中國(guó)老年人健康變化趨勢(shì)研究*
——基于潛剖面模型的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

陽(yáng)義南

（湖南大學(xué)公共管理學(xué)院，長(zhǎng)沙 410072）

一、引 言

2022 年底，我國(guó)60 歲以上老人已占總?cè)丝诘?9.8%，65 歲以上老人也占到14.9%。（1）進(jìn)入中度老齡化階段之后， 我國(guó)實(shí)施積極應(yīng)對(duì)人口老齡化戰(zhàn)略駛?cè)肓丝燔嚨馈?越來(lái)越多的研究認(rèn)識(shí)到健康老齡化是我國(guó)積極應(yīng)對(duì)人口老齡化的必由之路，解決健康問題能基本化解老齡化的負(fù)面影響。［1－4］

促進(jìn)健康老齡化相關(guān)政策和行動(dòng)要關(guān)注的重要問題是，一代又一代的老年人是變得更健康，還是趨向亞健康甚至病痛老齡化？ 據(jù)第六次全國(guó)人口普查，有83.15%的老年人自認(rèn)為健康和基本健康，16.85%的老年人自認(rèn)為健康狀況欠佳。［5］第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示， 陜西省健康和基本健康老年人占比86.5%， 比第六次全國(guó)人口普查時(shí)提高了5.2 個(gè)百分點(diǎn)。（2）2015 年第四次中國(guó)城鄉(xiāng)老年人生活狀況調(diào)查顯示，自認(rèn)健康或一般的占75.24%，自認(rèn)健康狀況比較差或非常差的占24.76%。［6］另?yè)?jù)健康中國(guó)行動(dòng)推進(jìn)委員會(huì)披露，2018 年中國(guó)老年人大約有8.3 年帶病生存，患有1 種及以上慢性病的老人有1.8 億，比例達(dá)75%。（3）縱觀上述幾個(gè)總體健康指標(biāo)數(shù)據(jù)，結(jié)果并不一致，原因是數(shù)據(jù)來(lái)源不同、口徑不一，缺乏可比性，且大多為單一指標(biāo)，難以反映我國(guó)老年人健康的總體水平及動(dòng)態(tài)變化。

不少學(xué)者基于CLHLS、CHARLS 等微觀調(diào)查數(shù)據(jù)， 通過測(cè)度健康預(yù)期壽命、 自評(píng)健康、ADL、ALE、MMSE、PPT 等指標(biāo)或量表來(lái)評(píng)判我國(guó)老年人健康狀況的變化，結(jié)果也各執(zhí)一詞。 一些研究發(fā)現(xiàn)老年人越來(lái)越健康了，一些研究卻得出相反的結(jié)論， 還有研究發(fā)現(xiàn)一些健康指標(biāo)在改善，一些健康指標(biāo)在降低，或在某些時(shí)刻上升，在另一些時(shí)刻下降，得到的結(jié)果也缺乏可比性。［7］

無(wú)論是官方統(tǒng)計(jì)指標(biāo)， 還是微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，都未對(duì)我國(guó)老年人健康的總體水平、 變化趨勢(shì)達(dá)成一致性判斷。 這些研究大多是基于健康指標(biāo)、指數(shù)、維度或綜合評(píng)估的測(cè)量（均）值來(lái)進(jìn)行評(píng)判。 除了查看這些健康指標(biāo)測(cè)量值的變化，還可以根據(jù)不同健康類型老年人的比例變化來(lái)判斷。［1，8－10］然而，迄今為止考察比例變化的量化研究極為少見。 因此，本文從以下方面著手：第一，按照世界衛(wèi)生組織新的“健康老齡化”概念框架，以測(cè)量“功能發(fā)揮”為主，輔之以測(cè)量生理健康；第二，基于6 期CLHLS 數(shù)據(jù)， 使用多維度多指標(biāo)測(cè)量出分類型潛變量（Latent Classes）， 再使用潛剖面模型（Latent Profile Model，LPM） 將老人個(gè)體識(shí)別為健康、一般、不健康三種潛類別，進(jìn)而從三類老人的比例變化來(lái)評(píng)判我國(guó)老齡健康水平及其變化。

二、文獻(xiàn)回顧

針對(duì)老年人的健康變化趨勢(shì)，Havighurst 最先提出“健康老齡化（Healthy Aging）”概念，并定義其為“延長(zhǎng)壽命、增加生活滿意度”。［11］但長(zhǎng)壽只能反映壽命的數(shù)量， 不能反映壽命的質(zhì)量。 1987年，世界衛(wèi)生大會(huì)將“健康老齡化”定義拓展為“在不可阻擋的日歷年齡老化的同時(shí)， 通過一系列積極措施來(lái)推遲生物性老化和社會(huì)性老化”。 Rowe和Kahn 將健康老齡化定義為 “積極無(wú)病的狀態(tài)”。［12］這些定義忽視了生命進(jìn)程中不可避免的老化過程，而想要老年人沒有疾病也不現(xiàn)實(shí)。相比其他人群，老年人健康更特殊，主要是慢性病等非傳染性疾病，絕大多數(shù)無(wú)法治愈，且很多健康問題無(wú)法診斷為某種疾病，如虛弱、尿失禁、跌倒、精神錯(cuò)亂、綜合征等。［13］即使存在這些疾病也不能說明對(duì)老人個(gè)體造成的實(shí)際影響，因?yàn)橥ㄟ^藥物抑制、器具輔助、環(huán)境支持等，老人仍能維持良好的功能發(fā)揮，享有高水平的健康狀態(tài)。［14］對(duì)此，世界衛(wèi)生組織在2016 年《關(guān)于老齡化與健康的全球報(bào)告》中不再?gòu)?qiáng)調(diào)沒有疾病，而將“健康老齡化”重新定義為“發(fā)展和維護(hù)功能能力以實(shí)現(xiàn)老年期幸福生活的過程”，該過程依賴?yán)夏耆说膬?nèi)在能力、支持性環(huán)境及二者相互作用。

目前，基于功能發(fā)揮的“健康老齡化”定義已被廣泛接受，但其測(cè)量指標(biāo)、方法及模型仍較為有限。［15］相比測(cè)量老年人個(gè)體健康，對(duì)健康老齡化的測(cè)量有兩點(diǎn)不同：其一，老年健康是個(gè)人在整個(gè)生命過程中逐步發(fā)展的結(jié)果。［16］個(gè)體在生命歷程中不同時(shí)點(diǎn)的選擇、 環(huán)境的干預(yù)都可能使其內(nèi)在能力、功能發(fā)揮發(fā)生變化，并最終影響健康老齡化的變化軌跡［17］；其二，健康老齡化關(guān)注的是老年人群的總體狀況或平均水平［18］。 盡管要以個(gè)體健康作為基礎(chǔ)， 但少數(shù)幾個(gè)人的健康壽命長(zhǎng)短對(duì)提高群體的平均健康壽命影響不大。［19］簡(jiǎn)言之，健康老齡化是對(duì)老年人整個(gè)生命歷程中總體健康水平的動(dòng)態(tài)考察及其影響因素的系統(tǒng)干預(yù)。［13］

我國(guó)學(xué)者研判老年人健康變化主要沿兩條路徑展開：其一，老人健康指標(biāo)測(cè)量值的變化，例如，健康預(yù)期壽命在延長(zhǎng)，相應(yīng)的帶病期縮短，以“無(wú)疾而終”為目標(biāo)；其二，不同類型老年人的比例變化，例如，健康、長(zhǎng)壽的老年人比重占大多數(shù)，且不斷增加。［1，8－10］

目前絕大多數(shù)研究都是基于健康指標(biāo)（或量表）的測(cè)量值來(lái)判斷我國(guó)老齡健康變化趨勢(shì)。 湯哲等使用基本生活能力量表ADL 對(duì)北京老人的12 年追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)顯示， 健康預(yù)期壽命比值（ALE/LE）近年呈下降趨勢(shì)，健康預(yù)期壽命未能與預(yù)期壽命同步增長(zhǎng)。［20］谷琳對(duì)比1992 年中國(guó)老年人口供養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)與2002 年中國(guó)老年長(zhǎng)壽跟蹤數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)生活自理預(yù)期壽命（ALE）在壓縮，不能自理期在擴(kuò)展。［21］曾毅等研究發(fā)現(xiàn)，1998—2008 年間中國(guó)高齡老人的認(rèn)知功能和軀體功能相比10 年前有顯著的降低， 人均預(yù)期壽命延長(zhǎng)伴隨老年人健康水平下降。［22］

不同于上述結(jié)果，郭未等基于2005 年1%人口抽樣數(shù)據(jù)與2010 年 “六普” 數(shù)據(jù)對(duì)比， 應(yīng)用Sullivan 法計(jì)算自理預(yù)期壽命及預(yù)期壽命發(fā)現(xiàn)，2010 年比2005 年有不同程度的提高。［23］據(jù)全球健康研究組織（IHME）數(shù)據(jù)，1990 年至2013 年中國(guó)健康預(yù)期壽命提高了7.6 歲。［24］張文娟、王東京使用我國(guó)1%人口抽樣數(shù)據(jù)認(rèn)為，1994 年老人不能自理占7.5%，到2015 年下降到2.3%，主要貢獻(xiàn)來(lái)自農(nóng)村老年人口的健康改善。［25］李成福等的研究預(yù)測(cè)2020 年中國(guó)健康預(yù)期壽命為69.2 歲，到2030 年將進(jìn)一步提升到70.9 歲。［26］楊玲、宋靚珺基于CLHLS 的5 期數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，ADL、MMSE、PPT三個(gè)健康量表都顯示2002—2014 年間中國(guó)老年人健康狀態(tài)呈現(xiàn)向好的趨勢(shì)。［27］Yang and Meng 使用CLHLS 的5 期數(shù)據(jù)，從功能狀態(tài)、生理健康、心理健康、 社會(huì)健康四個(gè)維度采用二階因子模型測(cè)量老人健康均值顯示，除2008 年，其余四期均值都呈上升態(tài)勢(shì)， 且通過了各期均值差異的顯著性檢驗(yàn)，支持我國(guó)走向健康老齡化。［28］

還有一些研究結(jié)果是部分肯定、部分否定。余央央、封進(jìn)基于1991—2009 年中國(guó)營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)，利用隨機(jī)效應(yīng)模型發(fā)現(xiàn)日常行為能力指標(biāo)在代際間逐步改善， 但慢性病和健康風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)卻在逐步惡化，且農(nóng)村更為嚴(yán)峻。［29］朱火云和黃雪山基于CLHLS 數(shù)據(jù)使用5 個(gè)維度17 個(gè)指標(biāo)的老齡化態(tài)度量表（B-APQ）測(cè)量發(fā)現(xiàn)，積極老齡化態(tài)度指數(shù)呈波動(dòng)趨勢(shì)， 在2000、2002、2005、2011 年4 個(gè)時(shí)期高于均值，在1998、2008、2014 年3 個(gè)時(shí)期低于均值。［30］

根據(jù)不同類型老年人比例變化來(lái)評(píng)判的量化研究較少。 穆光宗提出一組包括健康老年人占總?cè)丝诘谋壤兓⒔】道夏耆苏既坷夏耆说谋壤兓? 個(gè)指標(biāo)來(lái)反映中國(guó)老人健康變化，但他并未使用數(shù)據(jù)開展測(cè)量工作。［9］焦開山使用CLHLS2002、2005 新增樣本組成的混合橫截面數(shù)據(jù)，基于ADL、IADL、MMSE、自報(bào)慢性病癥4 個(gè)指標(biāo)的潛類別模型 （Latent Class Model，LCM）分類結(jié)果為，健康、輕度殘障、認(rèn)知缺損老人分別為38%、20%、18%（合計(jì)76%）， 而最不健康的為24%。但他的研究是基于截面數(shù)據(jù)，不足以反映我國(guó)老齡健康的變化趨勢(shì)。［7］

總體上， 測(cè)量老齡健康大多為疾病、 共患疾病、死亡、傷殘等生理健康指標(biāo)、流行病學(xué)方法。［18］健康老齡化是應(yīng)對(duì)人口老齡化的有效路徑，老年人健康評(píng)估也應(yīng)基于功能發(fā)揮視角的展開。［31］迄今為止，圍繞功能發(fā)揮對(duì)老年人健康進(jìn)行綜合評(píng)估并分析其變化趨勢(shì)的研究較欠缺。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的樣本數(shù)據(jù)是中國(guó)老年人健康長(zhǎng)壽影響因素調(diào)查 （CLHLS）， 選擇了2002、2005、2008、2011、2014、2018 這6 期數(shù)據(jù)。從2002 年開始是因?yàn)樵撃昶穑珻LHLS 每隔3 年調(diào)查1 次，且將被訪者的年齡范圍擴(kuò)大到了80 歲以下 （之前的1998、2000 年是每?jī)赡暾{(diào)查一次，且只調(diào)查80歲以上高齡老人）。 本文刪除了樣本中135 個(gè)60歲以下老人，最后得到80926 個(gè)觀測(cè)值，最小60歲，最大120 歲。 數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)如表1 所示。

表1 六期CLHLS 數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)分布

CLHLS2002、2005、2008 年3 期調(diào)查中，對(duì)死亡或失訪的老人按同性別、同年齡的原則就近遞補(bǔ)樣本，從而保證跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的連續(xù)性與不同時(shí)點(diǎn)的可比性。［32］2011、2014 年兩期只在8 個(gè)健康長(zhǎng)壽典型調(diào)研地區(qū)新增受訪者來(lái)替補(bǔ)已故（或失訪） 被訪者（其他調(diào)研地區(qū)沒有新增替補(bǔ)受訪者）。 2018 年又按照同性別、同年齡的原則就近遞補(bǔ)樣本，新增被訪者12411 人。這6 期調(diào)查數(shù)據(jù)使用的是幾乎完全相同的調(diào)查問卷和評(píng)估工具。 表1 顯示，6 期數(shù)據(jù)的平均年齡、 性別比都很接近，樣本結(jié)構(gòu)總體上具有較高的縱向可比性。

（二）測(cè)量維度與指標(biāo)

根據(jù)世界衛(wèi)生組織的健康老齡化概念框架，使用CLHLS 數(shù)據(jù)中4 個(gè)量表測(cè)量被訪老人的功能能力（Functional Ability），包括：第一，日常活動(dòng)能力（ADL），又叫Katz 指數(shù)，指為維持生存及適應(yīng)環(huán)境而每天必須反復(fù)進(jìn)行的最基本、最具共性的活動(dòng)，包括洗澡、穿衣、室內(nèi)活動(dòng)、上廁所、吃飯、控制大小便等6 個(gè)題目，不需要幫助得3 分，一個(gè)部位需要幫助得2 分，2 個(gè)以上部位需要幫助得1 分，加總6 個(gè)項(xiàng)目得分，最大值18，最小值6，為數(shù)值型變量；第二，器具性日常活動(dòng)能力（IADL），指為了獨(dú)立生活所需的關(guān)鍵、較高級(jí)的技能，大多為需要借助工具、與環(huán)境有互動(dòng)的活動(dòng)，包括能否到鄰居家串門、舉起5 公斤重物、洗衣服、做飯等8 個(gè)題目，能做到得3 分，有一定困難得2 分，不能做到得1 分，加總8 個(gè)項(xiàng)目得分，最大值24，最小值8，為數(shù)值型變量；第三，功能受限狀況（ADS），指?jìng)€(gè)體完成機(jī)能活動(dòng)時(shí)的能力受限狀況， 包括手能否觸及后腰、 手能否觸及頸根、能否從椅上站起來(lái)、能否從地上撿書以及原地轉(zhuǎn)圈所需的步數(shù)、手臂能否上舉等6 個(gè)題目，兩只手都可以做到得3 分，一只手能做到得2 分，兩只手都不能做到得1 分，加總之后，最大值18，最小值6， 為數(shù)值型變量； 第四， 認(rèn)知功能（MMSE），CLHLS 使用中國(guó)版認(rèn)知功能簡(jiǎn)易量表測(cè)量老年人的認(rèn)知功能，包括方向定位能力、反應(yīng)能力、注意力和計(jì)算能力、回憶能力以及語(yǔ)言、理解和自我協(xié)調(diào)能力等24 個(gè)題目，“一分鐘內(nèi)說出食物名字?jǐn)?shù)量”這一題占7 分，其余23 個(gè)問題回答正確得1 分，不正確得0 分，加總之后，最大值30，最小值0，也是數(shù)值型變量，該認(rèn)知功能簡(jiǎn)易量表對(duì)中國(guó)老年人群是可靠和有效的。［33］

此外，使用兩年內(nèi)患重病次數(shù)（重病是指需要住院治療或在家臥床不起）、 自評(píng)患慢性病種類數(shù) （老人自報(bào)是否患有所列出的慢性疾病，除去男性或女性獨(dú)有的專科疾病）這2 個(gè)指標(biāo)測(cè)量被訪老人的生理健康（Physical Health）。

表2 報(bào)告了6 期數(shù)據(jù)中6 個(gè)指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果， 反映老人日常活動(dòng)能力的Katz 指數(shù)均值為16.86，說明平均能完成6 項(xiàng)任務(wù)中的5 項(xiàng)，只有1 項(xiàng)不能獨(dú)立完成。 器具性日常活動(dòng)能力均值為18.05，說明平均能完成8 項(xiàng)任務(wù)中的6 項(xiàng)，只有2 項(xiàng)需要幫助。 功能受限狀況ADS 均值為15.85，說明平均能完成6 項(xiàng)動(dòng)作中的5 項(xiàng)，只有1 項(xiàng)受限。 這三個(gè)指標(biāo)都處于較高水平， 反映2002—2018 年間我國(guó)老人的功能發(fā)揮狀態(tài)總體處于較好水平。 認(rèn)知功能正常與不正常的分界值與受教育程度有關(guān)。 由于中國(guó)高齡人群的受教育程度偏低， 學(xué)者建議使用18 分作為認(rèn)知功能殘障與無(wú)殘障的分割點(diǎn)。［34］6 期數(shù)據(jù)中老人的認(rèn)知功能均值為20.86， 故也處于較佳水平。 就生理健康而言，兩年內(nèi)患重病次數(shù)的均值為1.7 次，而老人患慢病種類數(shù)為1.11 種（不包括男性或女性專有的慢性疾病）。

表2 測(cè)量指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果（全樣本）

從6 個(gè)指標(biāo)變量的變化來(lái)看，4 個(gè)功能狀態(tài)指標(biāo)中，MMSE、ADS 呈現(xiàn)比較明顯的上升走勢(shì)，Katz、IADL 這兩個(gè)指標(biāo)則呈現(xiàn)在波動(dòng)中略微上升的態(tài)勢(shì)。 結(jié)合來(lái)看，反映功能狀態(tài)的4 個(gè)指標(biāo)是趨向更為健康的走勢(shì)。 Illness 指標(biāo)的6 期均值分別為1.86、1.45、1.11、1.61、2.12、2.31，呈現(xiàn)先降低再上升的走勢(shì)。 老人患1 種以上慢性病Chronic的比率分別為58.65%、58.34%、55.88%、58.86%、59%和65.46%，患慢病種類數(shù)從1.06、1.09、0.96、1.10、1.08 上升到2018 年的1.34，趨勢(shì)不容樂觀。隨著我國(guó)人均預(yù)期壽命的提升，慢性病高發(fā)也成為老齡化社會(huì)的一大挑戰(zhàn)。 總的來(lái)看，近十年來(lái)兩個(gè)疾病指標(biāo)Illness、Chronic 是在趨向變差的。

（三）實(shí)證模型

由于是多維度測(cè)量，且各個(gè)指標(biāo)都是連續(xù)型變量，本文使用可識(shí)別潛類別變量及其比例的潛剖面模型（Latent Profile Model，LPM）。 潛剖面模型假定每種潛類別對(duì)各個(gè)測(cè)量指標(biāo)變量的取值結(jié)果具有某種傾向性的特定影響。［35－36］Grzywacz& Keyes 將老人整體健康分為完全健康、 不完全健康、完全不健康三類。［37］世界衛(wèi)生組織將老人內(nèi)在能力的變化分為能力強(qiáng)而穩(wěn)定、 能力衰退、嚴(yán)重失能三個(gè)階段。［13］參照這些做法，本文也將老年人健康預(yù)分為健康、一般、不健康三個(gè)潛類別（latent classes）。由健康、一般、不健康這三個(gè)互斥的潛類別來(lái)解釋老人在6 個(gè)健康指標(biāo)值的取值變化或差異。 模型如下所示：

式（1）中C 為潛類別變量，有j 個(gè)水平，本文j=1，2，3。潛剖面模型首先使用mlogit 回歸估計(jì)式（1）中的潛類別概率p（ci=j）（類似方差解釋比）。接著對(duì)6 個(gè)連續(xù)型測(cè)量指標(biāo)進(jìn)行線性回歸， 估計(jì)出第i 個(gè)指標(biāo)變量（i=1，2，……，6）在第j 個(gè)潛類別（j=1，2，3）的截距。由于模型中沒有解釋變量，該截距等價(jià)于指標(biāo)變量在每一類的預(yù)測(cè)均值， 截距越大，說明該潛類別對(duì)此指標(biāo)變量的影響越大。［35］

估計(jì)出潛類別概率、回歸截距之后，再把個(gè)體在各個(gè)指標(biāo)變量的作答結(jié)果代入貝葉斯后驗(yàn)概率公式（2），計(jì)算出老人在三種類別（C=1、2、3）的預(yù)測(cè)概率。 他在哪一類的概率最大，就將其歸入對(duì)應(yīng)的類別（健康、一般、不健康），從而完成對(duì)老年人健康類型的甄別。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）模型估計(jì)結(jié)果

Stata 軟件采用最大期望算法 （Expectation-Maximization Algorithm，EM）對(duì)潛剖面模型進(jìn)行迭代求解，參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表3 所示。

從表3 的參數(shù)估計(jì)結(jié)果來(lái)看，ADL、IADL、ADS、MMSE 都是正向測(cè)量老人健康， 而Illness、Chronic 都是負(fù)向測(cè)量老人健康。 前四個(gè)指標(biāo)在C1、C2 類相比C3 更低，后兩個(gè)指標(biāo)在C1、C2 相比C3 更高， 結(jié)合可知C1、C2、C3 分別代表著不健康、一般、健康三個(gè)潛類別。從測(cè)量指標(biāo)截距αij的估計(jì)結(jié)果看，ADL 在C2、C3 差別不大， 但與C1 類差距較大；IADL、ADS、MMSE 在三類老人之間的區(qū)分度比較均勻；Illness 在C1 的截距遠(yuǎn)大于在C2、C3 的截距。 而Chronic 在C1、C2、C3三類的值比較接近，反映老人患慢病的情況較為普遍。

表3 潛剖面模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

健康老人C3 盡管也平均有一種慢性病在身，但在日常活動(dòng)能力、器具性活動(dòng)能力、功能受限狀況、 認(rèn)知功能這4 個(gè)量表的取值都較高，可以獨(dú)立地完成日常生活，對(duì)外部環(huán)境有較強(qiáng)的適應(yīng)能力。從潛類別概率Pr（C=j）的估計(jì)值來(lái)看，C3這一類對(duì)6 個(gè)測(cè)量指標(biāo)的解釋能力越來(lái)越強(qiáng)，從62.6%上升到了68.5%， 說明健康這一類老人的作用越來(lái)越強(qiáng)了。

一般老人C2 在ADL、ADS 的取值較高，但在IADL 取值較低，IADL 活動(dòng)在一定程度上依賴于認(rèn)知功能。 C2 類老人在MMSE 取值已處于輕微缺損（得分為18～23）或中等缺損（得分為10～17）狀態(tài)， 這使得C2 類一般老人在IADL、MMSE 取值都偏低。

不健康老人C1 在ADL、IADL、ADS 的取值都較低，在MMSE 已處于嚴(yán)重缺損（0～9 分）狀態(tài)。C1 類老人已經(jīng)失去了獨(dú)立生活的能力，對(duì)外部環(huán)境形成了嚴(yán)重的依賴， 他們?cè)贗llness、Chronic 的取值也最高，尤其是兩年類患重病次數(shù)最少的有9 次，最多的達(dá)17 次。

（二）老人健康類型的識(shí)別結(jié)果

1.全樣本識(shí)別結(jié)果。 估計(jì)出參數(shù)αij、γj之后，把個(gè)體在各個(gè)指標(biāo)變量的作答結(jié)果代入公式（2），計(jì)算出老人在三種潛類別（C=1、2、3）的預(yù)測(cè)概率，它在哪一類的概率最大，就將其歸入對(duì)應(yīng)類別。 區(qū)分之后， 加總得到樣本中屬于健康、一般、不健康3 類老人的比例。 如表4 所示。

表4 潛剖面模型識(shí)別的老年人健康分類結(jié)果（單位：%）

從表4 可知，6 期數(shù)據(jù)中被識(shí)別為 “健康老人” 這一類的比例分別為62.77%、64.91%、64.49%、69.82%、73.41%、75.49%，而被識(shí)別為“不健康” 的比例為9.77%、9.8%、9.06%、9.44%、8.2%、6.67%，“健康”這一類老人的比例接近或超過了2/3，這與Yang and Meng 基于二階因子模型測(cè)量老人健康值的變化趨勢(shì)是一致的。［28］楊玲、宋靚珺基于CLHLS 的5 期數(shù)據(jù)， 也發(fā)現(xiàn)ADL、MMSE、PPT 三個(gè)健康量表都顯示2002—2014 年間中國(guó)老年人健康狀態(tài)呈現(xiàn)向好的趨勢(shì)。［27］這些測(cè)量、分類結(jié)果表明，盡管近十年來(lái)我國(guó)老人在患重病、慢性病等疾病指標(biāo)上有所惡化，但大多數(shù)老人仍能維持良好的功能發(fā)揮， 并且相比前期老人，后期老人還具有更好的功能發(fā)揮狀態(tài)，總體上享有較高水平的健康狀態(tài)。 這顯然得益于我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展帶來(lái)的社保、營(yíng)養(yǎng)、居住等經(jīng)濟(jì)生活條件的改善、醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的顯著進(jìn)步、活動(dòng)場(chǎng)所增多，以及老人教育程度、健康素養(yǎng)提高等原因。 Fogel 對(duì)美國(guó)的研究也表明老年人確實(shí)比他們的祖父母、曾祖父母擁有更好的健康狀況。［38］

2.分組樣本識(shí)別結(jié)果。 為進(jìn)一步揭示各個(gè)不同組群老齡健康變化的差異， 將樣本分為男性、女性兩組， 報(bào)告兩組老人在6 期的健康變化趨勢(shì)，如圖1 所示。 分性別來(lái)看，男性老人的健康狀況整體優(yōu)于女性老人，這與大多數(shù)研究的結(jié)果是一致的。 男性老人中，被識(shí)別為“不健康”這一類的比例低于女性， 且男性相對(duì)穩(wěn)定， 女性則在2014 年后有較為明顯的下降趨勢(shì)。男性老人被歸入“一般”這一類從2008 年后開始減少，而女性被歸入“一般”的在2008 年后減少的趨勢(shì)更明顯。男性老人被歸為“健康”這一類有較緩慢的上升，而女性“健康”老人的變化更快速，從54.25%增至71.22%。 相比男性，女性老人的健康改善更明顯，這歸功于女性的社會(huì)地位上升、經(jīng)濟(jì)收入增多、撫育孩子數(shù)量減少、受教育程度提高等原因。

圖1 按性別分的老人健康潛類別比例（單位：%）

同時(shí)，分城鎮(zhèn)、農(nóng)村來(lái)分析健康老齡變化，結(jié)果如圖2 所示。分城鄉(xiāng)來(lái)看，二者變化趨勢(shì)基本一致，而農(nóng)村老人的健康狀態(tài)略優(yōu)于城鎮(zhèn)老人。農(nóng)村老人被歸入“不健康”的比例低于城鎮(zhèn)老人，二者在2014 年之后有所減少。城鄉(xiāng)兩組被歸為“一般”老人的比例在2008 年后都有較為明顯的降低。相對(duì)應(yīng)，被識(shí)別為“健康”老人的在2008 年后都呈明顯的增多態(tài)勢(shì)。 總體上，城鄉(xiāng)的差異不大。

圖2 按城鄉(xiāng)分的老人健康潛類別比例（單位：%）

（三）樣本選擇問題

每期樣本個(gè)體中，既有從前幾期存活下來(lái)的老人，也有本期新增的老人。 考慮之前各期存活下來(lái)的老人在健康狀況上相對(duì)更好，可能存在樣本選擇問題。借鑒焦開山的做法［7］，我們對(duì)每一期的新增樣本進(jìn)行單獨(dú)識(shí)別，包括替代老人（由本地區(qū)年齡和性別相同的替換那些去世、 遷走、拒訪、失訪的）和首次調(diào)查老人（4）；作為對(duì)照，我們也報(bào)告了每一期樣本中從前面各期存活下來(lái)老人的識(shí)別結(jié)果（5）。 如圖3A、圖3B 所示。

從圖3A 可以看出，被識(shí)別為“健康”這一類老人在2008 年是降低的，但2011 年又有較大增幅，到2018 年由于新增樣本多達(dá)12165 人，代表性較好，“健康”老人達(dá)73.8%。 總體上，“健康”老人比例呈底部抬高的W 走勢(shì)。 “一般” 老人在2008 年之前是增多的， 但2011 年及之后各期開始降低。 “不健康”老人在2014 年之前都呈增多走勢(shì)，但在2018 年有一個(gè)較大幅度的降低，變?yōu)?.34%。 “不健康”老人的這種下降趨勢(shì)是否會(huì)延續(xù)下去，還需后期新數(shù)據(jù)進(jìn)一步驗(yàn)證。 從圖3A 對(duì)新增老人的識(shí)別結(jié)果看，從2011 年開始可以支持后期老人比前期老人更健康的基本結(jié)論， 而前三期的2002、2005、2008 數(shù)據(jù)并不支持該結(jié)論。

圖3B 對(duì)各期存活老人的識(shí)別結(jié)果顯示，走向健康老齡化的趨勢(shì)更強(qiáng)勁，說明各期存活老人對(duì)健康老齡化趨勢(shì)的貢獻(xiàn)更大。 由于歷經(jīng)各期存活下來(lái)的老人會(huì)逐期減少（如從1998 年存活下來(lái)的老人分別為2642、1052、358、128、47、10 人），相應(yīng)屬于后面各期存活下來(lái)的老人就對(duì)應(yīng)增多，而圖3B 的“健康”老人比例明顯上升，說明后期存活下來(lái)的老人又比前期存活下來(lái)的老人更為健康。 否則，如果是逆健康老齡化趨勢(shì)，隨著前期健康存活老人越來(lái)越少，圖3B 會(huì)呈下降走勢(shì)。

圖3 對(duì)新增、存活老人健康類型的識(shí)別結(jié)果（單位：%）

五、結(jié)論與政策建議

健康是保障老年人獨(dú)立自主和社會(huì)參與的基礎(chǔ)資源。 未來(lái)我國(guó)老年人將超過總?cè)丝诘?/3，老年期也占整個(gè)生命周期1/4 以上， 由此決定了實(shí)現(xiàn)“健康老齡化”是實(shí)施積極應(yīng)對(duì)人口老齡化戰(zhàn)略的關(guān)鍵所在。 后期老年人是否比前期老年人更健康？ 研究結(jié)果對(duì)相關(guān)制度改革、體系優(yōu)化、政策實(shí)施都非常重要。

從實(shí)證結(jié)果可以得到如下政策啟示： 第一，將促進(jìn)和維持老年人功能發(fā)揮作為共同目標(biāo)，整合各級(jí)政府及各部門資源，形成合力，提高我國(guó)老齡政策及工作的實(shí)效性。 第二，針對(duì)不同健康類型老年人采取差異化干預(yù)政策，對(duì)“健康”這一類老人，主要是預(yù)防慢性病，早發(fā)現(xiàn)、早治療，使其盡可能久地維持身體機(jī)能；對(duì)“一般”老人，著力于保持或延緩其能力衰退，提供支持性、適老化環(huán)境；對(duì)“不健康”老人，主要消除其日常生活、參與活動(dòng)的障礙，提供照護(hù)、輔助性器具等，確保有尊嚴(yán)的晚年生活。 第三，在全國(guó)范圍內(nèi)進(jìn)行支撐性環(huán)境的系統(tǒng)性改造升級(jí)，為老年人提供照護(hù)服務(wù)、輔助器具、無(wú)障礙設(shè)施與生活條件等。 第四，為患慢病、重病老人提供康復(fù)護(hù)理和醫(yī)學(xué)治療，尤其是發(fā)展社區(qū)康復(fù)護(hù)理服務(wù)。

注釋：

（1）數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)新辦，2022 年國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況新聞發(fā)布會(huì)。

（2）數(shù)據(jù)來(lái)源：澎湃新聞，https：//www.thepaper.cn/news-Detail_forward_18547178。

（3）數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家衛(wèi)健委，《健康中國(guó)行動(dòng)推進(jìn)委員會(huì)辦公室2019 年7 月29 日新聞發(fā)布會(huì)文字實(shí)錄》。

（4）新增老人：2002 年9590 人（替代1989 人、首次7601），2005 年7067 人 （替 代3561 人、 首 次3506），2008 年8482 人（替代3027 人、首次5455人），2011 年1276 人（替代713 人、首次563 人），2014 年1125 人 （全部為替代），2018 年12165 人（全部為首次）。

（5）存活老人：2002 年6316 人（1998 年存活下來(lái)的2642、2000 年存活下來(lái)的3674），2005 年8175 人（1998年1052 人，2000 年1578 人，2002 年5545 人），2008 年7475 人 （分別存活358 人、593 人、3241人、3283 人），2011 年8405 人 （分別存活128 人、236 人、2152 人、1679 人、4210 人），2014 年6067人 （分別存活47、96、1539、1111、2453、821 人），2018 年3489 人（分別存活10、20、760、570、1110、444、759 人）。