄达到90岁的时候,不同失能程度的中老年人抑郁倾向得分的差距缩小,中度失能者的抑郁倾向得分与轻度失能者相当,重度失能者的抑郁倾向得分也接近于轻度失能者。可见,年龄因素在失能程度对中老年人抑郁倾向的影响中能够起到调节作用。
图1 不同失能程度中老年人抑郁倾向得分随年龄的变化情况
本研究结果显示,中老年人失能程度与抑郁倾向存在关联,本研究在控制了一般人口学特征、家庭经济状况、医保状况、社会活动参与情况等因素后,上述关联仍具有统计学意义。同时,在中老年人群中年龄能够调节失能程度对抑郁倾向的影响。
与以往研究不同的是,本研究着重关注失能程度对中老年人心理健康影响的年龄差异。分层回归结果显示,年龄对中老年人的抑郁倾向得分有显著负向作用,即使是在引入失能程度与年龄的交互项后,年龄的负向作用仍然显著,这说明在中老年人群中抑郁倾向得分会随着年龄的增长呈现出明显的下降态势。这一方面是因为中老年人随着年龄的增长,认知能力可能会有所下降,进而影响其对抑郁水平评定量表的反应;另一方面随着年龄的增长,高龄老年人反而会因为长寿因素而有较高的生活满意度,进而会对抑郁倾向起到抑制作用。与已有研究结果类似,任何程度的失能都会显著提高中老年人的抑郁倾向,同时随着失能程度的增加,中老年人的抑郁倾向得分也会相应的逐级提高[10]。当引入失能程度与年龄的交互项后,年龄和重度失能的显著性下降,且相较于轻度失能而言,中度失能反而对抑郁倾向的影响程度要高于重度失能。
调节效应检验结果显示,年龄和失能程度的交互项在以抑郁倾向得分为因变量的回归方程中达到显著水平,交互项能够单独解释抑郁倾向得分0.2%的变异量,说明年龄在中老年人失能程度与抑郁倾向间起调节作用。中度失能与年龄的交互项的系数有统计学意义且为负向,说明随着年龄的增长,中度失能者与轻度失能者在抑郁倾向水平上的差距会显著降低。同时,各种失能程度的中老年人抑郁倾向水平都随着年龄的增长而下降,说明年龄增长可改善失能对中老年人心理健康的不利影响。这可能是因为失能个体无法实现社会角色、进行较多的社会参与,从而导致其心理健康恶化[11],而对于老年人特别是高龄老年人来说,其本身社会角色弱化、社会参与退化,随着年龄的增长,失能通过社会参与和社会角色实现产生的影响在下降。当然,这可能也源于不同年龄段的中老年人对失能的意义解读不一样,对于低龄老人来说,其会觉得失能严重影响其生命质量、社会参与,并给家人带来较重的照料负担,并且与自身的角色期待存在较大的差距,进而会对失能进行更多的自我归因,认为失能是自己的身体不争气或者是自己的命运不佳,其抑郁倾向水平就会更高;而对于高龄老人来说,一方面其对于失能导致的生命质量下降、家人的照料负担加重等衍生问题的认知会更趋平衡,认为这些都是老年生活的常态,另一方面参照群体发生变化,较之于那些相当一部分已经过世的同龄人,会认为失能是到了这个年龄不可避免的过程,其抑郁倾向水平反而不再增长。
本研究存在局限性。首先,本研究是基于横截面调查数据的分析,这在方法上存在因果推论的问题,同时失能发生会快速影响个体的心理健康,失能程度本身也会发生变动,这也导致中老年人心理健康状态变化的动态性[12]。其次,在控制变量当中纳入了健康自评变量,健康自评变量与失能程度存在一定程度的共生性。再次,抑郁倾向本身具有复杂性,本研究所纳入的变量有限,其他可能的混杂因素未被纳入,例如社区环境、社会支持等[13]。
综上所述,在我国中老年人群中抑郁倾向与身体健康状况密切相关;与轻度失能者相比,中度失能和重度失能者的抑郁倾向水平显著提高,但不同失能程度的个体间存在一定差异性;年龄在失能程度对抑郁倾向的影响中起调节作用。因此,对于不同年龄段、不同程度的失能中老年人应制定更有针对性的干预措施,通过多种途径改善其心理健康状况。