牟鑫 李明秋 黃海華

失能老人健康狀況和衛(wèi)生服務(wù)需求的相關(guān)回歸分析

牟鑫 李明秋 黃海華

目的 探討江漢油田失能老人健康狀況和衛(wèi)生服務(wù)需求及影響因素。方法 采用整群抽樣，使用自設(shè)問(wèn)卷、健康狀況自評(píng)表、日常生活能力量表（ADL）對(duì)江漢油田5個(gè)社區(qū)60歲及以上的3 343名老年人進(jìn)行面 對(duì)面問(wèn)卷調(diào)查。結(jié)果 （1）老年人失能率13.88%，失能老人健康自我評(píng)價(jià)為較差和很差占82.3%、慢性病患病率92.95%、調(diào)查前2周患病率30.4%、1年住院率38.2%。（2）二分類(lèi)Logistic回歸分析顯示，影響失能老人2周就診的促進(jìn)因素的OR值及95%CI分別是：年齡2.090（1.076～4.059）、體重指數(shù)1.677（1.114～2.524）、患慢病數(shù)1.457（1.087～1.953）；限制因素是兩周是否患病0.109（0.063～0.189）、去醫(yī)院時(shí)間0.167（0.098～0.287）。（3）影響失能老人1年住院的促進(jìn)因素的OR值及95%CI分別是：患慢病數(shù)1.429（1.120～1.824）、是否參加醫(yī)保1.500（1.154～1.951）、收入狀況1.596（1.003～2.541）；抑制因素有失能程度0.641（0.474～0.867）、婚姻狀況0.702（0.507～0.972）。結(jié)論 失能老人健康狀況比較差，慢性病患病率高，對(duì)失能老人應(yīng)開(kāi)展針對(duì)性的社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)、康復(fù)護(hù)理、健康促進(jìn)，滿足失能老人的衛(wèi)生服務(wù)需求，有利于改善健康水平和生活質(zhì)量。

老年人；失能；健康狀況；慢性病；衛(wèi)生服務(wù)需求與利用

失能老人是指完全失去或部分失去生活自理能力的老人。隨著我國(guó)人口老齡化進(jìn)程加快和平均壽命的延長(zhǎng)，失能老人也快速增加[1]。近年來(lái)有關(guān)老年人的健康狀況與衛(wèi)生服務(wù)需求的研究已有報(bào)道[2]，但失能老人的健康狀況如何，哪些因素導(dǎo)致老年人失能，哪些因素影響失能老人的衛(wèi)生服務(wù)需求，他們的衛(wèi)生服務(wù)需求與正常老人有何異同等，目前鮮見(jiàn)文獻(xiàn)報(bào)道。因此，探討失能老人的健康狀況和衛(wèi)生服務(wù)需求，有利于提供有針對(duì)性衛(wèi)生服務(wù)，提高健康水平[3]。為此，本課題組對(duì)江漢油田60歲及以上老年人開(kāi)展了相關(guān)研究。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 采用整群抽樣方法，隨機(jī)抽取江漢油田5個(gè)社區(qū)60歲以上的常住老年人進(jìn)行入戶問(wèn)卷調(diào)查。應(yīng)調(diào)查者3 449人，實(shí)際調(diào)查3 343人，調(diào)查率為96.93%，發(fā)放調(diào)查表3 343份，回收3 343份，回收率為100%。

1.2 調(diào)查工具和方法 采用問(wèn)卷形式進(jìn)行面對(duì)面現(xiàn)場(chǎng)訪談?wù){(diào)查，對(duì)語(yǔ)言障礙或神志不清等情形則由知情者應(yīng)答。調(diào)查員由社區(qū)醫(yī)生和社區(qū)專(zhuān)職從事老年工作的人員共80名組成，經(jīng)統(tǒng)一培訓(xùn)和考核合格后入戶調(diào)查。調(diào)查工具包括自設(shè)問(wèn)卷、健康狀況自評(píng)表、日常生活能力量表（ADL）。自設(shè)問(wèn)卷包括老年人的人口與社會(huì)經(jīng)濟(jì)學(xué)情況、生活習(xí)慣、健康狀況、患慢病情況、衛(wèi)生服務(wù)需求和利用、社會(huì)支持情況和養(yǎng)老方式等內(nèi)容。健康狀況自評(píng)分為“很好、較好、一般、較差、很差”五級(jí)。失能的判定采用世界衛(wèi)生組織（WHO）推薦和國(guó)際通行的ADL失能判定標(biāo)準(zhǔn)[4]，總分為56分，≤16分為正常，17～19分為輕度失能，20～22分為中度失能，≥23分為重度失能。

1.3 質(zhì)量控制 調(diào)查員統(tǒng)一培訓(xùn)，考核合格后上崗。一致性檢驗(yàn)Kappa值為0.887～0.977。調(diào)查過(guò)程中設(shè)立專(zhuān)人作現(xiàn)場(chǎng)指導(dǎo)，最后對(duì)所有調(diào)查表全面審核，檢查其完整性和一致性。數(shù)據(jù)采取雙人錄入，設(shè)定邏輯控制和檢查流程，確保數(shù)據(jù)準(zhǔn)確無(wú)誤。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 數(shù)據(jù)錄入采用Excel，統(tǒng)計(jì)分析采用SPSS 17.0，單因素分析采用χ2檢驗(yàn)和秩和檢驗(yàn)，以二元Logistic回歸模型分析影響失能老人2周就診和1年住院的因素。

2 結(jié)果

2.1 被調(diào)查老人的一般情況 共調(diào)查3 343人，其中男2 044人，女1 299人，平均年齡（73.2±11.2）歲。被調(diào)查老人中失能老人為464人，失能率13.88%，其中輕度失能229人，占49.4%；中度失能59人，占12.7%；重度失能176人，占37.9%。失能老人中在婚392人，占84.5%，非在婚（未婚、離婚和喪偶）72人，占15.5%。失能老人獨(dú)居和夫妻居住430人，空巢占92.7%。失能老人患慢性病431人，占92.95%、調(diào)查前2周患病率為30.4%、2周就診率31.5%、1年住院率38.2%，1年需住院而未住院125人（26.9%）。

2.2 老年人衛(wèi)生服務(wù)需求與利用比較 失能老人與非失能老人相比，在健康教育、保健指導(dǎo)、飲食指導(dǎo)、健康檔案、2周應(yīng)就診而未就診方面差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；其它方面比較差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。見(jiàn)表1。

表1 老年人衛(wèi)生服務(wù)需求與利用比較[n（%）]

2.3 影響失能老人2周就診的二元Logistic回歸分析 以失能老人2周就診與否為因變量，以性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、居住方式、體重指數(shù)、月收入、患慢病數(shù)、調(diào)查前2周是否患病、失能程度、是否參加醫(yī)保、經(jīng)濟(jì)收入、去醫(yī)院時(shí)間等為自變量，進(jìn)行二元Logistic回歸分析（Forward：wald法），引入水平為0.05，剔除水平為0.1。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，增齡、高體重指數(shù)、患慢病數(shù)多是2周就診的促進(jìn)因素（OR＞1，β＞0）；而兩周是否患病、去醫(yī)院時(shí)間長(zhǎng)是兩周就診的限制因素（OR＜1，β＜0）。見(jiàn)表2。

表2 影響失能老人2周就診的多因素Logistic回歸分析

2.4 影響失能老人1年住院的二元Logistic回歸分析 以失能老人1年就診與否為因變量，以性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、居住方式、體重指數(shù)、月收入、患慢病數(shù)、調(diào)查前兩周是否患病、調(diào)查前兩周是否就診、失能程度、是否參加醫(yī)保、經(jīng)濟(jì)收入、去醫(yī)院時(shí)間等為自變量，進(jìn)行二元Logistic回歸分析（Forward：wald法），引入水平為0.05，剔除水平為0.1。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，患慢病數(shù)多、參加醫(yī)保、經(jīng)濟(jì)收入高是影響1年住院的促進(jìn)因素（OR＞1，β＞0）；而失能程度低、在婚是影響1年住院的抑制因素（OR＜1，β＜0）。見(jiàn)表3。

表3 影響失能老人1年住院的多因素Logistic回歸分析

3 討論

3.1 失能老人的人口經(jīng)濟(jì)學(xué)特征 根據(jù)調(diào)查結(jié)果分析，江漢油田失能老人具有以下特征：（1）老年人失能率為13.88%，低于全國(guó)平均水平（16.9%）[5]。失能老人中輕度失能229人，占

49.4 %；中度失能59人，占12.7%；重度失能176人，占37.9%。（2）失能老人的年齡段主要集中在70～79歲，占64.9%，這可能與江漢油田老年人口結(jié)構(gòu)特征相關(guān)，老年人口中70～79歲占

66.5 %，江漢油田是60年代我國(guó)石油會(huì)戰(zhàn)時(shí)期成立的油田，當(dāng)時(shí)大批年輕石油工人遷徙而來(lái)。（3）失能老人中男性比例較高，占

73.5 %，而全國(guó)失能老人的平均水平是女性失能率高于男性[5]。

3.2 失能老人的衛(wèi)生服務(wù)需求與利用情況分析 調(diào)查結(jié)果顯示，失能老人對(duì)衛(wèi)生服務(wù)需求前5位依次是健康教育、定期體檢、上門(mén)護(hù)理、保健指導(dǎo)、定期家訪。失能老人在康復(fù)護(hù)理、上門(mén)護(hù)理、定期家訪、家庭病床、就醫(yī)指導(dǎo)、定期體檢等方面與非失能老人相比差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），而在健康教育、保健指導(dǎo)、健康檔案、飲食指導(dǎo)等方面與非失能老相比差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。江漢油田失能老人的衛(wèi)生服務(wù)需求明顯高于其它地區(qū)的老年人[6]。同時(shí)從衛(wèi)生服務(wù)利用情況分析，失能老人的

2周患病率、2周就診率、1年住院率、1年需住院而未住院率均高于非失能老人，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）；2周應(yīng)就診而未就診率兩者相比差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。衛(wèi)生服務(wù)利用是人民群眾的衛(wèi)生服務(wù)需要與衛(wèi)生服務(wù)供給相互作用的客觀指標(biāo)，既反映實(shí)際衛(wèi)生需求量，也反映同期衛(wèi)生資源的使用效率[7]。因此，衛(wèi)生服務(wù)的可及性是衡量與評(píng)價(jià)衛(wèi)生服務(wù)系統(tǒng)公平性、效率和質(zhì)量的重要指標(biāo)，是患者獲得適當(dāng)衛(wèi)生保健的能力[8]。江漢油田應(yīng)合理配置衛(wèi)生資源，醫(yī)療機(jī)構(gòu)應(yīng)開(kāi)展有針對(duì)性的社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)。

3.3 通過(guò)對(duì)影響失能老人2周就診率和1年住院率的二元

Logistic回歸分析 結(jié)果顯示增齡、高體重指數(shù)、患慢病數(shù)多是影響失能老人2周就診的促進(jìn)因素，而2周是否患病、去醫(yī)院時(shí)間長(zhǎng)是影響2周就診的限制因素。同時(shí)，患慢病數(shù)多、參加醫(yī)保、經(jīng)濟(jì)收入高是影響失能老人1年住院率的促進(jìn)因素，而失能程度低、在婚是影響1年住院率的抑制因素。研究表明[9]，影響老年人

1年住院的主要因素是3年內(nèi)是否接受過(guò)體檢、看病貴、滿意程度，說(shuō)明不同老年人群之間存在較大差別。因此，江漢油田應(yīng)針對(duì)失能老人的特點(diǎn)，開(kāi)展有針對(duì)性的多種形式和多層次全方位的社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)、康復(fù)護(hù)理，積極開(kāi)展慢性病的防治工作，健全醫(yī)療保險(xiǎn)制度，改善失能老人健康水平和生活質(zhì)量。

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Objective To investigate the health status and the demands of community health services for the elderly disability of jianghan oilf i eld, evaluate the inf l uencing factors in selecting the requirement of health services. Methods The cluster sampling used, 3 343 elderly people, aged 60 or more, from 5 communities in Jianghan Oilf i eld, were nvestigated face to face through self designed questionnaire, health status selfevalua ting table and activity of daily living (ADL). Results (1) The rate of disabled elderly was 13.88%, the results which were poor and very poor in health state self-assessment of the elderly disability was 82.3%, the rate of chronic disease was 92.95%, the two-week prevalence rate was 30.4%, the admission rate was 38.2%. (2) Through binary Logistic regression analysis, the odds ratio and 95% CI of inf l uencing two-week prevalence accelerated factors appeared to be: age as 2.090 (1.076-4.059); body mass index (BMI) as 1.677 (1.114-2.524); the number of chronic non-infectious disease as 1.457 (1.087-1.953). Odds ratio and 95% CI on astricted factors appeared to be: two-week prevalence rate as 0.109 (0.063-0.189); the time going to hospital as 0.167 (0.098-0.287). (3) the odds ratio and 95% CI of inf l uencing the admi ssion rate accelerated factors appeared to be: the number of chronic non-infectious disease as 1.429 (1.120-1.824); purchasing medical insurance as 1.500 (1.154-1.951); income as 1.596 (1.003-2.541). Odds ratio and 95% CI on limited factors appeared to be: the degree of disability as 0.641 (0.474-0.867); the marital status as 0.702 (0.507-0.972). Conclusion The elderly disability was inferior in health status and morbidity of chronic non-infectious disease was relatively higher. We should energetically develop targeted community health service, rehabilitation nursing, health promotion, enhance the health level and the quality of life.

Aged; Disability; Health status; Chronic non-infectious diseases; The demand and utilization of health services

10.3969/j.issn.1009-4393.2016.32.005

湖北 433121 湖北江漢油田總醫(yī)院老年病科 （牟鑫 李明秋黃海華）

李明秋 E-mail:lmqaiyy@163.com