中国正步入中度老龄化阶段[1],人口老龄化和医疗卫生的改善使得疾病谱发生了新的变化,老年人出现衰弱症状的比例逐年升高。衰弱(frailty)是指生理储备下降导致的机体易损性增加、抗应激能力减退的综合征,是介于健康与疾病之间的“亚健康”状态,与跌倒、残疾、死亡等负面事件紧密相关[2]。据调查,我国社区老年人衰弱率为12.8%,医院和养老机构老年人的衰弱率分别为22.6%和44.3%[3],衰弱给患者本身、家庭及社会都带来了巨大负担[4]。但是衰弱的动态转变给预防和逆转衰弱提供了可能,在国际衰弱和肌肉减少症研究协会(international conference of frailty and sarcopenia research,ICFSR)制订的2019版国际衰弱临床实践指南中,身体活动被认为是预防和延缓衰弱的方式之一[5]。不同于体育锻炼,身体活动主要指骨骼肌的收缩要求能量消耗所产生的机体运动[6],但关于二者关系的研究结果并不一致,因此该指南并未明确给出可参考的身体活动水平等级。
国外关于身体活动与老年人衰弱的研究已有较多的积累[7],为制订衰弱管理指南提供了依据。一项基于美国国家健康与营养调查(national health and nutrition examination survey,NHNES)数据的大型横断面研究表明中高水平身体活动与衰弱程度呈负相关[8];另一项横断面的调查结果[9]却与之不同,该调查虽然显示中高水平身体活动对于降低衰弱风险有更大的效应值,但不存在统计学的差异,反而是低水平身体活动显著降低老年人的衰弱风险。一项使用西班牙托莱多健康老龄化研究(Toledo study for healthy aging,TSHA)数据追踪4年的调查显示衰弱逆转的老年人表现为较长时间的中高身体活动[10],另一项基于英国老龄化纵向调查数据(English longitudinal study of ageing,ELSA)并且追踪10年的研究也表明中高水平身体活动能够减缓老年人的衰弱进展[11]。与国外研究相比,中国的研究尚处起步阶段[12],同时囿于数据的可得性与操作的便利性,目前主要是利用衰弱表型(frailty phenotype,FP)作为评估工具,对社区[13]、医院[14]、养老院[15]等机构的老年人身体活动和衰弱关系开展研究,基于大范围的调查较少[16]。虽然研究表明低水平的身体活动与衰弱的发生显著相关[17],但由于是小范围的研究,限制了研究的代表性,其结果难以外推。其次,国内现有研究对老年人衰弱状态的评估多来自单一时间点的调查,即运用横截面数据进行评估,忽视了老年人衰弱的动态变化,不利于更深层次地认识衰弱。另外,运用横截面数据对衰弱影响因素进行探讨,其结果很可能存在双向的因果关系[18]。追踪数据不仅可以搜集不同个体在同一时间点的状态,还可以了解相同个体在不同时点的状态变化[19]。鉴于此,本研究利用中国健康与养老追踪调查数据(China health and retirement longitudinal study, CHARLS),采用衰弱指数(frailty index,FI)评估中国老年人的衰弱状况及变化,并探寻身体活动对老年人衰弱的影响,为预防和延缓衰弱提供治疗方案与建议。
1 数据来源与方法
1.1 数据来源
本研究的数据来源于中国健康与养老追踪调查(CHARLS)。CHARLS是由北京大学国家发展研究院主持的全国范围内老年人家户调查,该调查按照与人口规模成比例的概率方法(probability proportional to size,PPS),依次在县(区)-村(居)-家户-个人层面上的4个阶段进行抽样,以保证样本的无偏性和代表性[20]。值得一提的是,CHARLS项目中包含了认知功能电话评定问卷(telephone interview for cognitive status-modified,TICS-m)、流调中心抑郁量表(center for epidemiologic studies depression scale,CESD)、基础性日常活动能力(basic activity of daily living,BADL)、工具性日常活动能力(instrumental activity of daily living,IADL)以及多病共存和身体活动的调查,为构建FI指数和不同水平的身体活动提供了全面的洞察窗口。在历次调查中由于受访者填答不清与数据录入等原因,数据存在一定的缺失,由此采用缺失值完全随机的Little’s MCAR检验考察缺失数据的随机性[21],结果显示P>0.05,表示数据为完全随机缺失,对此部分样本进行删除。在CHARLS追踪调查过程中不仅存在样本流失及样本补充的问题,还存在部分样本在2011年调查中存在,但在随后调查中消失,却又在2018年调查中出现,不是所有个体都参与了4期调查的现象。鉴于本研究需要获取观测时间较长的个体数据,因此通过个人ID匹配后删除参与调查不足4期的个体[22],最后形成同时参与4期调查的60岁以上老年人,总计2 530名,数据筛选流程见图1。
1.2 方法
1.2.1 FI指数构建
根据构建FI的相关标准:(1)指标须与健康信息相关;(2)指标不能过早使得所调查的人口饱和,例如与年龄相关的晶状体变化导致老视在55岁时几乎是普遍的,因此老视这一指标饱和太早,不能被认为构建衰弱的指标;(3)指标必须涵盖体内多个系统,包括循环系统、消化系统、内分泌系统、泌尿系统、呼吸系统、神经系统、运动系统[23]。具体指标的数量可以在遵循以上标准的基础上根据需求进行选择(一般为30~92个,且至少包含30个指标)[24]。参考既往研究的构建方式及CHARLS问卷具体可供遴选的指标[25⇓-27],从调查数据中选取39个指标用以构建FI指数:(1)疾病,包括13种慢性疾病、2种残疾、2类视听情况以及1种主观健康自评;(2)失能,包括6个基础性日常活动能力量表(basic activities of daily living,BADL)项目、5个工具性日常活动能力量表(instrument activities of daily living,IADL)项目、3个移动能力指标和5个肌肉能力指标;(3)抑郁,采用CESD量表评定,该量表分为积极和消极两部分,每个问题的4个等级依次赋值为 0、1、2、3分,其中有两道题为积极情绪选项进行反向计分,得分范围为0~30分,≥10分认为患有抑郁,赋值为1;(4)认知能力,采用认知功能电话评定问卷(telephone interview for cognitive status-modified,TICS-m)进行测量,每答错一题得1分,得分范围为0~21,得分越高,代表认知能力越低,取实际得分除以21纳入。
衰弱指数FI(式中记为IF)定义为
IF=U/T。
其中:U代表不健康指标个数;T为纳入指标总数,本文中取T=39。衰弱指数反映个体健康测量指标中潜在不健康指标所占的比重,通常将IF≥0.25定义为衰弱[28]。
1.2.2 身体活动水平界定
CHARLS项目组在调查时依次询问了受访者每周从事低、中、高3种不同水平身体活动的次数及时间。身体活动计算公式为
一周身体活动量=MET(代谢当量)×每周活动频率(天/周)×每天活动时间(min/天)。
1.3 统计学处理
采用STATA 15进行数据分析和绘图。计量资料以x±s表示,多组间比较采用方差分析;计数资料以例(百分比)表示,组间比较采用χ2检验;运用Logistics回归模型评估身体活动对老年人衰弱转变的影响。具体模型为
ln =α+βL+γX。
其中:PF表示衰弱风险;α为常数项;L表示身体活动水平;β表示身体活动对衰弱的影响系数;X表示控制变量,即年龄、性别、教育、婚姻、居住地;γ表示控制变量对老年人衰弱的影响系数。
利用倾向得分匹配法控制样本的选择性偏误,增强结果的稳健性及科学性。其原理为:假设衰弱和无衰弱的两类老年群体之间的差异能够被其他变量所共同影响,那么就可运用共同因素分层匹配,使身体活动成为区分两类老年群体间的唯一因素,以此来考察衰弱差异。具体模型为
VATT=E(Y1i-Y0i|Di=1)。
其中:Y表示因变量衰弱;i为老年人个体;D为处理变量,即身体活动水平,Di=1表示在老年人个体i在实验组(即中高水平身体活动组);Y1i 和 Y0i 表示老年人在实验组或控制组中的衰弱情况,其中Y1i 表示老年个体i在实验组(中高水平身体活动组),Y0i 表示老年个体i在控制组(低水平身体活动组);E为数学期望;VATT为实验组的平均处理效应。
2 研究结果
2.1 样本人群的基本情况
表1为样本人群的基本情况,在2011年、2013年、2015年和2018年4期的调查中,老年人衰弱率呈上升趋势,分别为14.90%、20.83%、24.51%和34.03%。通过构建FI的各指标也可以发现,除2018年老年人认知障碍的水平有所降低外,其他指标包括所患疾病数量、失能数、抑郁比例及认知障碍得分均增加。此外,随时间的推移,衰弱老年人中低水平身体活动的比例逐渐增加,无衰弱老年人中低水平身体活动比例减少。结合人口学特征和老年人衰弱的发生可以发现,年龄大、女性、教育程度低、未婚、分居或丧偶以及居住在农村的老年人衰弱率更高,并且在各年份的调查中保持一致。卡方检验及方差分析显示,衰弱与老年人的年龄、性别、教育程度、婚姻、居住地和身体活动水平的相关性具有统计学意义(P<0.05)。
表1 2011—2018年样本人群的衰弱率统计Tab.1 Frailty rate of sample population from 2011 to 2018 |
| 变量 | 类别 | 2011年 | 2013年 | 2015年 | 2018年 | ||||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 无衰弱/% | 衰弱/% | 无衰弱/% | 衰弱/% | 无衰弱/% | 衰弱/% | 无衰弱/% | 衰弱/% | ||||||||||
| 总衰弱率 | 85.10 | 14.90 | 79.17 | 20.83 | 75.49 | 24.51 | 65.97 | 34.03 | |||||||||
| 年龄 | ≥60~69岁 | 86.35 | 13.65 | 81.58 | 18.42 | 79.51 | 20.49 | 75.44 | 24.56 | ||||||||
| ≥70~79岁 | 81.93 | 18.07 | 74.61 | 25.39 | 71.48 | 28.52 | 64.50 | 35.50 | |||||||||
| ≥80岁 | 80.60 | 19.40 | 78.81 | 21.19 | 70.35 | 29.65 | 53.54 | 46.46 | |||||||||
| 性别 | 女 | 79.57 | 20.43 | 72.57 | 27.43 | 67.22 | 32.78 | 54.45 | 45.55 | ||||||||
| 男 | 90.20 | 9.80 | 85.26 | 14.74 | 83.13 | 16.87 | 76.60 | 23.40 | |||||||||
| 教育程度 | 文盲 | 76.73 | 23.27 | 70.34 | 29.66 | 65.85 | 34.15 | 50.20 | 49.80 | ||||||||
| 小学及以下 | 85.58 | 14.42 | 79.40 | 20.60 | 73.53 | 26.47 | 64.03 | 35.97 | |||||||||
| 初中及以上 | 90.12 | 9.88 | 84.62 | 15.38 | 82.65 | 17.35 | 76.98 | 23.02 | |||||||||
| 婚姻状况 | 已婚 | 86.28 | 13.72 | 80.80 | 19.20 | 78.10 | 21.90 | 70.53 | 29.47 | ||||||||
| 其他 | 81.35 | 18.65 | 74.78 | 25.22 | 69.65 | 30.35 | 59.22 | 40.78 | |||||||||
| 居住地 | 农村 | 84.31 | 15.69 | 78.43 | 21.57 | 73.71 | 26.29 | 64.31 | 35.69 | ||||||||
| 城市 | 87.99 | 12.01 | 81.89 | 18.11 | 81.79 | 18.21 | 71.79 | 28.21 | |||||||||
| 身体活动水平 | 中高水平 | 86.11 | 13.89 | 78.21 | 21.79 | 79.10 | 20.90 | 44.27 | 55.73 | ||||||||
| 低水平 | 84.57 | 15.43 | 81.63 | 18.37 | 72.94 | 27.06 | 70.71 | 29.29 | |||||||||
| 抑郁 | 否 | 93.91 | 6.09 | 88.25 | 11.75 | 87.32 | 12.68 | 82.01 | 17.99 | ||||||||
| 是 | 67.80 | 32.20 | 55.43 | 44.57 | 50.06 | 49.94 | 46.26 | 53.74 | |||||||||
| 疾病( ±s) | 2.12±1.83 | 2.59±2.08 | 2.62±2.07 | 5.54±4.62 | |||||||||||||
| 失能( ±s) | 1.67±1.96 | 2.00±2.28 | 2.28±2.53 | 2.81±2.87 | |||||||||||||
| 认知( ±s) | 0.53±0.21 | 0.54±0.22 | 0.71±0.76 | 0.32±0.26 | |||||||||||||
| FI( ±s) | 0.14±0.35 | 0.21±0.40 | 0.24±0.43 | 0.34±0.47 | |||||||||||||
注:其他指未婚、分居、离异或丧偶。 |
2.2 衰弱及身体活动的转变
2011—2018老年人身体活动水平和衰弱变化情况见图2。在衰弱转变方面,75%的老年人保持基线状态不变(即仍维持基线调查中的无衰弱状态或衰弱状态)。其中:63%的老年人维持基线调查时的无衰弱状态;12%的老年人维持基线调查时的衰弱状态;25%的老年人状态发生改变;其中:22%的老年人身体状态由无衰弱状态转变为衰弱,3%的老年人由衰弱状态改善为无衰弱状态。身体活动方面,40%的老年人身体活动水平保持不变。其中:28%的老年人仍旧维持中高水平的身体活动;12%的老年人仍旧维持低水平的身体活动;60%的老年人身体活动水平有所变化,其中54%的老年人身体活动水平由低水平提升至中高水平,6%的老年人身体活动由中高水平下降为低水平。
此外,在基线衰弱老年人中,衰弱状态改善为无衰弱的比例为19.89%,小于在基线无衰弱老年人中转变为衰弱状态的比例(26.00%)。在基线中高水平身体活动的老年人中,身体活动水平下降的比例占17.02%;在基线低水平身体活动的老年人中,身体活动水平上升的比例为81.57%(见图3)。
图4 按性别和年龄分层后老年人的衰弱变化情况注:衰弱→无衰弱中无衰弱状态包含仍维持无衰弱的情况,无衰弱→衰弱中衰弱状态包含仍旧维持衰弱的情况。 Fig.4 Changes in frailty of the elderly stratified by gender and age |
2.3 身体活动水平变化对老年人状态转变的影响
考虑控制因子后,对老年人身体活动水平与衰弱的关系进行Logistic回归分析。结果显示,不同年龄组的老年人由无衰弱转变为衰弱的风险以及衰弱改善为无衰弱的可能性与身体活动水平相关,见图6。
以衰弱转变为因变量、身体活动水平变化为自变量,年龄、性别、教育、婚姻、居住地为控制变量进行Logistic回归分析(表2)。结果表明:控制其余因素后,以中高水平的身体活动为对照组,仍维持低水平身体活动或身体活动转变为低水平的老年人由无衰弱转变为衰弱的风险是中高水平老年人的2.59倍(OR=2.59,95%CI为2.08~3.23)。仍维持低水平身体活动或身体活动转变为低水平的老年人会使其衰弱状态改善为无衰弱的可能性下降62%(OR=0.38,95%CI为0.30~0.47)。除婚姻与衰弱的变化没有统计显著性(P>0.05)外,其余变量都与衰弱显著相关(P<0.05)。
表2 身体活动对老年人衰弱的logistic回归分析Tab.2 Logistic regression analysis in physical activity on frailty in the elderly |
| 变量 | OR(95%CI)无衰弱→衰弱 | OR(95%CI)衰弱→无衰弱 |
|---|---|---|
| 身体活动[中高水平] | ||
| 低水平 | 2.59*** (2.08~3.23) | 0.38*** (0.30~0.47) |
| 年龄[≥60~69] | ||
| ≥70~79 | 1.61*** (1.31~2.00) | 0.62*** (0.49~0.76) |
| ≥80 | 2.08*** (1.56~2.76) | 0.48*** (0.36~0.64) |
| 性别[女] | ||
| 男 | 0.47*** (0.39~0.58) | 2.08*** (1.71~2.54) |
| 教育[文盲] | ||
| 小学及以下 | 0.80+ (0.63~1.01) | 1.24+ (0.98~1.57) |
| 初中及以上 | 0.47*** (0.37~0.61) | 2.08*** (1.56~2.63) |
| 婚姻[其他] | ||
| 已婚 | 0.94 (0.76~1.16) | 1.06 (0.86~1.31) |
| 居住地[农村] | ||
| 城市 | 0.77+ (0.64~0.95) | 1.29+ (1.12~1.54) |
注:***P<0. 001,**P<0. 01,*P<0. 05,+P<0.10; 中括号内为对照组;其他指未婚、分居、离异或丧偶;OR为身体活动对衰弱影响的比值比。 |
2.4 稳健性检验
在二分类Logistic回归模型分析中,自变量对因变量的影响可能受到混淆变量的影响,将影响回归结果真实性。倾向得分匹配法(propensity score matching,PSM)能在一定程度上缓解此问题,因此特运用倾向得分匹配的方法进行稳健性检验。分别采用卡尺内最近邻匹配(nearest-neighbor matching within caliper)、半径匹配(radius matching)和核匹配(kernel matching)3种方法来修正选择性偏差。
样本平衡性检验结果表明:匹配之前各变量的标准化偏差分布较为分散,匹配之后各变量的标准化偏差大都集中在0左右,变量偏差明显下降,所有变量的标准化偏差都小于5%,通过了平衡性检验,同时实验组和控制组的差异不显著,说明使用倾向得分匹配法构造的模型合理。用卡尺内的最近邻匹配、半径匹配和核匹配3种匹配方法得到的回归系数显著性和符号一致,可见结果具有一致性,同时也证明回归结果的稳健性。
3 分析与讨论
本研究所评估的衰弱率高于已有国内研究结果,这可能和研究样本的年龄特征有关。例如:已有研究或纳入了50岁以上的老年人[31]、或排除了85岁以上的老年人[32-33],这影响了衰弱率的统计,因为随年龄的增长衰弱率升高[3]。此外,应用不同评估工具所评估的衰弱率也有所差异,比如以FP、FI为测量工具的Meta分析显示中国社区老年人的衰弱发生率分别为8%、12%[34],对同一对象采用不同的评估工具,其结果同样存有差异[12]。需要说明的是,国际上尚未形成统一的衰弱评估工具,中国虽逐步开展国外评估量表的汉化工作,也取得了阶段性成果[35-36],但基于中国国情的衰弱评估工具还有待检验,具体在应用过程中需要结合临床环境及资源的有效获取[37]。本研究利用FI对衰弱进行评估,内容涵盖疾病、失能、抑郁、认知等方面。结果也表明,随时间推移,中国老年人的患病数量、失能水平、抑郁情况以及认知障碍均有所增加,这也在一定程度上解释了衰弱率的提升。以往研究均认为以上4个因素与衰弱的发生有关,本研究中老年人多病共存的比例逐年提高,这可能进一步导致了衰弱率的提高。Woo等[38]研究表明,多病共存是衰弱的重要因素,老年人患3种或以上疾病就将造成衰弱。本研究显示中国老年人患病数量逐年增加,2018年的调查显示平均患病数量高于5种。其他方面,失能和认知功能障碍则是导致衰弱的重要因素,本研究中老年人平均失能数和认知障碍比例都逐年增加;以往研究也认为失能和认知障碍的存在将使衰弱风险增加,并建议老年人增加力所能及的身体活动以应对衰弱发生[39-40]。尽管抑郁和衰弱的相关性尚不明确,但来自生物学的研究显示[41],衰弱和抑郁患者都存在炎症水平的上升,二者可能有着相似的病理特征,提示我们可以通过预防抑郁来降低衰弱发生风险。
值得注意的是,在中国老年人衰弱率增长的同时,其整体的身体活动水平也在提升,这可能和近年来相继提出的《全民健身计划(2010—2015)》《全民健身计划(2016—2020)》《全民健身计划(2021—2025)》以及于2011年发布的《中国成人身体活动指南》有关[42],政策掀起了全民健身的热潮,促使老年人身体活动水平的提升。但通过进一步比较身体活动转变的比例不难发现,身体活动转变为低水平的老年人还是随着年龄的增长而增加,这进一步解释了样本人群衰弱率的上升现象。不同于衰老,衰弱并不是生命周期中必然出现的现象,部分人始终未发生衰弱。而衰弱也并不像机体衰老后很难逆转[2],通过药物、营养及身体活动等能够进行有效干预甚至逆转,特别是在早期阶段[43]。尽管如此,老年人群中只有半数进行了有效干预[44],由无衰弱状态转变为衰弱的比例还是高于衰弱转变为无衰弱的比例[45-46]。在本研究所追踪的7年间,老年群体的衰弱人数增长1.29倍,其中女性老年人由无衰弱状态转变为衰弱的比例高于男性老年人,与多数研究保持一致[47-48]。性别间的衰弱差异可能与女性在绝经后,雌激素水平下降、卵巢激素水平下降以及炎性细胞因子的增加有关。Rocca等[49]发现卵巢激素水平的下降会造成细胞、组织和器官等的衰老而引起衰弱。此外,绝经后雌激素水平的下降减少了对肌肉蛋白的分解,影响了肌肉的收缩功能[50],而在肌肉组织中,由快速运动单元组成的Ⅱ型纤维中受雌激素的影响更大[51],绝经后Ⅱ型肌纤维数的下降使得肌肉收缩作用减弱,身体活动水平下降,从而造成女性衰弱率高于男性。同时也进一步解释了女性老年人身体活动转变为低水平的比例高于男性老年人的原因。
本研究基于CHARLS的追踪调查数据,分析了中国老年人身体活动水平对衰弱的影响,发现低水平身体活动的老年人衰弱风险上升,同时其由衰弱状态改善为无衰弱的可能性下降。这与Ahmad等[52]对1 855名60岁以上的马来西亚老年人进行1年的追踪研究相似,该研究显示22.9%的老年人由无衰弱状态转变为衰弱,而19.9%的老年人由衰弱状态改善为无衰弱;与中高身体活动的老年人相比,低水平身体活动的老年人衰弱风险增加1.9倍(OR=2.9,95% CI为2.2~3.7),且由衰弱状态改善为无衰弱的可能性降低70% (OR=0.3, 95% CI为0.2~0.4)。另一项研究追踪的时间长达10.5年,发现与中高水平的身体活动相比,低水平身体活动将使老年人的衰弱风险增加1.49倍[53]。尽管大多研究都表示中高水平身体活动有利于衰弱状态改善为无衰弱[10-11],但目前结果仍不一致,例如Song等[54]在追踪了1 333名老年人后发现,较高比例的久坐行为与较高的衰弱风险密切相关,但与中高水平的身体活动无关。可见以往研究中虽然发现身体活动水平和衰弱之间存在关联,但由于高质量证据的缺乏,目前国际衰弱和肌肉减少症研究协会并没有对干预衰弱的身体活动水平等级进行提示。在当前中国老龄化日益加深的态势下,本研究为丰富中国衰弱领域的研究,指导中国老年人衰弱的身体活动干预提供了理论依据,同时也为身体活动防治衰弱提供了来自中国的证据,但未来仍需通过多学科协作,开展更多身体活动防治衰弱的相关研究,以期提供更多有利证据。
本研究结果显示,年龄大、女性、教育程度低、未婚、分居或丧偶以及居住在农村的老年人衰弱率更高,并且在各年份的调查中保持一致。回归结果则表明年龄、性别、教育程度以及居住地对老年人衰弱的发生具有显著影响。年龄方面,年龄越大的老年人越可能衰弱,与国内外研究保持一致[55],可能与年龄增长导致的生理机能发生退行性病变,机体防御能力下降有关。女性老年人衰弱风险更高,与女性体内雌激素下降等生理原因有关[3]。教育方面,教育程度的高低也会对衰弱产生显著影响,可能与教育所带来的健康素养有关,教育程度低的老年人健康素养较低,提供的健康保障有限[56]。居住地差异则再次表明了中国城乡二元结构依旧存在,在衰弱情况上体现明显。卡方检验表明,已婚和未婚老年人衰弱的发生存在组间差异,这可能与老年期配偶之间的互相扶持有关[57],但控制其他因素后,婚姻的影响消失,表明其他因素,诸如性别、教育和城乡等对衰弱发生的影响。
4 结论与启示
在世界人口老龄化以及医疗条件改善的背景下,老年人重大疾病减少,衰弱成为实现健康老龄化的挑战之一。身体活动水平与衰弱的关系研究在国外的老年学界和医学界已是研究热点,国内缺少对衰弱进行长期系统的研究,同时由于评估工具的限制难以做到结果的外推。本研究利用CHARLS中国追踪调查数据,运用衰弱指数(FI)评估中国老年群体的衰弱率在2011年至2018年的变化,分析了身体活动水平和衰弱的相关性,有以下发现:首先,中国老年人的衰弱率呈逐年上升趋势,其中26.0%的老年人存在由无衰弱状态转变为衰弱的现象,19.89%的老年人存在由衰弱状态改善为无衰弱的现象,女性由无衰弱状态转变为衰弱的比例较男性高。其次,在中国老年人衰弱率增长的同时,虽然其整体身体活动水平也存在提升的现象,但衰弱老年人中低水平身体活动的比例逐年增加。最后,在控制一系列因素后,身体活动对中国老年人衰弱存在显著影响,低水平身体活动的老年人由无衰弱状态转变为衰弱的风险是中高水平老年人的2.59倍(OR=2.59,95%CI 2.08~3.23),同时能使衰弱状态改善为无衰弱状态的可能性下降62%(OR=0.38,95%CI 0.30~0.47),且通过了倾向得分匹配法的检验。可见,身体活动为中国老年人身体的动态性转变提供了可能,低水平身体活动是中国老年人由无衰弱状态转变为衰弱状态的危险因素,中高水平身体活动则有助于衰弱状态转变为无衰弱状态。
本研究结果启示:(1)应重视老年人的衰弱变化,扩大衰弱筛查范围。以往关于老年人衰弱的评估多见于医院或养老机构的老年人,忽略了居家老年人的衰弱筛查,因此要进一步扩大衰弱筛查范围,及时发现衰弱老年人,并在此基础上进行早期干预,预防不良事件的发生。(2)积极创造物质条件和宣传教育,引导老年人进行中高水平的身体活动。相比于体育锻炼,身体活动对于老年人而言更具成本效益,因此社会要进行宣传教育,在无法进行专业性体育锻炼的情况下,参与中等水平以上的身体活动,诸如快走、做家务等同样能提高老年人的身体机能、改善心理状态,缓解衰弱甚至逆转衰弱。(3)有针对性地引导女性老年人增加身体活动,并关注女性老年人的衰弱变化。女性老年人衰弱和低水平身体活动的比例更高,可能与女性在绝经后体内雌性激素的下降等生理性原因有关[58],同时也从侧面反映了衰弱的性别不平等正在加剧,因此要进一步引导女性老年人增加身体活动水平,更好地应对衰弱的发生和发展。