崔俊營(yíng)，唐景霞，秦江梅，張艷春，陳 英

自評(píng)健康是指?jìng)€(gè)體結(jié)合自身的軀體、心理、社會(huì)地位等各方面并對(duì)自身健康狀況做出的主觀評(píng)價(jià)和估計(jì)，將其健康狀況轉(zhuǎn)化為數(shù)字形式表達(dá)［1－2］。自評(píng)健康作為一項(xiàng)可靠、便于理解與開(kāi)展的健康測(cè)量指標(biāo)已被廣泛應(yīng)用［3］，除了可以反映調(diào)查對(duì)象的客觀健康［4］，還可以作為預(yù)測(cè)死亡風(fēng)險(xiǎn)［5］、衛(wèi)生服務(wù)利用需求［6］的指標(biāo)。為了解哈密地區(qū)居民自評(píng)健康狀況及其影響因素，為居民健康促進(jìn)提供依據(jù)。本研究對(duì)2013年哈密地區(qū)進(jìn)行的衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查中15歲及以上居民自評(píng)健康水平進(jìn)行分析，并采用兩水平模型探討其影響因素。

1 對(duì)象與方法

1.1 調(diào)查對(duì)象 利用2013年哈密地區(qū)進(jìn)行的衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)，采用多階段 (城鄉(xiāng)、街道或鄉(xiāng)鎮(zhèn)、社區(qū)或村)分層整群隨機(jī)抽樣法，在哈密市、巴里坤哈薩克自治縣和伊吾縣共抽取1 845戶(hù) (城市928戶(hù)、農(nóng)村917戶(hù))15歲及以上4 371名居民進(jìn)行調(diào)查。

1.2 調(diào)查方法 采用歐洲五維健康量表 (EQ－5D)對(duì)入選對(duì)象進(jìn)行調(diào)查，該量表包括5維度3水平， (1)行動(dòng)方面:可以四處走動(dòng)，無(wú)任何困難;行動(dòng)有些不便;不能下床活動(dòng)。(2)自我照顧 (盥洗、穿衣上廁所等)方面:無(wú)任何問(wèn)題;有些問(wèn)題;無(wú)法自己盥洗或穿衣服。 (3)日常活動(dòng) (工作、讀書(shū)或做家務(wù))方面:無(wú)任何問(wèn)題;有些問(wèn)題;無(wú)法從事。(4)身體疼痛或不適方面:無(wú)任何疼痛或不適;自覺(jué)有中度疼痛或不舒服;自覺(jué)極度疼痛或不舒服。(5)焦慮或抑郁方面:沒(méi)有感覺(jué);自覺(jué)中度焦慮或抑郁;自覺(jué)極度焦慮或抑郁。自評(píng)健康評(píng)分≥80分為自評(píng)健康良好，＜80分為自評(píng)健康不良。將健康狀況評(píng)分經(jīng)效用值轉(zhuǎn)化，采用英國(guó)時(shí)間權(quán)衡法換算表?yè)Q算，5維度3水平分值分別為:行動(dòng):0、0.069、0.314;自我照顧:0、0.104、0.214分;日?；顒?dòng):0、0.036、0.094分;身體疼痛或不適:0、0.123、0.386分;焦慮或抑郁:0、0.071、0.236分。換算后分值為－0.594～1.000分，健康指數(shù)得分越高，表示生命質(zhì)量越好［7］。

1.3 質(zhì)量控制 家庭健康詢(xún)問(wèn)調(diào)查表參照國(guó)家第五次衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查問(wèn)卷并根據(jù)新疆實(shí)際進(jìn)行適當(dāng)修訂，正式調(diào)查前進(jìn)行預(yù)調(diào)查;調(diào)查員由石河子大學(xué)本科學(xué)生和研究生組成，對(duì)調(diào)查員進(jìn)行嚴(yán)格培訓(xùn)和考核;調(diào)查實(shí)施階段包括自查、初審和復(fù)核三個(gè)環(huán)節(jié)，確保信息的真實(shí)可靠。資料整理時(shí)采用雙錄入、一致性檢錯(cuò)、邏輯檢錯(cuò)。

1.4 兩水平模型統(tǒng)計(jì)方法 本研究個(gè)體和街道 (鄉(xiāng)鎮(zhèn))構(gòu)成兩個(gè)水平，采用二分類(lèi)兩水平Logistic回歸模型對(duì)居民自評(píng)健康狀況進(jìn)行分析。自評(píng)健康狀況的兩水平零模型在水平2的方差有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 (P＜0.05，見(jiàn)表1)，水平2殘差方差為0.264，水平 1殘差方差為 π2/3，組內(nèi)相關(guān)系數(shù) ICC為0.074 3，總變異中7.43%的變異是地區(qū)之間的變異引起的，個(gè)體之間的變異占92.57%。數(shù)據(jù)在高水平具有聚集性，其層次性不能忽略，應(yīng)進(jìn)一步擬合兩水平方差成分模型。多水平模型的擬合方程，Yij= (β0+β1χij)+ (μ0j+e0ij)，i:水平1單位，表示個(gè)體水平;j:水平2單位，研究對(duì)象所在街道(鄉(xiāng)鎮(zhèn))水平;β0為截距，β1為解釋變量χ的回歸系數(shù)，μoj為水平2單位的隨機(jī)誤差，eoij為隨機(jī)誤差項(xiàng)，即研究對(duì)象水平的隨機(jī)誤差。

表1 自評(píng)健康狀況兩水平零模型Table 1 Two－level zero model of self－evaluated health

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用EpiData 3.0軟件建立數(shù)據(jù)庫(kù)并雙錄入，利用SPSS 20.0和MLwiN 2.20統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，計(jì)數(shù)資料的分析采用χ2檢驗(yàn);采用兩水平Logistic回歸模型分析影響居民自評(píng)健康水平的因素。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 基本情況 調(diào)查的4 371名居民中，男2 146名，女2 225名;年齡15～93歲，平均 (46.8±17.0)歲;城市2 089名，農(nóng)村2 282名;哈密市2 157名，巴里坤哈薩克自治縣1 164名，伊吾縣1 050名;自評(píng)健康評(píng)分10～100分，平均(79.1±14.4)分;自評(píng)健康良好2 978名 (68.1%)，自評(píng)健康不良1 393名 (31.9%)。

2.2 單因素分析 自評(píng)健康良好與自評(píng)健康不良者體檢比例、樣本點(diǎn)類(lèi)型比較，差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 (P＞0.05);兩者性別、年齡、婚姻狀況、民族、文化程度、就業(yè)狀況、家庭人均年收入、兩周病傷、半年慢病、健康指數(shù)、參加保險(xiǎn)、參加鍛煉、吸煙、飲酒、地區(qū)比較，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 (P＜0.05，見(jiàn)表2)。

2.3 兩水平Logistic回歸模型為擬合結(jié)果 以自評(píng)健康是否良好為因變量，以單因素分析中各因素為自變量 (見(jiàn)表3)，以調(diào)查對(duì)象為水平1，街道 (鄉(xiāng)鎮(zhèn))水平為水平2，采用兩水平模型探討自評(píng)健康的影響因素。對(duì)于無(wú)序多分類(lèi)變量民族、婚姻狀況、就業(yè)狀況、吸煙、地區(qū)以啞變量的形式納入方程;有序多分類(lèi)變量年齡、文化程度、家庭人均年收入通過(guò)似然比檢驗(yàn)結(jié)果判斷，年齡、文化程度 (P＜0.05)以啞變量形式納入方程，家庭人均年收入以分組線(xiàn)性變量納入方程 (見(jiàn)表4)。Logistic回歸模型結(jié)果顯示，兩周病傷、半年慢病、健康指數(shù)得分、家庭人均年收入、樣本點(diǎn)類(lèi)型、民族、年齡、婚姻狀況、就業(yè)狀況、文化程度是影響哈密地區(qū)居民自評(píng)健康的因素(P＜0.05，見(jiàn)表5)。

表2 自評(píng)健康良好與自評(píng)健康不良者人口學(xué)特征比較〔n(%)〕Table 2 Comparison of demographic characteristics among good and poor self－evaluated health

表3 影響哈密地區(qū)居民自評(píng)健康因素賦值表Table 3 Assignment table of influencing factors for self－evaluated health residents in Hami area

表5 影響哈密地區(qū)居民自評(píng)健康的因素的兩水平Logistic回歸分析Table 5 Two－level Logistic regression model analysis on influencing factors for self－evaluated health residents in Hami area

3 討論

本研究結(jié)合資料的層次特點(diǎn)運(yùn)用兩水平Logistic回歸模型進(jìn)行分析，結(jié)果顯示自評(píng)健康狀況的變異不僅來(lái)源于個(gè)體間的變異，還來(lái)源于不同街道 (鄉(xiāng)鎮(zhèn))之間的變異，應(yīng)該與居民所在街道 (鄉(xiāng)鎮(zhèn))的醫(yī)療水平和衛(wèi)生服務(wù)有關(guān)。本研究去除街道 (鄉(xiāng)鎮(zhèn))效應(yīng)后，影響自評(píng)健康的因素如下:城市居民自評(píng)健康狀況較好，與城鄉(xiāng)間經(jīng)濟(jì)醫(yī)療條件較好、居民的保健意識(shí)較強(qiáng)有關(guān)。本研究結(jié)果顯示，隨著年齡的增長(zhǎng)出現(xiàn)自評(píng)健康不良的比例升高，與胡山山等［8］研究結(jié)果相似，分析原因?yàn)殡S著年齡的增長(zhǎng)，身體的生理功能和免疫能力逐漸下降，并伴隨著社會(huì)角色的改變，生活功能和軀體方面的改變降低了對(duì)自身健康的評(píng)估［9］。文化程度、家庭人均年收入較高人群自評(píng)健康狀況較好，與Jankovic等［10］、謝婧等［11］研究結(jié)果一致，不同文化程度、家庭人均年收入居民自我保健意識(shí)不同，決定其能否做出有益于健康的決策，影響對(duì)健康知識(shí)資源的獲取與利用。與未婚人群比較，已婚人群自評(píng)健康狀況較差，與已婚人群所承受的來(lái)自家庭和工作的壓力較大有關(guān)，其他 (離異、喪偶等)婚姻狀況居民自評(píng)健康較差，與劉麗娜等［12］研究結(jié)果一致，好的婚姻是精神和心理的需要，其他 (離異、喪偶)婚姻狀況人群缺少情感和生活上的照顧。與在業(yè)人群相比，離退休、無(wú)業(yè)或失業(yè)人群的自評(píng)健康狀況較差，張婉奇等［13］研究得出工作狀況影響居民的自評(píng)健康，該人群較低的收入使其所處的社會(huì)階層較低，對(duì)生活的物質(zhì)保障攝取和衛(wèi)生服務(wù)利用能力有限，生活中的負(fù)性事件影響了對(duì)健康的評(píng)估［14］。提示應(yīng)關(guān)注低收入、文化程度較低人群，進(jìn)行健康教育宣傳活動(dòng)，提高老年人的健康保健知識(shí)，同時(shí)完善社會(huì)救濟(jì)和救助體系，關(guān)注其他婚姻狀況的心理健康，注重對(duì)生活上的關(guān)心。

存在半年慢病、兩周病傷、健康指數(shù)得分較低居民自評(píng)健康較差，與相關(guān)研究結(jié)果一致［15－18］。由于慢性病具有病程長(zhǎng)且病情遷延不愈的特點(diǎn)，引起患者身體長(zhǎng)期的不適，兩周病傷影響了患者的工作和生活，身體癥狀的改變影響了其精神面貌和心理狀況，使其容易產(chǎn)生消極、抑郁的心態(tài)，進(jìn)而導(dǎo)致對(duì)健康的自我評(píng)估較差。本研究揭示了客觀健康與自評(píng)健康狀況的一致性，與Christian等［19］研究結(jié)果一致。自評(píng)健康狀況在一定程度上可以反映居民整體的實(shí)際健康狀況，作為評(píng)價(jià)居民健康狀況的指標(biāo)。

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