探索我国老年人临终前的失能发展轨迹。
利用2002-2018年中国老年人健康长寿影响因素调查中的日常生活活动能力（ADL）数据拟合纵向项目反应理论（LIRT）模型，通过其中的难度阈值参数分析我国老年人ADL失能顺序；进而拟合混合效应模型分析老年人临终前失能水平的变化轨迹。
共纳入2002年进入队列的5 817名老年人，其中男性占41.81%，基线年龄为（86.80±12.40）岁，随访时间M（Q1，Q3）为4（3，8）年。LIRT分析结果显示，基本日常生活活动能力（BADL）中难度阈值参数最低的是洗澡部分受限（0.41±0.05）、最高的是室内移动完全受限（6.19±0.16）；而工具性日常生活活动能力（IADL）中难度阈值参数最低的是乘坐公共交通工具部分受限（-3.01±0.07），最高的是探访邻居完全受限（1.51±0.07）。失能发展轨迹中，临终前男性较女性平均失能水平更低（P<0.001），独居老人较非独居老人失能水平更低（P<0.001）；文盲老人失能水平高于非文盲老人（P<0.001）。失能水平随时间的线性变化率与二次项系数的估计值分别为0.231（P<0.001）与0.002（P<0.001）。
我国老年人失能过程存在一定的规律性，IADL失能早于BADL，失能项目中下肢为主的项目比上肢为主的项目易失能，复杂项目比简单项目易失能。失能轨迹的增速会随时间加快，对失能人群的干预重点应放在女性、非独居、文盲老年人上。
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随着我国老龄化形势日趋严峻，老年健康问题日益突出，其中失能因给家庭和社会均会带来沉重的照护负担而备受关注。2015年末我国失能老年人数已超过4 000万，其中需要长期照护者占比高达15.3%，80岁以上老年人的这一比例超过40%［1］。WHO将失能定义为个人正常进行活动的能力丧失或受到限制［2］。失能有日常生活活动能力（activity of daily living，ADL）自评和量表测评等多种评判方法。ADL主要分为基本日常生活活动能力（BADL）与工具性日常生活活动能力（IADL）。国内外研究均显示，老年人失能项目的先后顺序不同［3, 4］，在不同文化背景及生活条件下，失能的发展自然史存在差异且与人口学特征有关［5, 6］。而以往的研究主要依据ADL受限项目数结合模型进行轨迹分析［5，7］。在基于潜变量的项目反应理论（item response theory，IRT）中，失能水平是一个基于各BADL/IADL项目得分所估计的综合评分。一项系统综述显示IRT模型可以提高BADL/IADL测评的准确性［8］。Edjolo等［9］通过纵向项目反应理论（LIRT）模型分析了中老年人在临终前的失能发展轨迹及文化程度和性别差异。故本研究利用LIRT模型分析我国老年人临终前失能轨迹及其性别、文化程度、居住情况、居住地等差异。
1. 资料来源：来源于北京大学健康老龄与发展研究中心的中国老年健康调查（CLHLS）队列研究数据库［10］。CLHLS调查覆盖我国23个省（自治区、直辖市），调查对象为≥60岁老年人。该调查项目分别在1998、2000、2002、2005、2008-2009、2011- 2012、2014和2017-2018年进行了8轮调查，调查内容有老年人社会人口学特征、BADL/IADL等，2002年开始完整加入了IADL的8个项目。为同时分析BADL和IADL项目，本研究纳入CLHLS中2002年进入队列的样本，收集其2002-2018年共6轮随访的数据。
2. 研究对象：CLHLS调查中2002年进入队列，≥60岁的临终老年人。排除：①协变量数据缺失；②失访；③存活；④无确切死亡时间。
3. 失能测量：本研究中BADL采用Katz量表，包括6项评定内容：洗澡、穿衣、如厕、转移、节制、进食［3］；IADL采用Lawton IADL量表，包括8个项目：探访邻居、独自购物、独自做饭、独自洗衣服、行走1 km、拿起5 kg重物、3次蹲起、乘坐公共交通［11］。每个ADL项目的自评结果分为3个等级，分别为完全受限（3分）、部分受限（2分）和未受限（1分）。
4. 协变量：基线（2002年）年龄、性别、文化程度（文盲/非文盲）、认知功能状况、慢性病患病数量、居住情况（独居/非独居）和居住地（城镇/农村）。其中认知功能状况通过简易精神状态量表（mini-mental state examination，MMSE）得分进行测评。纳入了会对老年人ADL直接造成影响的相关疾病（脑卒中与心血管疾病、关节炎、骨科疾病、白内障）的患病情况。以CLHLS调查问卷中所有的22种疾病的患病数量作为慢性病患病数量。
5. LIRT模型：构建双参数LIRT模型［12］（公式1~3），基于老年人对所有ADL条目的反应，通过参数估计获得各ADL条目特征参数（难度阈值、区分度）及综合所有ADL条目的老年人失能水平。
式中，：个体s在时点t时的失能水平，越高，该老年人在时点t失能程度越重；：个体s在时点t时，对IADL/BADL中项目j响应为m的概率，其中为累积分布函数，当m=3时，；Ys，t，j：个体s在时点t时在IADL/BADL中项目j上的响应，取值为1（未受限）、2（部分受限）、3（完全受限）。：项目j区分度，越大，该项目对不同失能水平老年人的区别能力越大；：项目j中选项m而非m-1的难度阈值，m=2、3，即每个ADL项目有两个难度阈值参数，且，为对应老年人对该ADL项目反应为部分受限而非未受限的难度阈值参数，记为κj，部分受限，如穿衣部分受限；为老年人对该ADL项目反应为完全受限而非部分受限的难度阈值参数，记为κj，完全受限，如穿衣完全受限。难度阈值参数越小的项目，老年人在这个项目上越易部分受限（完全受限），即老年人在这个项目上较早失能。
采用马尔科夫链蒙特卡罗方法进行参数估计，以获得项目区分度（）、难度阈值（）以及老年人失能水平（）。所用软件为JAGS 4.3.0。
6. 混合效应模型：考虑到失能水平可能与临终前时间存在非线性关系［5］，以LIRT中所得的各时间点综合所有ADL项目的老年人失能水平（θ）为因变量，以临终前时间及其二次项和部分人口学变量为固定效应，以个体信息作为随机效应，建立二次轨迹模型。并根据性别、文化程度（文盲/非文盲）、居住情况（独居/非独居）、居住地（城镇/农村）及性别和文化程度的交互作用分别拟合失能轨迹。
具体模型：
模型分为两层，第一层为时点t，第二层为个体s。代表t=0时失能水平即为截距。为误差项，服从正态分布。和分别是时点t的系数，分别代表失能水平的线性变化率与二次项系数。、分别为截距和两个系数的平均水平。、代表协变量对线性与二次项系数的影响。、均为第二层的误差项，服从多元正态分布，E为3×3的矩阵。代表协变量，构建模型时以平均死亡年龄（91.4岁）、男性、文盲、独居、居住在农村老年人的失能水平为0。
非线性混合效应模型构建采用R 4.0.2软件。检验水准α=0.05。
1. 基本情况：纳入5 817名已死亡老年人，见图1（因协变量缺失而排除的老年人和纳入分析的老年人在ADL情况方面差异无统计学意义）。5 817名老年人的随访时间为4（3，8）年；基线年龄为（86.80±12.40）岁，MMSE量表得分为21.30±9.19，慢性病患病数量M（Q1，Q3）为1（0，2），基线的BADL量表得分为7.20±2.47，基线IADL量表得分为14.40±6.16，平均死亡年龄为91.4岁。其余被纳入分析的协变量（性别、居住地、文化程度、居住情况和慢性病患病情况）的构成情况见表1。
注:CLHLS：中国老年健康调查
5 817名老年人基本情况
5 817名老年人基本情况
| 类 别 | 人数（构成比，%） |
|---|---|
| 女性 | 3 385（58.19） |
| ADL全部未受限个体 | 1 689（29.00） |
| ADL全部受限个体 | 168（2.90） |
| 居住地 | |
城镇 | 1 828（31.43） |
农村 | 3 989（68.57） |
| 文化程度 | |
文盲 | 3 960（68.07） |
非文盲 | 2 127（31.93） |
| 居住情况 | |
非独居 | 5 078（87.29） |
独居 | 739（12.71） |
| 慢性病患病人数 | 2 991（51.42） |
| 慢性病患病种类 | |
脑卒中与心血管疾病 | 748（12.86） |
白内障 | 820（14.09） |
关节炎 | 885（15.21） |
骨科疾病 | 745（12.81） |
注：ADL：日常生活活动能力
5 817名老年人基线时，BADL项目中受限者占比最高为洗澡（27.61%），而节制（控制大小便）最低（6.72%）；即14个项目中至少一个项目受限制的个体共4 128人（71.00%）。受限者占比最高的IADL项目为乘坐公共交通（59.55%），最低的为探访邻居（28.31%）。见表2。
2002年（基线）5 817名老年人日常生活活动能力受限情况
2002年（基线）5 817名老年人日常生活活动能力受限情况
| 项 目 | 未受限制 | 部分受限 | 完全受限 |
|---|---|---|---|
| BADL | |||
洗澡 | 4 211（72.39） | 582（10.01） | 1 024（17.60） |
穿衣 | 5 070（87.16） | 182（3.13） | 565（9.71） |
如厕 | 4 980（85.61） | 592（10.18） | 245（4.21） |
室内移动 | 5 150（87.04） | 549（9.28） | 218（3.68） |
节制 | 5 426（93.28） | 346（5.95） | 45（0.77） |
饮食 | 5 320（91.46） | 388（6.67） | 109（1.87） |
| IADL | |||
探访邻居 | 4 170（71.69） | 561（9.64） | 1 086（18.67） |
独自购物 | 3 212（55.22） | 755（12.98） | 1 850（31.80） |
独自做饭 | 3 279（56.37） | 673（11.57） | 1 865（32.06） |
独自洗衣服 | 3 296（56.66） | 734（12.62） | 1 787（30.72） |
行走1 km | 2 804（48.20） | 982（16.88） | 2 031（34.92） |
拿起5 kg重物 | 2 851（49.01） | 991（17.04） | 1 975（33.95） |
3次蹲起 | 2 542（43.70） | 1 222（21.01） | 2 053（35.29） |
乘坐公共交通 | 2 353（40.45） | 888（15.27） | 2 576（44.28） |
注：括号外数据为人数，括号内数据为构成比（%）；BADL：基本日常生活活动能力；IADL：工具性日常生活活动能力
2. 难度阈值参数：难度阈值参数越低的项目越容易失能。IADL中，除了探访邻居（完全受限）难于BADL中的洗澡（部分受限及完全受限），其他IADL项目失能均易于BADL。见表2，3。
难度阈值参数的后验分布
难度阈值参数的后验分布
| 项 目 | 难度阈值参数（x±s） |
|---|---|
| 部分受限 | |
乘坐公共交通 | -3.01±0.07 |
行走1 km | -2.68±0.07 |
3次蹲起 | -2.50±0.06 |
拿起5 kg重物 | -2.07±0.05 |
独自购物 | -1.91±0.07 |
独自做饭 | -1.69±0.06 |
独自洗衣服 | -1.59±0.06 |
探访邻居 | 0.08±0.07 |
洗澡 | 0.41±0.05 |
穿衣 | 2.55±0.08 |
如厕 | 2.79±0.12 |
节制 | 2.88±0.06 |
饮食 | 3.20±0.08 |
室内移动 | 3.32±0.11 |
| 完全受限 | |
乘坐公共交通 | -1.40±0.06 |
行走1 km | -0.68±0.06 |
3次蹲起 | -0.49±0.05 |
拿起5 kg重物 | -0.43±0.05 |
独自做饭 | -0.34±0.06 |
独自购物 | -0.33±0.07 |
独自洗衣服 | -0.19±0.06 |
洗澡 | 1.48±0.05 |
探访邻居 | 1.51±0.07 |
穿衣 | 3.18±0.09 |
节制 | 5.15±0.11 |
饮食 | 5.55±0.13 |
如厕 | 5.97±0.19 |
室内移动 | 6.19±0.16 |
3. 区分度参数：区分度反应项目对受试者得分反应的灵敏程度。每个项目的区分度均>1.70，已达到Baker标准下的非常高等级［13］，说明项目能够较好地分辨老年人的失能水平。见表4。
项目区分度参数的后验分布
项目区分度参数的后验分布
| 项目 | 区分度参数（x±s） | 项目 | 区分度参数（x±s） |
|---|---|---|---|
| 如厕 | 4.89±0.17 | 独自洗衣服 | 3.37±0.07 |
| 室内移动 | 4.73±0.14 | 饮食 | 3.26±0.10 |
| 探访邻居 | 4.16±0.09 | 乘坐公共交通 | 2.92±0.06 |
| 独自购物 | 4.05±0.09 | 洗澡 | 2.80±0.06 |
| 穿衣 | 3.90±0.12 | 拿起5 kg重物 | 2.78±0.05 |
| 独自做饭 | 3.61±0.08 | 3次蹲起 | 2.59±0.05 |
| 行走1 km | 3.48±0.07 | 节制 | 2.05±0.07 |
4. 失能发展轨迹：失能水平与随访时间的一次项系数与二次项系数分别为0.231（P<0.001）与0.002（P<0.001）。见表5。提示随着随访时间的增加，失能水平也不断增高，失能水平的增速也会加快。除此之外，性别、是否独居、基线MMSE得分、基线慢性病患病数量、基线年龄和文化程度均与老年人的失能水平有关，研究纳入的4种疾病均会提高失能水平且有统计学意义（P<0.05）。
混合效应模型固定效应参数估计
混合效应模型固定效应参数估计
| 固定效应 | 估计值 | sx | P值 |
|---|---|---|---|
| 截距 | -1.982 | 0.140 | <0.001 |
| 时间（t） | 0.231 | 0.006 | <0.001 |
| 时间二次项（t2） | 0.002 | <0.001 | <0.001 |
| 性别（男vs.女） | -0.310 | 0.029 | <0.001 |
| 居住情况（非独居vs.独居） | 0.135 | 0.037 | <0.001 |
| 基线年龄 | 0.029 | 0.001 | <0.001 |
| 居住地（农村vs.城镇） | -0.016 | 0.027 | 0.553 |
| 文化程度（文盲vs.非文盲） | 0.144 | 0.031 | <0.001 |
| MMSE得分 | -0.027 | 0.002 | <0.001 |
| 基线慢性病患病数量 | 0.058 | 0.006 | <0.001 |
| 脑卒中及心血管疾病 | 0.576 | 0.058 | <0.001 |
| 白内障 | 0.222 | 0.053 | <0.001 |
| 关节炎 | 0.154 | 0.047 | 0.001 |
| 骨科疾病 | 0.350 | 0.054 | <0.001 |
注：纳入所有协变量；MMSE：简易精神状态量表
以混合效应模型的失能水平预测值为纵坐标，以死亡时间（年）为横坐标绘制失能发展轨迹曲线，分别按文化程度、性别、是否独居和居住地绘制分层的失能发展轨迹曲线（图2），结果显示，不同文化程度、性别老年人的临终前失能发展轨迹不同，非文盲、男性老年人的失能水平较低且临终前增速较快；而不同居住方式和居住地老年人的临终前失能发展轨迹差异均无统计学意义（P>0.05），但独居、居住在农村的老年人失能水平变化轨迹更加平缓。
性别和文化程度交互作用分析显示，在临终前17年间，非文盲男性失能水平始终是最低的，与其他组差异均有统计学意义（P<0.001）。文盲男性与非文盲女性之间差异有统计学意义（P<0.05）。见图3。
本研究利用LIRT模型分析了CLHLS中2002- 2019年死亡老年人的BADL/IADL失能顺序，并拟合了老年人失能水平发展轨迹及部分社会人口学因素差异。
本研究所得的难度阈值参数显示，IADL相较BADL更早失能，提示IADL是否受限对反应老年人的早期失能更有意义［9］。在IADL中，我国老年人乘坐公共交通工具完全受限更易失能，可能原因是我国公共交通工具对早期失能老人的适宜性较差，从而提高老年人的失能敏感性。除了BADL中的室内移动和IADL中的探访邻居外，本研究所得结果均提示由下肢到上肢［3］，由复杂动作到简单动作的老年人失能发展顺序［4］。
本研究得到的区分度参数均较高，均达到Baker标准下的非常高等级［13］，说明各ADL项目对老年人失能水平的分辨能力均较强。
从发展轨迹中可以看出，老年人的失能水平在临终前加速升高。这与张文娟和付敏［14］的研究结果相同。本研究结果提示基线认知功能状态越好老年人的失能水平越低。Yaffe等［15］也发现认知功能下降会影响老年人的ADL。老年人失能与疾病间存在密切关系［16］，本研究发现患有脑卒中等4类重要疾病的老年人失能水平较高。老年人的失能发展轨迹也与社会人口学特征有关，本研究所绘制的轨迹图显示，男性、非文盲老年人的失能水平较低。可能与男女性在生理结构和社会经济地位之间存在差异［7，17, 18］，高文化程度老年人拥有较高的社会经济地位等有关［14］。本研究发现独居老年人的失能水平发展较缓慢，原因可能是独居者发生残障的概率比非独居者低［18］，也可能是生活自理能力强的老年人独居倾向更大。这与魏蒙和王红漫［7］、Zimmer等［17］的研究结果相似，本研究结果显示，居住在农村的老年人较居住在城镇的老年人失能水平发展更缓慢，可能原因是务农老年人的自理能力在高龄期仍能维持在相对较高水平［18］。
本研究存在局限性。第一，选取的样本量并不大，对于整体随访时间较少的个体，结果不稳定。第二，为探究临终前的失能变化过程，选择了随访过程中死亡的个体，没有考虑生存老年人的发展过程。第三，纳入的协变量较为简单，没有细化。若进一步研究时，可以将更多慢性病、职业、婚姻、经济条件等协变量纳入。
综上所述，控制失能的负面影响可以从多个角度出发。首先，要有针对性地提高对老年女性的护理与自理能力检测水平。重视轻度失能的高龄男性，延缓其失能发展。其次，重视文化程度及城乡差异。进行基础医疗护理知识宣传普及。再次，重视老年人ADL的锻炼。最后，加强适老化设施的改造与建设。根据老年人失能水平分级与分类，有针对性地统筹、设计适老化设施，将会更有效地控制失能给社会与家庭带来的影响。
所有作者声明无利益冲突
