陳 璐 王婉鶯

一、引 言

人口老齡化是關(guān)系經(jīng)濟社會發(fā)展的戰(zhàn)略問題，我國自2000 年進入老齡化社會以來，老年人口規(guī)模和占比都持續(xù)增加。2022 年2 月28 日國家統(tǒng)計局公布的2021 年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報顯示，全國總?cè)丝跒?4.1 億，其中60 歲及以上老年人口2.67 億，占總?cè)丝诘?8.9%。與第六次全國人口普查數(shù)據(jù)相比，11 年間我國60 歲及以上人口比重上升5.64%。老年人口規(guī)模大、老齡化速度快成為我國人口老齡化的典型特征。在這樣的規(guī)模和趨勢下，無論對于家庭、社會還是國家，老年人的照料、醫(yī)療和養(yǎng)老等問題都面臨巨大的挑戰(zhàn)。2022 年3 月1 日在15 個部門聯(lián)合印發(fā)的《“十四五”健康老齡規(guī)劃》中寫明，“十四五”時期是我國全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家新征程的第一個五年，也是積極應(yīng)對人口老齡化的重要窗口期，促進健康老齡化將進入新的發(fā)展階段。因此，結(jié)合我國當前老年人口規(guī)模逐步增加與人均壽命不斷延長的人口特征，識別老年人的健康狀態(tài)，探尋老齡健康影響機制并進行精準干預(yù)，能夠在一定程度上減少醫(yī)療衛(wèi)生需求，提升國民健康水平，實現(xiàn)“健康中國”戰(zhàn)略目標。健康老齡指標體系的構(gòu)建是健康老齡化科學研究的基礎(chǔ)，是“積極應(yīng)對人口老齡化”的題中之義，這不僅是我國推進健康老齡化建設(shè)的起點和抓手，更是進行有效健康干預(yù)的前提和途徑。在此基礎(chǔ)上，進一步探究影響健康老齡指標體系的重要因素，檢驗不同年齡組、出生隊列、性別和城鄉(xiāng)間老年人健康的差異，可以幫助我們發(fā)現(xiàn)健康弱勢群體，為進一步消除健康不平等提供政策依據(jù)。

因此，本文采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS)2011 年至2018 年數(shù)據(jù)，通過設(shè)定健康水平之間的梯度差異，系統(tǒng)性構(gòu)建由嚴格到逐漸寬松的多層次健康老齡指標體系，以期為全生命周期的健康干預(yù)提供科學依據(jù)，從而全面提高老年人的健康水平和生活質(zhì)量。在現(xiàn)有文獻研究的基礎(chǔ)上，本文嘗試從3 個方面做出可能的推進：第一，從疾病、抑郁癥狀、認知功能及日常行為能力4 個維度，選取65 個健康狀況測評問題，構(gòu)建六類健康指標，并根據(jù)各指標反映出的不同健康程度設(shè)置閾值，建立3 個層次的健康老齡梯度，以期精準刻畫老年人的健康狀態(tài)；第二，在健康老齡指標體系構(gòu)建的基礎(chǔ)上，著重考察年齡效應(yīng)和出生隊列效應(yīng)對不同梯度健康老齡指標的影響差異；第三，檢驗健康老齡指標體系對老年人生存持續(xù)時間和生活滿意度的影響。

本文其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是背景介紹；第三部分是文獻綜述；第四部分是研究設(shè)計；第五部分是回歸結(jié)果及分析；第六部分是進一步研究；最后是結(jié)論及政策啟示。

二、背景介紹

人口老齡化是國際社會面臨的共同問題，伴隨著全球生產(chǎn)力和技術(shù)的進步與人類整體壽命的延長，對這一問題的認識不斷深化，其行動框架不斷完善。最初的研究僅將老年人視為需要單向照護和幫扶的弱勢群體，關(guān)注的重點多集中在老齡化對社會和經(jīng)濟帶來的負面影響。此后，“成功老齡化”(Successful Aging)理念的提出，推動了對人口老齡化問題的認識由消極向積極轉(zhuǎn)變(劉文和焦佩，2015)。然而在隨后的研究中，學者們逐漸認為“成功”一詞略帶功利性，簡單將老年生活狀態(tài)二分化，并不適合現(xiàn)代老年友好社會的建設(shè)(Holstein 和Minkler，2003)。隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展與醫(yī)療水平的提高，全球人均預(yù)期壽命在2000 年至2016 年間增加了5.5 歲(World Health Organization，2020a)。與此同時，老年人慢性疾病的患病率和失能程度也呈現(xiàn)出上升趨勢，進而導致疾病與照料負擔不斷加重，這被學者稱為“勝利的失敗(Failure of Success)”(Gruenberg，1977)?！敖】道淆g化”(Health Aging)的概念在1987 年5 月世界衛(wèi)生大會上被首次提出，隨后在1990 年哥本哈根世界老齡大會上，世界衛(wèi)生組織將“健康老齡化”提升為全球應(yīng)對人口老齡化問題的發(fā)展戰(zhàn)略，強調(diào)其對縮短帶病生存期和延長健康余命的重要性(陳坤和李士雪，2017)。2002 年世界衛(wèi)生組織在健康老齡概念基礎(chǔ)上又增加了“參與”和“保障”兩個維度，發(fā)布了《積極老齡化：政策框架》(Active Aging：A Policy Framework)，將關(guān)注視角擴大到老年人的心理層面，把所有老年人，包括殘疾、虛弱和需要照料的人都能延長健康的預(yù)期壽命和提高生活質(zhì)量作為最終目標(劉文和焦佩，2015)。此后，為了更好地構(gòu)建適用于全體老年人的全球公共衛(wèi)生行動框架，世界衛(wèi)生組織于2015 年發(fā)布了《關(guān)于老齡化與健康的全球報告》(World Report on Aging and Health)，再次定義“健康老齡化”概念并進行了拓展，從生命歷程的動態(tài)功能軌跡變化視角，加入老齡友好環(huán)境對健康老齡化的影響，強調(diào)健康老齡化并不僅僅是沒有疾病困擾，而是“發(fā)展和維護老年健康生活所需功能發(fā)揮的過程”，從而啟發(fā)各國將老齡化研究從結(jié)果轉(zhuǎn)向過程，構(gòu)建以老齡人口為核心的、更具操作性的“醫(yī)療、照護與環(huán)境”綜合性公共衛(wèi)生服務(wù)行動指導框架(杜鵬和董亭月，2015)。

我國政府始終高度重視老齡人口的健康問題。2016 年國務(wù)院發(fā)布《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》，提出推進健康中國建設(shè)的宏偉藍圖和行動綱領(lǐng)。2017 年十九大報告更是將“健康中國”作為國家建設(shè)的重要戰(zhàn)略部署，對發(fā)展健康產(chǎn)業(yè)、堅持預(yù)防為主的醫(yī)療衛(wèi)生體系、加強人口戰(zhàn)略研究以及積極發(fā)展老齡事業(yè)等方面都明確了發(fā)展目標和方向。2020 年10 月，十九屆五中全會進一步明確了“實施積極應(yīng)對人口老齡化國家戰(zhàn)略”，將積極應(yīng)對人口老齡化上升到國家戰(zhàn)略層面。 2022 年3 月《“十四五”健康老齡化規(guī)劃》進一步提出，以“滿足老年人對健康的基本需求，兼顧多層次多樣化需求”為目的，健全老年健康標準規(guī)范體系，提高全人群、全生命周期健康水平。

三、文獻綜述

（一）健康老齡指標構(gòu)建

隨著對“健康老齡化”研究的不斷深入，自1982 年到2018 年間僅中文發(fā)表的與健康老齡相關(guān)的文獻數(shù)量已達800 余篇(向運華和王曉慧，2019)。然而，國內(nèi)外學者對于如何界定和衡量“健康老齡”仍然莫衷一是，梳理現(xiàn)有文獻，衡量指標大致可劃分為3 類：單一指標、多指標并行和基于多指標構(gòu)建綜合指標。

單一指標衡量健康老齡，常見指標包括軀體功能及相關(guān)障礙、預(yù)期壽命、慢性疾病、自評健康等。軀體功能及相關(guān)障礙被視為老年人獨立生活能力的重要判斷依據(jù)，并與老年人存活時間顯著相關(guān)(張文娟等，2019)，因此部分研究采用日常生活能力指標(Activities of Daily Living，ADL)評估老年人軀體功能的變化程度(Zhang 和Feldman，2020)。期望壽命是衡量人群健康狀況的基本指標之一(Bhattacharya 等，2013)，健康的老人更有可能擁有較高的預(yù)期壽命，因此部分研究將預(yù)期壽命作為評估老齡健康的指標(Bj?rnskov，2008)。慢性非傳染性疾病已經(jīng)成為導致我國居民死亡的主要原因。根據(jù)2019 年國家衛(wèi)生健康委員會數(shù)據(jù)顯示，我國老年人慢性病患病人數(shù)達1.8 億，超過七成老人患有一種及以上慢性病，因此慢性病也成為衡量老齡健康的重要指標(李琴等，2014)。自評健康同樣常被用于衡量老年人的健康狀況(劉國恩等，2004； 珺周慧等，2020)。選擇單一健康指標雖然簡單直觀，但由于衡量維度較為單一，無法完整捕捉老年人整體的健康狀態(tài)。

多指標并行衡量健康老齡，主要指使用多個獨立健康指標分別對老齡健康進行度量。例如，Kalwij 和Vermeulen(2008)采用健康衡量指標分別刻畫歐洲老年人的健康狀況，包括：中度和重度慢性疾病、ADL、握力、BMI(超重和肥胖)、精神健康、自評健康。李婷和張閆龍(2014)使用自評健康、心理健康、ADL 和簡易認知狀態(tài)量表(Mini-Mental State Examination，MMSE)得分構(gòu)成4 個方面的評價指標。余央央和封進(2017)將高血壓、糖尿病、身體質(zhì)量指數(shù)(BMI)、工具性日常生活能力(Instrumental Activities of Daily Living，IADL)和軀體功能(Physical Function，PF)指標共同作為衡量健康的指標。

此外，還有一類是在多指標的基礎(chǔ)上通過賦值或計算，構(gòu)建一個新指標用于衡量健康老齡。指標的賦值處理方式可分為兩種，一種是通過對多維度健康變量的打分，以綜合得分高低衡量老年人健康狀況，如健康老齡指數(shù)(Healthy Aging Index)(Chu 和Chen，2021)、健康老齡得分(Healthy Aging Score)(Jaspers 等，2017)、自我老齡評估(Selfie Aging Index)(Gon?alves 等，2017)、虛弱指數(shù)(陸杰華和郭冉，2019)、健康集中指數(shù)(范紅麗等，2021)等；還有一種是以傷殘損失生命年(Years Lived with Disability)為量化指標，基于全球疾病負擔的傷殘權(quán)重進行賦值來評估老年健康結(jié)果(高明華，2020)。

無論是單指標、多指標并行還是基于多指標構(gòu)建一個綜合指標，大多是把老年人的健康狀況簡單二分，即健康與不健康，較少考慮健康群體內(nèi)部存在的差異梯度，造成忽略目標群體內(nèi)部復雜的健康差異(Cosco 等，2014)，無法充分反映老年階段健康狀況的動態(tài)變化(Manierre，2019)，導致對樣本群體健康狀態(tài)的估計偏誤，使仍然具備獨立生活能力、擁有較高生命質(zhì)量的老年人被判定為非健康狀態(tài)。Hsu 和Jones(2012)發(fā)現(xiàn)，按照二分法對樣本進行“成功老齡化”判定后，我國臺灣地區(qū)有超過70%的受訪樣本被劃分至非成功老齡群體。然而，他們進一步根據(jù)年齡隊列將“非成功”群體細化為高齡組的“一般老齡”梯度和低齡組的“健康衰退”梯度后，發(fā)現(xiàn)其中僅有11.4%的受訪者無法獨立自主生活而存在對外部照料的高度依賴性。為了解決上述健康老齡衡量的問題，學者們在原有指標上不斷進行拓展。Jaspers 等(2017)以三分位數(shù)作為臨界值，將“健康老齡得分”劃分為“健康老齡”(Healthy Aaging)、“中等的老齡”(Intermediate Aging)和“差的老齡”(Poor Aging)3 類，但是采用分位數(shù)方法劃分健康狀態(tài)的合理性還需進一步論證。McLaughlin 等(2020)做了進一步的推進，構(gòu)建出多梯隊“健康老齡”評估體系，在判斷老年人是否健康的同時，進一步區(qū)分不同程度的健康水平。然而，McLaughlin 等(2020)構(gòu)建的健康老齡體系中僅對患病情況和認知能力兩個維度的指標進行了梯度劃分，缺乏對各維度指標體系梯度的細致刻畫。

（二）影響健康老齡的因素

Grossman(1972)從生命周期角度，將健康視為同時具備消費品、生產(chǎn)要素和投資品三重屬性的耐用商品，為研究健康需求提供了重要的理論基礎(chǔ)。老年人的健康狀況是生理狀態(tài)隨時間推移而產(chǎn)生的動態(tài)變化結(jié)果(World Health Organization，2015)，受到社會經(jīng)濟、文化、環(huán)境、遺傳等諸多因素的交互影響(王曲和劉民權(quán)，2005)?，F(xiàn)有研究多從個體自然稟賦、社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、生活習慣與環(huán)境等角度研究影響老齡健康的因素。個體自然稟賦中年齡和性別被認為顯著影響老年人健康狀況(Grossman，1972；Chu 和Chen，2021)。此外，大量研究也發(fā)現(xiàn)健康與個體的社會經(jīng)濟特征密切相關(guān)，如教育(程令國等，2015)、城鄉(xiāng)差異(張文娟等，2019)、醫(yī)療服務(wù)利用(潘杰等，2013)、經(jīng)濟收入(葛延風等，2020)等。除此之外，個人生活習慣，例如飲酒(李婷和張閆龍，2014)、抽煙(Kim 等，2021)等也會對健康產(chǎn)生重要影響。近年來有部分學者基于累積不平等理論，研究早期風險因素的累積對老年期健康的影響，例如早期社會心理風險等因素對老年期健康產(chǎn)生的影響(高明華，2020)。

四、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)

本文采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)。CHARLS 于2011 年在全國進行基線調(diào)查，追蹤收集中老年人個體、家庭和社區(qū)的數(shù)據(jù)，目前已公布的全國調(diào)查數(shù)據(jù)共有4 期，分別為2011 年、2013 年和2015 年和2018 年。CHARLS 分別在全國28個省(自治區(qū)、直轄市)的150 個縣、450 個社區(qū)(村)開展調(diào)查訪問。本文采用2011 至2018 年共4 期追蹤數(shù)據(jù)，研究對象年齡限定在60 歲至90 歲，最終樣本為22189 個，其中男性樣本10558 個，女性樣本11631 個。

（二）變量的設(shè)定

1. 被解釋變量：健康老齡指標體系

(1) 4 個維度的健康老齡指標

依據(jù)世界衛(wèi)生組織2015 年對健康老齡的定義，我們以老人是否能夠獨立生活作為核心判定標準，從慢性病、抑郁癥狀、認知功能以及日常行為能力4 個維度，選取慢性疾病患病、慢性病治療、抑郁水平、認知功能、日常生活自理能力(ADL)以及軀體功能(PF)六類健康指標，涉及CHARLS 問卷中65 個健康相關(guān)問題(見附錄1)，構(gòu)建出健康老齡指標體系(見附錄2)。

健康維度1——慢性疾病指標。世界衛(wèi)生組織發(fā)布的關(guān)于全球疾病負擔報告(World Health Organization，2020b)顯示，中高收入國家前十大死亡原因中除了意外和呼吸道傳染疾病外，主要由8 種非傳染性疾病(分別是缺血性心臟病、中風、慢性阻塞性肺病、呼吸系統(tǒng)癌癥、糖尿病、高血壓、阿爾茲海默癥相關(guān)記憶類疾病和胃癌)組成?；诖耍疚恼项净己粑到y(tǒng)癌癥和胃癌為癌癥變量并將阿爾茲海默癥納入認知能力測度后，將6 項慢性病指標納入健康維度1。在此基礎(chǔ)上，為了進一步刻畫健康梯度，我們將慢性病患病治療情況(包括服用中藥、服用西藥、吃藥以外的其他治療方法，以及接受侵入性治療、康復療法等)也納入健康維度1。

健康維度2——抑郁指標。研究表明抑郁癥狀會隨年齡增加而惡化(Ferrand 等，2020)，同時抑郁會增加失能風險并導致疾病負擔上升(Caspi 等，2003)。CHARLS 問卷中使用流調(diào)中心抑郁水平評定量表10 個問題(10-item Center for Epidemiologic Studies Depression Scale，CESD-10)圍繞受訪者的精神狀況、對自身和生活的感受等方面進行數(shù)據(jù)采集。為更加清晰地劃分不同梯度抑郁癥狀，本文借鑒Lei 和Bai(2020)的研究，將總分為30 分的CESD-10 按照10 分和20 分的閾值，劃分為是否存在抑郁癥狀和是否存在嚴重抑郁癥狀兩個梯度。

健康維度3——認知能力指標。認知能力障礙被認為介于正常衰老與癡呆之間(Jia 等，2014)，是阿爾茲海默癥等疾病的重要臨床表現(xiàn)之一(Janvin 等，2006)，伴隨認知障礙程度的加深不僅可能出現(xiàn)記憶退化，而且會造成生活自理能力的喪失(葛延風等，2020)。本文選取CHARLS 問卷中兩類認知能力測度指標，第一類是考察情景記憶能力，通過20 個問題測試即時與延時記憶能力，本部分滿分為10 分；第二類是考察認知狀態(tài)，問卷分別從數(shù)學計算能力、時間認知能力及圖像認知能力等方面進行測度，本部分滿分為11 分。這兩類問題加總后滿分為21 分，分數(shù)越低表示認知能力越差。為進一步刻畫老齡健康梯度，本文借鑒Janvin 等(2006)的研究，對認知障礙進行閾值劃分，以樣本中位數(shù)和均值減1.5 倍標準差分別作為認知能力較好和存在認知障礙的閾值。

健康維度4——身體功能障礙指標。作為衡量老年健康的重要指標之一，日常行為能力受限會影響老年人日常獨立生活，而隨著年齡增長，失能風險也會顯著上升(Zhang 和Feldman，2020)?；诖?，本文把5 項ADL 指標和7 項軀體功能(Physical Function，PF)指標納入老齡健康衡量體系。ADL 分值范圍為0 分～50 分，PF 取值范圍在0 分～70 分(Zheng 等，2020)。ADL 得分為50 分表明受訪者無任何日常行為能力困難；若得分小于50 分大于40 分，則表明盡管受訪者存在一項ADL 困難，但是所有活動均可獨立完成；若受訪者有任意一項無法自己獨立完成即得分為0 分，被認為是失能(米紅等，2020)。PF 的賦值邏輯與ADL 一致，得分70 分表示受訪者不存在任何軀體功能障礙。

(2) 3 個分層的健康老齡指標體系

為避免由于指標約束過于嚴格造成能夠滿足正常生活狀態(tài)、維持良好功能發(fā)揮的老人被排除在健康老齡之外，本文進一步構(gòu)造3 個層次的健康老齡指標：“分層一”為嚴格程度最高的指標、“分層二”為適當寬松的指標、“分層三”為最寬松的健康老齡指標(見表1)。

表1 三個層次的健康老齡指標體系

在“分層一”中，我們借鑒Jaspers 等(2017)和Mclaughlin 等(2020)的研究，把無慢性病、無抑郁癥狀、無日常行為能力困難、認知能力高于平均水平的老人歸為“健康老齡分層一”，即最健康老齡梯隊。

在“分層二”中，我們逐漸對4 個維度健康指標約束進行適度放松。第一，依據(jù)世界衛(wèi)生組織(2015)的報告，一些老年人在身患一種或多種慢性疾病的情況下，仍能維持較高水平的健康狀態(tài)。因此，我們放松了對慢性病患病指標的約束，將即使確診慢性病，但目前不需要服藥或進行輔助治療的老人納入第二梯度健康老齡分層。第二，將抑郁癥狀從無任何抑郁癥狀放松至無嚴重抑郁癥狀。第三，將認知能力從無任何認知障礙約束條件放松至無嚴重認知障礙。第四，將ADL 和PF 指標放松至僅允許一項存在困難，但所有活動均能夠獨立完成。若老人能夠滿足以上變量約束條件，則被歸為“健康老齡分層二”。

在“分層三”中，我們放松慢性病指標限制，并且對ADL 和PF 指標以老人能夠獨立生活為前提，不再對存在困難的活動項目數(shù)量設(shè)限，但是必須滿足所有活動項目都能夠獨立完成，在此設(shè)定下，構(gòu)建“健康老齡分層三”。

本文基于4 個維度和3 個分層的健康老齡指標體系構(gòu)建出有序被解釋變量。被解釋變量以全部樣本為基礎(chǔ)，包含3 個健康分層的老人及不滿足健康老齡指標的老人，我們設(shè)定為4 分類有序變量，分別為：不滿足健康老齡分層三＝0；滿足健康老齡分層三＝1；滿足健康老齡分層二＝2；滿足健康老齡分層一＝3。

2. 解釋變量

在檢驗影響老齡健康的因素部分，我們主要關(guān)注年齡、出生隊列、性別和城鄉(xiāng)變量，并納入3 個方面的控制變量，分別為人口特征變量(受教育程度、是否擁有至少一項公共醫(yī)療保險、婚姻狀態(tài))、健康行為變量(抽煙和飲酒)及家庭特征變量(子女在附近居住和家庭過去一年的總收入)?？疾祀S年齡增長而出現(xiàn)的健康老齡指標的變化被視為年齡效應(yīng)，該指標更多衡量與生理變化相關(guān)的影響。對于不同的社會背景和時代條件，即不同出生隊列人群在年齡效應(yīng)上的差異被視為出生隊列效應(yīng)，該指標衡量外界環(huán)境相關(guān)因素通過生命歷程產(chǎn)生的累積影響。隊列效應(yīng)成為衡量老齡健康和生命歷程的重要工具(Yang，2011)，也是人口學中重要的時間變量衡量維度(李婷和張閆龍，2014)。

（三）變量的描述性統(tǒng)計

1. 健康老齡指標體系的描述性統(tǒng)計

我們對4 個維度和3 個分層健康老齡指標進行了描述性統(tǒng)計(見附錄3)。其中，滿足健康老齡分層約束從嚴格至寬松的老年人占比分別為7.6%、29.5%和59.3%，即60 歲及以上老年人中無慢性病、無抑郁癥狀、無日常行為能力困難、認知能力高于平均水平的老人占比為7.6%；沒有嚴重抑郁和認知障礙、能獨立生活、身體機能不受限的老人占比為59.3%。未患6 類慢性病的老年人口僅占總樣本的28.9%；能夠無困難完成7 項日常行為的老人占比為33.7%；無抑郁癥狀的老人占總樣本的63.4%；接近80%的老人5 項ADL 無困難。當4 個維度的健康指標逐步寬松后，無需定期服藥或接受治療的老人占比為56%，90%以上的老人沒有嚴重抑郁癥狀和認知障礙。在第三層次健康老齡指標體系中，能夠獨立完成5 項日常生活能力的老人占比為92.6%，7 項身體機能有困難但能夠獨立完成的老人占比65.4%。

附錄3 中我們進一步檢驗了不同分層健康老齡指標在性別和城鄉(xiāng)上的差異，結(jié)果顯示男性所有健康指標均優(yōu)于全樣本平均水平和女性樣本；城市老年人除患慢性病比率高于全樣本水平和農(nóng)村水平外，其他健康水平均優(yōu)于農(nóng)村老年人。我們進一步通過圖1 和圖2 考察在年齡效應(yīng)和出生隊列效應(yīng)下滿足3 個層次健康老齡約束的老人占比情況，其中不同類型的實線和虛線分別代表4 個出生隊列，用實線和虛線的不同粗細代表同一隊列的老人在3 個健康層次的占比。圖1a 和圖1b 分別呈現(xiàn)了健康老齡分層指標男性和女性的差異。其中，女性健康狀況在全年齡段均出現(xiàn)代際間的惡化，男性健康水平高于女性，但性別差異隨年齡的增長而呈現(xiàn)縮小趨勢。值得注意的是，在80歲以上男性群體內(nèi)健康狀況呈現(xiàn)出隨年齡增長而上揚的趨勢。圖2a 和圖2b 分別呈現(xiàn)了不同出生隊列分城鄉(xiāng)的變化趨勢，其中城市老人整體的健康狀況呈現(xiàn)代際改善的特征，農(nóng)村老人不同出生隊列間健康差異相對較小，且呈現(xiàn)出代際健康狀況惡化的趨勢。

圖1 健康老齡分層的性別差異(代際和年齡組)

圖2 健康老齡分層的城鄉(xiāng)差異(代際和年齡組)

2. 核心解釋變量和控制變量描述性統(tǒng)計

表2 呈現(xiàn)了核心解釋變量和控制變量的描述性統(tǒng)計，為檢驗全樣本和滿足健康的樣本間是否存在特征差異，我們將滿足第三層健康老齡約束及以上的樣本記為健康老人樣本，在表2 中加入其描述性統(tǒng)計。全樣本的平均年齡約為68 歲，其中1940 年代出生的老人占比最高為45.3%。女性樣本占比約52.4%，農(nóng)村戶口老人占比較高，平均受教育年份為4.1 年，93.7%以上的老人擁有至少一項公共醫(yī)療保障。在健康樣本中，出生于1920 年代的樣本占比為0.9%，比全樣本占比2.0%低了一半以上，出生在1930年代的老人占比為11.5%，低于全樣本的15.8%；而1950 年代出生的老人占比為41.8%，顯著高于全樣本的37.0%。此外，健康樣本中的老年人平均年齡較全樣本下降1 歲，60 歲～69 歲年齡組占比增至72.7%，70 歲～79 歲和80 歲～89 歲的中高齡組占比則出現(xiàn)顯著下降。健康樣本中，男性占比提升8.7%，農(nóng)村老人占比下降4.9%，不論是受教育年數(shù)、擁有至少一項社會醫(yī)療保障、已婚比率，還是抽煙或喝酒行為及家庭收入指標，均高于總體樣本。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計

續(xù)表2

（四）計量模型

基于被解釋變量“健康老齡”的有序特征，若使用普通多元線性回歸模型可能會造成被解釋變量內(nèi)部排序被忽視或處理為基數(shù)的情況，因此本文采用有序Logistic 模型?？紤]到本研究重點關(guān)注的核心解釋變量如出生隊列和性別均屬于非時變變量，因此本文采用面板隨機效應(yīng)有序logistic 模型。模型構(gòu)建如下：

五、回歸結(jié)果及分析

（一）健康老齡影響因素

表3 呈現(xiàn)了對全樣本(第1 列至第3 列)及分性別(第4 列和第5 列)和分城鄉(xiāng)(第6 列和第7 列)樣本有序Logistic 模型估計結(jié)果。表3 第1 列中，年齡變量系數(shù)顯著為正，相對于80 歲～90 歲高齡老人，60 歲～69 歲的低齡老人和70 歲～79 歲的中齡老人獲得健康老齡的概率更高。在第2 列中加入出生隊列變量后，我們發(fā)現(xiàn)年齡變量的系數(shù)有所下降，說明未考慮出生隊列效應(yīng)，會高估年齡效應(yīng)對健康老齡的影響。表3 第2 列中，出生隊列與健康老齡狀態(tài)呈顯著正相關(guān)，即出生更晚的老人獲得更好健康狀態(tài)的可能性更大。這與陸杰華和郭冉(2019)的研究結(jié)果一致。分析健康老齡指標在代際間改善的原因可能在于，更晚出生的個體在其生命周期中享受的時代發(fā)展紅利會隨著歲月的沉淀而日漸累積，最終形成個體累積優(yōu)勢(Dannefer，1987)，從而使其擁有更高的概率由不健康狀態(tài)進入寬松健康約束的健康老齡狀態(tài)，使老齡健康狀態(tài)在代際間得到改善。表3 第3 列顯示，在納入性別、城鄉(xiāng)及控制變量后，出生隊列和年齡隊列的顯著性與影響方向同基礎(chǔ)模型一致。性別變量的回歸結(jié)果顯著為負，表明女性滿足健康老齡及提升健康狀態(tài)的概率皆小于男性，在健康老齡化過程中處于劣勢地位(Chu 和Chen，2021)。城鄉(xiāng)變量系數(shù)顯著為負，表明農(nóng)村老人在由不健康狀態(tài)進入不同健康分層時處于相對不利的地位。我們的研究結(jié)果與米紅等(2020)的研究結(jié)果一致，由于我國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)導致農(nóng)村的經(jīng)濟社會發(fā)展與城市存在差距，因此農(nóng)村老人在收入和醫(yī)療服務(wù)資源等方面處于相對不利地位，導致其在生命歷程中處于相對弱勢(鄭莉和曾旭暉，2016)。

表3 分層健康老齡指標的影響因素

表3 第4 列和第5 列呈現(xiàn)了性別子樣本的回歸結(jié)果。年齡效應(yīng)在性別子樣本中顯著為正，且系數(shù)與全樣本接近。相比之下，出生較晚的男性更有可能獲得健康，農(nóng)村女性獲得健康老齡狀態(tài)更加困難。農(nóng)村男性獲得健康的概率低于城市，但是戶口因素對男性的負面影響遠低于對女性的負面影響。表3 第6 列和第7 列為農(nóng)村與城市子樣本的回歸結(jié)果，年齡效應(yīng)和隊列效應(yīng)的系數(shù)方向與全樣本一致，但城市老人的健康水平受年齡變化和出生隊列影響更大。與性別子樣本回歸結(jié)果一樣，農(nóng)村女性在健康老齡化過程中處于相對劣勢地位。此外，教育能夠顯著提升城鄉(xiāng)老人健康水平，且為農(nóng)村老人帶來的助力更大。

（二）健康老齡4 個維度指標的影響因素分析

表4 呈現(xiàn)了對健康老齡4 個維度指標的估計結(jié)果。按照前文對3 個層次健康老齡的劃分進行有序賦值。慢性病：無慢性疾?。?；患有至少一種慢性疾病但無需服藥＝1；患有一種或以上需要服藥慢性?。?。抑郁癥狀：CESD-10 小于10 分＝2；CESD-10小于20 分＝1；CESD-10 大于等于20 分＝0。認知能力：認知得分大于等于中位數(shù)＝2；認知得分大于等于均值減去1.5 倍標準差＝1；認知得分小于均值減去1.5 倍標準差＝0。ADL 與PF 設(shè)置為4 分類變量：不存在任何活動困難＝3；不存在超過一項活動困難且所有項目均可獨立完成＝2；存在超過一種活動困難但所有活動均可獨立完成＝1；至少一項活動無法獨立完成＝0。分值越高表明自理能力越好。

表4 健康老齡指標體系4個維度的影響因素

回歸結(jié)果表明，年齡變量對慢性疾病、認知能力、ADL 和PF 都存在顯著影響，且與表3 主模型回歸結(jié)果一致，相較于80 歲～90 歲的高齡老人，低齡老人在慢性病患病、認知能力和生活自理能力方面的健康狀況更好。在隊列效應(yīng)方面，衡量身體機能的兩個指標ADL 和PF 在代際間改善，出生越晚的老人受失能和身體機能障礙困擾的概率越小，這與陸杰華和郭冉(2019)的研究結(jié)論相似。罹患慢性病在代際間惡化，出生隊列較晚的老人患有慢性疾病概率或需要長期服藥和治療慢性病的概率高于出生隊列較早的老人。以往研究中也發(fā)現(xiàn)了類似結(jié)論，如高血壓、糖尿病等慢性疾病患病率在出生較晚的隊列中更高(余央央和封進，2017)。造成慢性疾病在代際間惡化的原因可能有兩個方面。第一，由于醫(yī)療技術(shù)的提升和社會經(jīng)濟發(fā)展，較晚出生的老人更容易通過醫(yī)療干預(yù)使其獲得更長的帶病存活時間(李婷和張閆龍，2014)，從而呈現(xiàn)病態(tài)狀態(tài)擴展的態(tài)勢；第二，隨著我國醫(yī)療保障制度的發(fā)展和完善，使民眾醫(yī)療服務(wù)可及性提升，慢性疾病的診出概率增加。此外，與表3 主模型結(jié)果一致，女性在4 個健康維度中獲得健康改善的概率均顯著低于男性。對于城鄉(xiāng)變量，我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)村老人在心理健康、認知能力與日常行為能力指標均低于城市老人，呈現(xiàn)出和主模型回歸相同的結(jié)果。但是，城市老人罹患慢性病的可能性更高，這一結(jié)果也與已有文獻一致(余央央和封進，2017)。

六、進一步研究：健康老齡指標與生存持續(xù)時間和生活滿意度

我們進一步從生存持續(xù)時間和生活滿意度兩個方面研究健康老齡指標與健康結(jié)果之間的關(guān)系，并由此檢驗健康老齡指標體系的有效性和解釋力。

（一）生存風險評估

作為生存風險指標，死亡是健康與否最直接、客觀的反映。為檢驗不同老齡健康梯度下的老人所面臨的死亡風險是否存在顯著差異，我們使用Cox 比例風險模型進行多元回歸，分別估計3個健康老齡分層對生存持續(xù)時間的影響，相對應(yīng)的風險函數(shù)如式(3)和式(4)：

公式3 中t 為存活時間，由于CHARLS 數(shù)據(jù)未公布2015 年和2018 年老人具體的死亡時間，因此本文主要基于問卷中提供的當期是否死亡變量進行計算。( t ; x)為死亡風險比例(Hazard Ratio，HR)，為基準風險比。為風險因素的系數(shù)，當大于1 時表明個體死亡風險大于對照組，若小于1 則表示小于對照組。t ierK(K＝1，2，3)即健康老齡分層一至三，我們分別對3 個健康老齡分層進行了三次回歸(見表5 Panel A)，以考察滿足不同健康約束條件下，分層指標對死亡風險產(chǎn)生的影響。其他變量設(shè)定與公式1 相同。考慮到健康狀態(tài)對死亡風險的影響可能存在一定滯后性，因此公式4 中進一步利用滯后一期的健康分層變量( lagtierK)分別對死亡風險進行估計(見表5 Panel B)，以檢驗上一期健康狀況對當期死亡風險的影響。

全部樣本中有10.87%的老人在跟蹤期間內(nèi)死亡，死亡樣本中9.56%的老人在2013 年調(diào)查期及以前去世，13.40%的老人在2014 年至2015 年間去世，77.04%的老人在2015 年至2018 年跟蹤期間去世。表5 Panel A 第1 列展示了處于不同健康老齡分層老人面臨的死亡風險，回歸結(jié)果顯示不滿足健康約束條件的老人死亡風險顯著高于健康群體。通過分層一所區(qū)分的健康老人與非健康之間死亡風險差距最大，滿足分層一約束條件的老人死亡風險比非健康老人的死亡風險減少56.3%，隨著健康老齡約束條件的不斷寬松，滿足第二層和第三層健康老齡條件的老人與不健康老人死亡風險的差距逐漸縮小，分別下降至45.5%和45.1%，表明健康約束條件越嚴格對健康狀態(tài)的捕捉越敏感。Panel B 第1 列結(jié)果顯示，健康分層滯后一期對老人生存風險相關(guān)性依舊顯著，即前一期(如2011 年)訪問期間滿足健康約束的老人在當期(如2013 年)死亡的風險概率顯著下降。

（二）生活滿意度評估

除了生存持續(xù)時間，我們進一步檢驗健康老齡分層指標對老年人生活滿意度的影響。借鑒Mclaughlin 等(2020)，我們通過logistic 回歸得到幾率比(Odd Ratio，OR)，對滿足不同老齡健康分層群體的生活滿意度進行檢驗。與生存風險一致，我們依次使用三個健康老齡分層指標 tierK(K＝1，2，3)分別對生活滿意度變量進行回歸(見表5 Panel A)。三個健康老齡分層的滯后一期(lagtierK)對當期生活滿意度變量進行回歸(見表5 Panel B)。生活滿意度變量設(shè)置為啞變量形式，若受訪者的生活滿意度較高(包括極其滿意和非常滿意)則賦值為1；其他賦值為0。表5 Panel A 第二列呈現(xiàn)了處于不同健康分層老人對生活滿意度的影響。結(jié)果顯示，滿足健康分層一、二、三的老人對生活滿意的概率比不滿足相應(yīng)約束的老人分別高31.3%、22.6%和19.8%。Panel B 中第2列呈現(xiàn)了滯后一期健康老齡分層指標對老年人生活滿意度的影響，系數(shù)同樣顯著且方向一致，這不僅表明前述結(jié)論的穩(wěn)健性，而且也說明不同層次的健康老齡指標對老年人生活滿意度的影響具有持續(xù)性。

表5 健康老齡指標體系對老年人生存持續(xù)時間和生活質(zhì)量的影響

七、結(jié)論及政策啟示

為精準捕捉老年人的多梯度健康狀態(tài)和深入挖掘健康老齡的影響因素，本文通過對CHARLS 問卷中65 個健康相關(guān)問題綜合構(gòu)建出基于4 個維度的多層次健康老齡評估指標，并考察影響健康老齡因素。在此基礎(chǔ)上，進一步分析了健康老齡指標體系對生存持續(xù)時間和生活滿意度的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，滿足健康老齡分層約束從嚴格至寬松的老年人占比分別為7.6%、29.5%和59.3%，其中一半以上老齡人口滿足相對寬松的健康老齡條件，具備獨立生活的客觀健康要求。第二，健康老齡指標具有顯著的年齡效應(yīng)和隊列效應(yīng)，存在個體健康累積優(yōu)勢，但女性和農(nóng)村老人處于健康劣勢。第三，雖然代際間老年人的身體機能顯著改善，但慢性病指標存在代際惡化趨勢。第四，隨著健康老齡分層的提升，老年人的生存持續(xù)時間和生活滿意度狀況顯著改善，并存在長期持續(xù)影響。

本文的研究結(jié)論具有一定的政策啟示。第一，打破健康就是沒有疾病的固有觀念，避免對于健康狀態(tài)簡單二分，多維度多層次的健康老齡指標體系的搭建能夠使老年人更加科學地看待老年期間的健康狀態(tài)，更加積極維護健康，從而提升生活質(zhì)量和福祉。第二，建議加大慢性病的防治和管理，在政策落實方面，進一步在全國范圍內(nèi)實施慢性病的建檔工作，并切實實施對于建檔人群的隨訪，提升慢性病干預(yù)和控制的效率。第三，健康的弱勢群體為高齡、女性、農(nóng)村戶口人群和低教育程度的老年人，建議在制定和落實健康老齡相關(guān)政策時應(yīng)當更加關(guān)注弱勢群體的健康服務(wù)需求，為全體老年人提供保障，實現(xiàn)健康老齡化的戰(zhàn)略目標。第四，建議完善老齡社會的協(xié)同支持體系，整合家庭、社區(qū)、社會等多方資源，滿足老年人多維度多層次養(yǎng)老需求。從精神文化層面(如正確樹立健康養(yǎng)老觀念、鼓勵組建老年學習機構(gòu)、多元化不同健康程度老人社會參與途徑等)和物質(zhì)層面(如持續(xù)推動城鄉(xiāng)適老化發(fā)展、積極推進老齡友好社會建設(shè)等)著手，切實改善和提升老年人健康水平。