摘要
为评估四川省老年人中医生命质量现状并探讨其影响因素，2024年7月采用随机数表法在四川省8个区（县）进行配额抽样，共纳入1119份样本。通过中医生命质量评价量表（CQ-11D）、中医体质量表30条目简短版、社会支持评定量表（SSRS）和健康生态学模型（HEM）五大维度自编问卷进行调查，并以中医健康效用值评价老年人健康水平。结果显示，年龄、婚姻、学历、慢性病数量、童年逆境数量、子女数量、社会支持水平、口味偏好、医保状况、居住方式及中医体质均显著影响老年人中医生命质量（P<0.05）。多元线性回归进一步揭示，不同慢性病种类、中医体质类型及社会支持维度对老年人中医生命质量的影响存在差异。
Abstract
This study aimed to evaluate the current status of traditional Chinese medicine quality of life among older adults in Sichuan Province and explore its influencing factors. In July 2024，quota sampling was conducted in 8 districts（counties）of Sichuan Province using a random number table method，and a total of 1119 samples were included. The survey was carried out through five dimensions of Chinese medicine quality of life assessment scale（CQ-11D），30 items of Chinese Medicine Questionnaire（CCMQ），Social Support Rate Scale（SSRS）and Health Ecology Model（HEM），and the health level of older adults was evaluated by TCM health utility value. The results showed that age，marital status，educational level，number of chronic diseases， number of adverse childhood experiences，number of children，level of social support，taste preference， medical insurance status，living style，and TCM constitution all significantly affected the TCM quality of life among older adults（P<0.05）. Multiple linear regression further revealed that there are variations in the effects of different types of chronic diseases，TCM constitution types，and social support dimensions on the traditional Chinese medicine quality of life among the older adults.
Keywords
一直以来，老年人是慢性病患病与共病发生率最高的群体。研究表明，78%的老年人至少患有1种慢性病[1-2]，49.9%的老年人患有睡眠障碍[3]，47.1%的老年人有抑郁症状[4]，这些慢性身心疾病严重影响老年人生命质量。准确评估老年人生命质量并探究其主要影响因素对促进健康老龄化具有重要意义。但目前学界对老年人生命质量的研究工具主要为国外汉化版量表，不能完全适用于中国老年群体研究。中医生命质量量表（CQ⁃11D）拥有首个标准的中医健康效用积分体系，契合我国传统的生死观和健康观，该量表更适用于衡量中国普通人群的生命质量[5-6]。同时，中医体质作为中医视角的一种人群划分标准，缺乏不同体质类别对老年人健康的影响差异研究。因此，本研究采用随机数表法，对四川省60岁及以上常住居民进行横断面调查。通过Tobit回归筛选核心影响因素后，构建多元线性回归模型，系统探讨慢性病、人际关系网络及中医体质对中医生命质量的影响，为相应干预措施的制定和研究提供参考依据。
一、 对象和方法
（一） 研究对象
本次调查采用随机数表法在四川省地级市中抽取 8 个城市，其中省会直接纳入，然后继续抽取 8 个区（县）。根据“第七次全国人口普查”数据，按照性别及区域人口数在抽样地区进行配额抽样。根据Kendall样本量估算方法，取所研究工具变量数目的5~10倍，并考虑无效问卷再扩大20%样本量，最终纳入有效问卷 1 119 份。本研究纳入标准为：年龄≥60周岁；有能力完成调查；四川省内常住人口；知情同意且自愿参加本研究；研究内容填写完整。
（二） 测量工具
1. 健康生态学模型（health ecology model，HEM） 五大维度自编问卷
该模型可分为“个人特质、行为与生活方式、人际关系网络、工作与生活环境、政策环境”5个层面。系统检索生命质量相关研究文献，采用Excel表格进行文献筛选与指标池建立，通过词频统计与组内讨论选取可能影响老年人健康相关生命质量的19个指标，包括个人特质指标（性别、年龄、民族、是否流动人口、学历、慢性病患病状况、童年逆境状况）；行为与生活方式指标（饮酒、饮食口味、锻炼情况、保健品服用）； 人际关系网络指标（居住方式、子女数量、婚姻情况、家庭成员关系）；工作与生活条件指标（职业、个人月收入）；政策环境指标（医疗保险、养老保险）。
2. 中医生命质量评价量表（CQ⁃11D）
该量表由朱文涛等[6] 编制，包括“形神同俱—形” 和“形神同俱—神”2个维度共11个条目，各条目回答包括四个水平。采用 CQ⁃11D 健康效用积分体系[7] 计算健康效用值，其取值范围为-0.868~1，健康效用值越高代表生命质量越好。该量表Cronbach’s α 系数为0.86。
3. 中医体质量表30条目简短版
该量表由朱燕波等[8-9] 编制，包括“平和质、阳虚质、阴虚质、气虚质、气郁质、痰湿质、血瘀质、特禀质、湿热质”9 种体质维度，每个维度包括 3~4 个条目。各条目中“没有、很少、有时、经常、总是”5个水平分别计1~5分（平和质的4个条目按5~1分反向计分）；原始分=各个条目的分值相加，转化分数=[（原始分-条目数）/（条目数×4）]×100。平和体质的判定标准：平和质转换分≥60分而其他体质转换分均<40 分。偏颇体质的判定标准：转化分≥40 分。该量表 Cronbach’s α系数为0.97。
4. 社会支持评定量表（SSRS）
该量表由肖水源[10] 编制，包括客观支持、主观支持、对社会支持的利用度3个维度共10个条目。该量表得分范围为12~66分，总分≤22分为低水平，23~44 分为中水平，≥45分为高水平。该量表Cronbach’s α 系数为0.89~0.94。
（三） 质量控制
正式开始调查前进行两轮预调查，确定正式问卷和逻辑检查标准并对调查员进行培训。采用问卷星进行面对面线下调查，中医体质量表按照相应规范[9] 进行数据收集，调查员可以向被调查者解释条目含义但不可以诱导被调查者回答。调查结束后，研究者进行逻辑检查并排除无效问卷。
（四） 统计分析
采用Stata18.0软件进行统计学分析，经过正态性检验后发现健康效用值不符合正态分布（P<0.05），故采用中位数（四分位数）[M（P25，P75）]进行描述，非参数检验进行健康效用值的单因素分析。对二分类变量采用 Wilcoxon 秩和检验，对多分类变量采用 Kruskal⁃Wallis 检验，单因素结果通过了 Bonferroni 多重比较校正。将健康生态学模型单因素分析中具有统计学意义的变量作为自变量，健康效用值作为因变量。因健康效用值为 [-0.868，1]，存在“天花板效应”，故采用Tobit 回归模型进行影响因素的多因素分析。将Tobit回归模型中具有统计学意义的结果作为控制变量，健康效用值作为因变量，以中医体质类别、慢性疾病类别、社会支持量表各维度作为自变量，采用多元线性回归模型进行分析，检验水准α=0.05。
二、 结果
（一） 调查对象基本情况
本研究中男性 525 人（46.9%），汉族 1 079 人 （96.4%），60~65岁330人（29.5%），已婚898人（80.3%），居住农村615人（55.0%），未接受教育296人（26.5%），身体质量指数（BMI）正常805人（71.9%），患有慢性病914人（81.7%），无慢性病家族史955人（85.3%），不经常喝酒 885 人（79.1%），锻炼 3~5 次/周 357 人 （31.9%），口味清淡 484 人（43.3%），家庭关系和睦 868人（77.6%），配偶两人居住502人（44.9%），社会支持水平为中水平 783 人（70.0%），从事农业工作 615人（55.0%），平均个人月收入1 001~3 000元573人 （51.2%），有医疗保险 937 人（83.7%），有养老保险 818人（73.1%）。
（二） CQ⁃11D各条目分布情况
老年人最常发生（比较差和非常差）的不良身体状况前3位依次为：睡眠质量（22.1%）、大便困难 （16.3%）、疼痛（12.1%）。老年人最不常发生（非常好）的不良身体状况前3位依次为：行动与生活不能自理（68.0%）、烦躁易怒（49.5%）、心慌/心悸 （47.6%），详见表1。健康效用值M（P25，P75）为0.906 （0.786，0.953），最大值1，最小值-0.017，其中老年慢病患者健康效用值中位数为0.870。
（三） 老年人健康效用值影响因素的单因素分析
单因素分析结果显示，在中医生命质量上，男性高于女性，非流动人口高于流动人口，接受过教育高于未接受过教育，未服用保健品高于服用保健品，喝酒老年人高于未喝酒老年人，退休前从事非农业工作高于从事农业工作，有医疗保险和养老保险高于没有保险的老年人。年龄越大、童年逆境及慢性病数量越多，老年人中医生命质量越低。锻炼频率越高，中医生命质量越高；喜食辣椒、口味没有偏好与口味清淡的老年人中医生命质量高于其他口味的老年人；全家共同居住、只有一个子女、已婚、家庭成员关系和睦、社会支持水平高、个人月收入≥5 001元的老年人中医生命质量高于其他分类的老年人（P均<0.05，表2）。在慢性病和偏颇体质上，除湿热体质和特禀体质外，未患有该类疾病和偏颇体质的老年人中医生命质量均高于对照组老年人（P<0.05，表3、4）。
表1老年人在CQ⁃11D各条目水平中的分布情况
表2老年人健康效用值单因素分析
a表示χ2 值。
表3不同慢性病老年人的健康效用值比较
表4不同中医体质老年人的健康效用值比较
a表示χ2 值。
（四） 老年人健康效用值影响因素的Tobit回归
将单因素分析中具有统计学意义的变量（P<0.05） 纳入Tobit回归模型中。结果表明，年龄、婚姻、学历、慢性病数量、童年逆境数量、子女数量、社会支持水平、口味偏好、有无医保、居住方式、中医体质是四川省老年人中医生命质量的影响因素（P均<0.05，表5）。
其中，66~70岁的老年人中医生命质量高于60~65岁的老年人；丧偶老年人中医生命质量低于未婚老年人；初中及高中的老年人，中医生命质量低于未接受教育的老年人；慢性病数量、童年逆境数量及子女数量越多，老年人中医生命质量越低；社会支持水平越高，老年人中医生命质量越高；较口味偏咸的老年人而言，没有偏好和喜食辣椒的老年人中医生命质量更高；有医疗保险的老年人，中医生命质量高于没有医疗保险的老年人；居家独居的老年人较“与子女同居、养老院独居和与其他亲友同居”的老年人中医生命质量更高；偏颇体质的老年人中医生命质量低于平和体质老年人。
（五） 慢性病种类对老年人健康效用值的影响
除慢性病数量外，将Tobit回归结果的其余变量作为控制变量纳入模型，模型 Durbin⁃Watson 值为 1.832，P<0.001。该模型纳入变量间的影响指标 （VIF）值，均小于 10，自变量赋值均为否=0，是=1。该模型R2 =0.390，调整后R2 =0.378。
结果表明，骨质疏松、脑卒中、阿尔茨海默病、骨折、冠心病、慢性呼吸系统疾病、慢性肾脏疾病、关节炎等可以显著影响四川省老年人中医生命质量 （P均<0.05，表6）。由于阿尔茨海默病患者仅15例，故采用敏感性分析判定结果的稳健性。利用非参数百分位 Bootstrap 检验法进行阿尔茨海默病系数稳定性检验。设置随机抽样 1 000 次，结果显示阿尔茨海默病的置信区间不包含0，说明原模型系数结果较稳定。进一步排除阿尔茨海默病后，其他变量的回归系数变化均小于 20%，且均显著，方向一致，说明原模型较稳健。
表5老年人健康效用值Tobit回归分析
表6慢性病种类对老年人健康效用值的逐步回归分析
（六） 中医体质对老年人健康效用值的影响
所有模型纳入变量的VIF值均小于10，所有模型的 Durbin⁃Watson 值均介于 1.7~1.9。模型 1 及模型3的变量赋值为否=0，是=1。模型1：将Tobit回归结果中P<0.05的变量作为控制变量纳入模型，将单因素中P<0.05的中医体质类型作为自变量，该模型 Durbin ⁃ Watson 值为 1.808，R2 =0.378，调整后 R2 = 0.368；模型2：将Tobit回归结果中P<0.05的变量（不包含中医体质）作为控制变量纳入模型，偏颇体质数量作为自变量，该模型Durbin⁃Watson值为1.792， R2 =0.356，调整后R2 =0.349；模型3：将Tobit回归结果中P<0.05的变量（不包含中医体质）作为控制变量纳入模型，是否兼夹体质作为自变量，该模型Durbin ⁃Watson值为1.779，R2 =0.352，调整后R2 =0.343。
结果表明，平和体质、气虚体质可以显著影响四川省老年人中医生命质量，偏颇体质数量越多，老年人中医生命质量越低，兼夹体质老年人中医生命质量低于非兼夹体质老年人（P均<0.001，表7）。
表7中医体质对老年人健康效用值的逐步回归分析
（七） 社会支持量表各维度对老年人健康效用值的影响
所有模型纳入变量VIF值均小于10，所有模型的Durbin⁃Watson值均介于1.7~1.8。模型1：除社会支持量表总分外，将 Tobit 回归结果中 P<0.05 的变量作为控制变量纳入模型，将社会支持量表的客观支持维度作为自变量，该模型 Durbin⁃Watson 值为 1.759，R2 =0.332，调整后 R2 =0.321；模型 2：除社会支持量表总分外，将 Tobit 回归结果中 P<0.05 的变量作为控制变量纳入模型，将社会支持量表的主观支持维度作为自变量，该模型 Durbin ⁃Watson 值为 1.781，R2 =0.343，调整后 R2 =0.333；模型 3：除社会支持量表总分外，将 Tobit 回归结果中 P<0.05 的变量作为控制变量纳入模型，将社会支持量表的对支持的利用维度作为自变量，该模型Durbin⁃Watson值为 1.772，R2 =0.339，调整后R2 =0.327。
结果表明，客观支持维度、主观支持维度、对支持的利用度均对中医生命质量产生显著影响，其中主观支持维度对四川省老年人中医生命质量的影响最大（P<0.05，表8）。
表8社会支持量表各维度对老年人健康效用值的逐步回归分析
三、 讨论
（一） 四川省老年人中医生命质量较高
本研究对四川省1 119名60岁及以上老年人进行横断面调查，系统揭示中医生命质量现状及其多维影响因素。结果显示，四川省老年人中医生命质量中位数为0.906，其中慢性病老年人中医生命质量中位数为0.870，高于Pan等[11] 报告的西南地区基准值0.905，亦高于王葳等[12] 针对老年慢病群体报道的 0.855。在健康维度方面，睡眠质量、大便困难、疼痛等构成主要健康问题。此分布特征与Pan等[11] 研究不同，提示四川省老年人群健康干预需采用针对性策略。Tobit回归结果表明，年龄、婚姻、学历、慢性病数量、童年逆境数量、子女数量、社会支持水平、口味偏好、有无医保、居住方式、中医体质均是老年人中医生命质量的影响因素。
（二） 慢性病对老年人中医生命质量的影响存在异质性
不同慢性病种类对中医生命质量的影响程度从阿尔茨海默病到关节炎依次递减，这可能与慢性病对机体的直接损害程度有关。阿尔茨海默病不仅产生全面性功能衰退，还会削弱患者对健康的准确感知[13]；骨质疏松是发生骨折的重要原因，同时骨折后导致的活动量减少，又会加重骨质疏松[14]； 脑卒中具有高致残率、高复发率等临床特点，直接影响老年人生命质量[15]。而冠心病等四类慢性病则具备非急性致残特性，病程较长，对生命质量的影响过程缓慢。睡眠差、大便困难和经常疼痛这三类问题常常是多种慢性病的临床先兆和诱导因素，因此要重视重大疾病筛查，强化对这类人群的健康干预措施。此外，应全面开展老年人能力评估，完善失能老年人长期照护体系。加强家庭养老政策支持力度，推进老年人家庭适老化改造。依托四川省失能老年人“健康敲门”行动，为有意愿的老年人提供相应上门服务，帮助家庭照护人员掌握养老护理技能。
（三） 中医体质兼夹影响中医体质辨识的推广
平和体质的老年人中医生命质量显著优于偏颇体质，这验证了体质学说“正气存内，邪不可干” 的核心观点，与既往研究相似[16]。气虚体质作为主要风险类型，其形成机制可能与区域生态特征有关，四川盆地冬季阴冷潮湿易损脾阳，夏季暑热多汗耗伤气阴，饮食偏嗜辛辣进一步加剧脾胃运化失调[17]，但与既往研究不同[18]，本研究发现9种体质中仅平和与气虚体质对老年人中医生命质量影响显著，此差异可能源于老年人群普遍存在的体质兼夹现象。同时，偏颇体质数量与中医生命质量负相关。这提示，中医体质辨识对医生临床经验要求较高，现有的可量化的中医体质筛查手段容易出现普遍的中医体质兼夹现象。一旦出现多种体质兼夹，如兼夹 5 种以上中医体质，可能会造成评估失效。尽管中医体质辨识已在四川省广泛开展，但在深度贫困地区、少数民族地区及多数农村地区，限于医疗卫生资源条件，难以保证中医体质评估的准确性。结合四川省饮食偏嗜辛辣的特点，建议推广中药新式茶饮、中药塌渍等可量化的中医药适宜技术或理疗服务项目。
（四） 改善老年人主观感受可提升中医生命质量
既有研究表明[19]，多子女家庭中老年人更倾向于选择居家养老，本研究发现子女数量与中医生命质量呈显著负相关。究其原因，可能涉及家庭经济收入的制约[20]，家庭资源的稀缺性导致子女在社会竞争中处于不利地位，进而削弱代际支持能力。社会支持量表中主观支持对中医生命质量的解释力明显高于客观支持和支持利用度。这一发现印证了社会认知理论的核心观点，即个体对支持系统的主观感知较客观支持更具心理调节效能。这提示，需要建立和完善老年教育体系，丰富老年人精神文化生活。鼓励支持成立老年协会等社会组织，将其纳入政府购买服务的承接主体，为促进老年人社会参与创造条件。
综上所述，本研究探讨了四川省老年人中医生命质量受中医体质的影响情况，验证了不同慢性病种类对我国传统中医视角下老年人健康水平的影响，分维度说明了不同社会支持层次对老年人中医生命质量的影响程度，提出了改善老年健康的新路径。本研究还发现，66~70岁组中医生命质量反超 60~65岁组，这一现象可能与医疗技术进步使重大疾病发病期向生命终末期集中，从而延长健康生存期有关[21]。初高中学历的老年人中医生命质量较未接受教育的老年人低，可能是教育提升了健康期望值，当实际健康状态与期望水平存在落差时，焦虑等心理压力往往会对生命质量产生较大的损害。
（五） 局限性
横断面研究无法推断变量间因果关系，有必要开展纵向队列研究；所有变量均为自我报告，可能存在回忆偏差；中医体质组合类别繁多，分组变量设定有待继续深化研究；子女情况对老年人中医生命质量的影响还需继续挖掘；未来可进一步研究不同中医体质组合的老年人中医生命质量与欧洲五维健康量表等其他视角的生命质量受子女情况的影响差异。子女数量负向影响中医生命质量需进一步验证是否存在子女教育水平、经济能力等子女家庭条件的中介效应。同时，多子女家庭中，子女间学历与经济等差异是否影响老年人中医生命质量还需探讨。
