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出活动、上街购物、食物烹调、家务维持、洗衣服、服 比较，差异有统计学意义（P<0.001），见表 1。≥ 75
用药物、使用电话、处理财务能力 8 个方面评估老年人 岁老年人失能发生率高于≥ 60~74 岁老年人〔41.37%
在社区独立生活的能力，共 8 项指标，每项指标均采用 （434/1 049）比 23.30%（985/4 227），P<0.001〕。
“没有困难”“有困难，自己可完成”“有困难，需要 2.2 不同失能发生情况老年人身体基本活动能力情
帮助完成”和“无法完成”进行评价 ［17-18］ ，≥ 1 项“有 况 5 276 例老年人握力为 27.92（9.02）kg，其中 1 713
困难，需要帮助完成”或“无法完成”，可认为老年人 例（32.47%）握力水平为低，1 770 例（33.55%）握力
存在 IADL 受损，即失能。 水平为中等，1 793 例（33.98%）握力水平为高；3 930
1.2.2 自变量 通过握力、站立测试、起坐测试和步 例（74.49%）能够完成站立测试；5 128 例（97.19%）
速评价老年人身体基本活动能力。（1）握力（用于 能 够 完 成 起 坐 测 试； 步 速 为 0.96（3.12）m/s， 其 中
评价老年人上肢肌力）：受试者取站立位，紧握握力 1 750 例（33.17%）步速慢，1 759 例（33.34%）步速中等，
器持续几秒钟，左、右手交替测量各 2 次，取优势手 1 767 例（33.49%）步速快。不同失能发生情况老年人
的最大握力值作为最终结果。以性别为分层依据，根 握力水平、站立测试与起坐测试完成情况、步速比较，
据老年人握力大小按三分位法将其分为 3 组，即低握 差异有统计学意义（P<0.001），见表 2。
力水平组（男≤ 21.45 kg，女≤ 14.60 kg）、中等握力 2.3 老年人身体基本活动能力对其失能发生影响的二
水 平 组（ 男 >21.45~28.24 kg， 女 >14.60~19.50 kg）、 元 Logistic 回归分析 以失能发生情况作为因变量（赋
高握力水平组（男 >28.24 kg，女 >19.50 kg）。（2） 值：未发生失能 =0，发生失能 =1），以表 2 中差异有
站立测试（用于评价老年人平衡能力）：受试者双足 统计学意义的变量作为自变量，调整性别、户口所在地、
并拢站立，在不移动双足或抓扶任何物体的情况下保 受教育程度等社会人口学因素后，以年龄为依据（年龄
持站立 10 s，若受试者能够完成，则计为“能”，否 是老年人失能的重要危险因素，随着年龄的增长，老年
则记作“否”。（3）起坐测试（用于评价老年人下 人失能发生风险逐渐提高 ［20］ ；且既往研究发现，不同
肢肌力）：受试者双臂交叉抱于胸前，从靠背椅上站 年龄层次下，同一因素对老年人发生失能的影响可能不
起，以尽可能快的速度连续完成 5 次起立坐下，记录 尽相同 ［4，21］ ）进行分层 Logistic 回归分析。结果显示，
完成测试所需的时间，若受试者能够完成，则计为 无论对于 60~74 岁还是≥ 75 岁老年人，握力水平、站
“能”，否则记作“否”。（4）步速（用来评价老 立测试与起坐测试完成情况、步速均是老年人发生失
年人平衡能力）：受试者以日常步速步行 2 次 2.5 m 能的影响因素（P<0.05），见表 3。60~74、≥ 75 岁低
的路程，在受试者足尖越过测试起点线时开始计时， 握力水平老年人发生失能的风险分别是高握力水平者
在其足尖越过测试终点线时结束计时，记录其行走时 的 1.482、2.120 倍（P<0.05）；60~74、≥ 75 岁无法完
间，取 2 次测量的平均值作为最终结果，计算行走速度 成起坐测试的老年人发生失能的风险分别是能够完成起
（m/s）。根据老年人步速快慢按三分位法将其分为 3 组， 坐测试者的 3.045、4.126 倍（P<0.05）；60~74、≥ 75
即步速慢组（<0.62 m/s）、步速中等组（0.62~0.85 m/s）、 岁无法完成站立测试的老年人发生失能的风险分别是
步速快组（>0.85 m/s） ［11，19］ 。 能够完成站立测试者的 1.563、2.014 倍（P<0.05）；
1.3 统计学方法 采用 SPSS 26.0 进行数据整理和统计 60~74、≥ 75 岁步速慢的老年人发生失能的风险分别是
分析。正态分布的计量资料采用（ ±s）表示；非正态 步速快者的 2.495、2.876 倍（P<0.05）。
分布的计量资料采用中位数（四分位数间距）〔M（QR）〕 3 讨论
2
表示；计数资料采用相对数表示，组间比较采用 χ 检 3.1 5 276 例 老 年 人 的 失 能 情 况 本 研 究 通 过 分 析
验。采用二元 Logistic 回归探讨老年人身体基本活动能 CHARLS 2015 年数据，发现≥ 75 岁老年人失能发生率
力对失能状况的影响。以 P<0.05 为差异有统计学意义。 （IADL 受损率）明显高于≥ 60~74 岁老年人（41.37%
2 结果 比 23.30%）。王振杰等 ［5］ 在对中国老年人失能情况
2.1 老年人一般资料 5 276 例老年人中，男 2 480 例 进行 Meta 分析时发现，中国老年人的失能发生率为
（47.01%），女 2 796 例（52.99%）；4 227 例（80.12%） 28.5%，≥ 70 岁老年人失能发生情况比 60~69 岁老年
年 龄 为 60~74 岁，1 049 例（19.88%） 年 龄 ≥ 75 岁； 人更严重。这些都表明随着年龄的增长，我国老年人
3 967 例（75.19%）户口所在地为农村，1 309 例（24.81%） 日常生活活动能力受损的风险逐渐升高 ［22］ 。老年人
户口所在地为城市；4 305 例（81.60%）受教育程度为 日常生活活动能力受损使其在社区独自生活的能力下
小学及以下，971 例（18.40%）受教育程度为初中及以 降、对居家医疗护理服务和长期照护的需求增高，进而
上；1 419 例（26.90%）老年人发生了失能。不同失能 加重了其养老负担。但本研究中的老年人失能发生率
发生情况老年人性别、年龄、户口所在地、受教育程度 （26.90%）明显低于基于 CHARLS 2013 年数据集得出