牟鑫 李明秋 黄海华

失能老人健康状况和卫生服务需求的相关回归分析

牟鑫 李明秋 黄海华

目的 探讨江汉油田失能老人健康状况和卫生服务需求及影响因素。方法 采用整群抽样，使用自设问卷、健康状况自评表、日常生活能力量表（ADL）对江汉油田5个社区60岁及以上的3 343名老年人进行面 对面问卷调查。结果 （1）老年人失能率13.88%，失能老人健康自我评价为较差和很差占82.3%、慢性病患病率92.95%、调查前2周患病率30.4%、1年住院率38.2%。（2）二分类Logistic回归分析显示，影响失能老人2周就诊的促进因素的OR值及95%CI分别是：年龄2.090（1.076～4.059）、体重指数1.677（1.114～2.524）、患慢病数1.457（1.087～1.953）；限制因素是两周是否患病0.109（0.063～0.189）、去医院时间0.167（0.098～0.287）。（3）影响失能老人1年住院的促进因素的OR值及95%CI分别是：患慢病数1.429（1.120～1.824）、是否参加医保1.500（1.154～1.951）、收入状况1.596（1.003～2.541）；抑制因素有失能程度0.641（0.474～0.867）、婚姻状况0.702（0.507～0.972）。结论 失能老人健康状况比较差，慢性病患病率高，对失能老人应开展针对性的社区卫生服务、康复护理、健康促进，满足失能老人的卫生服务需求，有利于改善健康水平和生活质量。

老年人；失能；健康状况；慢性病；卫生服务需求与利用

失能老人是指完全失去或部分失去生活自理能力的老人。随着我国人口老龄化进程加快和平均寿命的延长，失能老人也快速增加[1]。近年来有关老年人的健康状况与卫生服务需求的研究已有报道[2]，但失能老人的健康状况如何，哪些因素导致老年人失能，哪些因素影响失能老人的卫生服务需求，他们的卫生服务需求与正常老人有何异同等，目前鲜见文献报道。因此，探讨失能老人的健康状况和卫生服务需求，有利于提供有针对性卫生服务，提高健康水平[3]。为此，本课题组对江汉油田60岁及以上老年人开展了相关研究。

1 对象与方法

1.1 对象 采用整群抽样方法，随机抽取江汉油田5个社区60岁以上的常住老年人进行入户问卷调查。应调查者3 449人，实际调查3 343人，调查率为96.93%，发放调查表3 343份，回收3 343份，回收率为100%。

1.2 调查工具和方法 采用问卷形式进行面对面现场访谈调查，对语言障碍或神志不清等情形则由知情者应答。调查员由社区医生和社区专职从事老年工作的人员共80名组成，经统一培训和考核合格后入户调查。调查工具包括自设问卷、健康状况自评表、日常生活能力量表（ADL）。自设问卷包括老年人的人口与社会经济学情况、生活习惯、健康状况、患慢病情况、卫生服务需求和利用、社会支持情况和养老方式等内容。健康状况自评分为“很好、较好、一般、较差、很差”五级。失能的判定采用世界卫生组织（WHO）推荐和国际通行的ADL失能判定标准[4]，总分为56分，≤16分为正常，17～19分为轻度失能，20～22分为中度失能，≥23分为重度失能。

1.3 质量控制 调查员统一培训，考核合格后上岗。一致性检验Kappa值为0.887～0.977。调查过程中设立专人作现场指导，最后对所有调查表全面审核，检查其完整性和一致性。数据采取双人录入，设定逻辑控制和检查流程，确保数据准确无误。

1.4 统计学方法 数据录入采用Excel，统计分析采用SPSS 17.0，单因素分析采用χ2检验和秩和检验，以二元Logistic回归模型分析影响失能老人2周就诊和1年住院的因素。

2 结果

2.1 被调查老人的一般情况 共调查3 343人，其中男2 044人，女1 299人，平均年龄（73.2±11.2）岁。被调查老人中失能老人为464人，失能率13.88%，其中轻度失能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、离婚和丧偶）72人，占15.5%。失能老人独居和夫妻居住430人，空巢占92.7%。失能老人患慢性病431人，占92.95%、调查前2周患病率为30.4%、2周就诊率31.5%、1年住院率38.2%，1年需住院而未住院125人（26.9%）。

2.2 老年人卫生服务需求与利用比较 失能老人与非失能老人相比，在健康教育、保健指导、饮食指导、健康档案、2周应就诊而未就诊方面差异无统计学意义；其它方面比较差异均有统计学意义（P＜0.05）。见表1。

表1 老年人卫生服务需求与利用比较[n（%）]

2.3 影响失能老人2周就诊的二元Logistic回归分析 以失能老人2周就诊与否为因变量，以性别、年龄、文化程度、婚姻状况、居住方式、体重指数、月收入、患慢病数、调查前2周是否患病、失能程度、是否参加医保、经济收入、去医院时间等为自变量，进行二元Logistic回归分析（Forward：wald法），引入水平为0.05，剔除水平为0.1。统计结果显示，增龄、高体重指数、患慢病数多是2周就诊的促进因素（OR＞1，β＞0）；而两周是否患病、去医院时间长是两周就诊的限制因素（OR＜1，β＜0）。见表2。

表2 影响失能老人2周就诊的多因素Logistic回归分析

2.4 影响失能老人1年住院的二元Logistic回归分析 以失能老人1年就诊与否为因变量，以性别、年龄、文化程度、婚姻状况、居住方式、体重指数、月收入、患慢病数、调查前两周是否患病、调查前两周是否就诊、失能程度、是否参加医保、经济收入、去医院时间等为自变量，进行二元Logistic回归分析（Forward：wald法），引入水平为0.05，剔除水平为0.1。统计结果显示，患慢病数多、参加医保、经济收入高是影响1年住院的促进因素（OR＞1，β＞0）；而失能程度低、在婚是影响1年住院的抑制因素（OR＜1，β＜0）。见表3。

表3 影响失能老人1年住院的多因素Logistic回归分析

3 讨论

3.1 失能老人的人口经济学特征 根据调查结果分析，江汉油田失能老人具有以下特征：（1）老年人失能率为13.88%，低于全国平均水平（16.9%）[5]。失能老人中轻度失能229人，占

49.4 %；中度失能59人，占12.7%；重度失能176人，占37.9%。（2）失能老人的年龄段主要集中在70～79岁，占64.9%，这可能与江汉油田老年人口结构特征相关，老年人口中70～79岁占

66.5 %，江汉油田是60年代我国石油会战时期成立的油田，当时大批年轻石油工人迁徙而来。（3）失能老人中男性比例较高，占

73.5 %，而全国失能老人的平均水平是女性失能率高于男性[5]。

3.2 失能老人的卫生服务需求与利用情况分析 调查结果显示，失能老人对卫生服务需求前5位依次是健康教育、定期体检、上门护理、保健指导、定期家访。失能老人在康复护理、上门护理、定期家访、家庭病床、就医指导、定期体检等方面与非失能老人相比差异有统计学意义（P＜0.05），而在健康教育、保健指导、健康档案、饮食指导等方面与非失能老相比差异无统计学意义。江汉油田失能老人的卫生服务需求明显高于其它地区的老年人[6]。同时从卫生服务利用情况分析，失能老人的

2周患病率、2周就诊率、1年住院率、1年需住院而未住院率均高于非失能老人，差异有统计学意义（P＜0.05）；2周应就诊而未就诊率两者相比差异无统计学意义。卫生服务利用是人民群众的卫生服务需要与卫生服务供给相互作用的客观指标，既反映实际卫生需求量，也反映同期卫生资源的使用效率[7]。因此，卫生服务的可及性是衡量与评价卫生服务系统公平性、效率和质量的重要指标，是患者获得适当卫生保健的能力[8]。江汉油田应合理配置卫生资源，医疗机构应开展有针对性的社区卫生服务。

3.3 通过对影响失能老人2周就诊率和1年住院率的二元

Logistic回归分析 结果显示增龄、高体重指数、患慢病数多是影响失能老人2周就诊的促进因素，而2周是否患病、去医院时间长是影响2周就诊的限制因素。同时，患慢病数多、参加医保、经济收入高是影响失能老人1年住院率的促进因素，而失能程度低、在婚是影响1年住院率的抑制因素。研究表明[9]，影响老年人

1年住院的主要因素是3年内是否接受过体检、看病贵、满意程度，说明不同老年人群之间存在较大差别。因此，江汉油田应针对失能老人的特点，开展有针对性的多种形式和多层次全方位的社区卫生服务、康复护理，积极开展慢性病的防治工作，健全医疗保险制度，改善失能老人健康水平和生活质量。

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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 湖北江汉油田总医院老年病科 （牟鑫 李明秋黄海华）

李明秋 E-mail:lmqaiyy@163.com