人权环境与健康长寿的协会:中国老年人的案例

Bethany L. Brown,李秋和丹南古

健康与人权14/2

2012年12月发布

抽象的

个人健康可以通过忽视或侵犯人权来恶化或通过有利的卫生政策和人权方案改善。然而,人权与健康之间的量化协会是不够的。基于中国纵向健康长期调查(CLHL)的全国范围内,在2002年和2005年在中国大陆和2005年的大陆和2005年以上的65岁以上的成年人及三年后的后续行动,我们研究了一个人’寿命和健康与一些人权域有关。我们在早期生命阶段使用三个个性级别变量(如果被访者是否渴望挨饿,获得足够的医疗服务和多年的学校教育),目前三个个人级别变量(是否有被告人有足够的住房;是否有申诉人适当的经济资源支持他/她的日常生存,以及受访者在需要时获得足够的医疗服务),以及一个社区一级变量(空气质量),以衡量获得足够的若干人权基本域名食品/营养,住房/庇护,教育,社会保障,医疗保健和清洁环境。引入了健康存活的指标,以测量伴有健康状况良好的后续随访的幸存者。我们的研究结果表明,在考虑各种混淆变量后,尤其是目前,特别是目前,特别是目前的人权衡量人权措施的更好条件与健康生存率的较高可能性有关,这表明人类良好环境之间存在显着联系的可能性权利和健康的长寿。这些调查结果可能对促进人权更好的环境具有重要意义,特别是在人口老龄化的背景下。
 

介绍

由联合国所界定的人权是普遍权利,凭借其作为人类,包括基于个人人类尊严和价值的前提。1 但是,对人权所包括的权利,以及他们的道德和法律规范价值的意外意见。2 联合国人权事务高级专员办事处发布的报告(以下,以后)阐述了一些权利,包括生命权;享受最高的身心健康标准的权利;足以食物的权利;足够住房的权利;教育权;社会保障权;参加公共事务的权利;没有酷刑或残忍,不人道或有辱人格的待遇或惩罚的权利;对意见自由的权利;公平审判的权利;工作的权利;自由和人的安全权;不歧视和平等的权利;以及从暴力侵害妇女行为自由的权利。 3 这些是最受认可和最统治的权利,它们都是不可分割的和相互依存的。4 例如,享受最高可达到的身心健康标准的权利与充足的食品,住房,教育,社会保障等权利密切相关。然而,大多数这些权利难以衡量。5

作为个人 ’S健康可以通过忽视或侵犯人权来恶化,或者可以通过遵守人权的有利卫生政策和方案来改善,这对人权环境对老年成年人的健康和生存的影响至关重要。在这样做时,我们可以更好地了解在快速人口老龄化的背景下,人权的改善可能会降低健康不平等,提高后期生活的质量。6 然而,存在的研究非常少,定量分析了暴露于良好或不良人权环境的影响。这主要是由于量化人权指标的数据有限和困难。

一些研究人员提供了一个照明框架,了解社会经济地位如何影响整个寿命的健康状况。这些老龄化研究同时考虑纵向暴露于社会经济条件和塑造个人风险和资源的多方面的社会环境。7 该框架已在不同的人群中进行了测试,结果表明,更高的童年或当代社会经济地位与更好的健康和更低的成年人死亡风险密切相关。有些其他人调查社区或社区的背景变量如何利用生态框架影响个体健康和死亡率,并发现社区的更好状态可能会提高健康状况,并降低其居民之间的死亡风险。8 温和顾融合了生态框架的生命课程框架,在中国的应用程序的应用支持这些发现。9

鉴于人权和社会经济地位的条件或环境之间的差异,目前尚不清楚社会经济地位视角的调查结果仍然来自人权观点。本研究调查了中国老年人老年人在不同生活阶段和健康长寿中所经历的人权环境之间的协会。在纳入生命课程和生态观点后,研究通过基于人权的方法的镜头来观看协会。我们专注于人权域,由于其与社会经济地位重叠,因此具有足够的食物,住所,教育和社会保障的权利,这是一个指标,其与健康和死亡的协会在老龄化的研究中被批准。焦点的另一个原因是,可以将健康,营养,庇护和教育权衡量所有国家的普遍性人权的代表,尽管它们可能有一些特定国家的上下文限制。10 我们选择了中国,因为它是一个理想的样本,以检查人权环境如何在文化,人口结构和政治和社会经济系统方面拥有独特的社会环境影响发展中国家的健康长寿。此外,由于老年人更容易受到外部环境的影响,并且由于全球人口衰老,因此在良好的人权和健康长寿之间研究关联可以为政策和人口老化研究提供通知政策和人口老化研究。11 鉴于中国人权的性别差异和城乡差异,我们的分析由性别以及城乡居住地分类。12

我们首先审查人权概念和指标的演变,以及人权状况与健康长寿有关的可能机制。然后,我们描述了用于满足我们的研究目标的数据来源和方法。最后,我们介绍了我们的主要发现并解释了结果。

人权测量的演变及其限制

虽然自20世纪50年代以来,才能才能在20世纪50年代,概念性和方法论框架,以确定唯一的概念和方法论框架,才能才能识别有关人权相关的人权指标。13 早期人权指标由定性梯度评级系统组成,其不提供前途的有用信息。14 为了应对与如此广泛的范围的资格和量化这些权利的困难,联合国内部和民间社会中的国际人权组织一直在努力为每个国家/地区规范的人权评估指标建立概念和方法论框架。15 人权高专办开始于2006年的指标,寻求在国内报告中使用统计信息,以评估包括内容(结构要素),过程和结果的更广泛的框架下的人权。16 2008年,人权高专办发行了关于促进和监测人权执行情况的指标的报告 ”并发布了关于本文开放段落概述的若干人权和主题问题的说明性指标清单,这是一组专家小组的序列磋商和研讨会的结果,以及国家级利益攸关方。17 人权高专办确定的人权指标具有明显的属性。例如,人权高专办确定了健康权的五个属性:性健康和生殖健康;儿童死亡率和医疗保健;自然和职业环境;预防,治疗和控制疾病;并获得健康设施和基本药物。18

虽然干净的空气不包括在人权高专办’■人权和目前没有全球条约承认这样的权利,有许多全球声明和决议,可追溯到1972年斯德哥尔摩宣言,该地址并支持承认清洁空气的权利。此外,联合国的大多数成员国确实认识到了这一项权利,并明确认识到了四个区域条约,包括非洲,拉丁美洲和中东地区的人权协定加上奥尔胡斯公约,由几个欧洲和亚洲批准国家。联合国大会和各种联合国机关也反复赞同清洁空气的权利,尽管有时以含糊不清的语言。19

人权指标的发展促进了对人权的监测和评估,以及成员国的实施过程。但是,当前人权指标愿景存在一些局限性。首先,联合国内的人权主要关注国家级指标。虽然这是有用和务实的,但它可能不代表所有人。当我们使用变得越来越多的数据集的个人级数据集,我们将在分析失败或成功的影响时介绍一些偏见。其次,不同的指标在确定一个方面具有不同的重要性’对于不同群体的不同生活时期,健康和健康状况。第三,即使在全球范围内比较,也是在一个国家中的一些基本组成的人权的一些基本组成部分是有用的,即使他们不能在全球范围内比较,强调个人权利持有人。20

将人权与健康联系起来的途径

老化研究已经确定了老年人的三个主要因素或卫生或死亡的决定因素。21 第一组是包含住房和邻里质量的因素的材料资源,财务意味着购买健康食品和暖和服装等物品,以及物理工作或生活环境。该组包括许多类似于人权域名的许多指标,也是本研究的重点。第二组是由个人倾向,社会关系和社会支持以及应对方式组成的心理社会因素。第三组是行为和生物因素的相互作用,包括营养,身体活动,烟草消费,醇消耗和一些基因和遗传成分。

长期健康是直接和间接后遗症和优点的结果。虽然成年人或当代条件仍然是老龄化研究中健康和死亡率差异最常见的方面,但越来越彰显,早期生命阶段的病情对年龄较大的衰老产生了长期对健康和死亡的影响。22 将儿童状况与后来的健康和生存的途径可以是直接的或间接的。直接机制指的是生命早期的不利条件,对老年的健康有长期的负面影响,独立于成年期或目前取得的地位,而间接机制是指可能有助于更大的教育程度和更多的教育程度成年期达到了更高的社会地位,这些社会地位保护了健康,减少了后期生命中残疾死亡率的风险。23 这种寿命课程的观点强调,应从长期观察各个健康结果,审查以后的健康状况的早期条件。24

丰富的文献已经记录了心理社会特征对健康的显着直接影响,并对死亡率进行了显着的直接和介导的影响。25 行为因素可能会产生对健康和死亡率的影响而不是心理社会因素。在某些情况下,心理社会和行为因素具有比在解释子人群中死亡差异的重要因素的力量方面的力量更大。26

探索邻里特征如何影响其居民的健康结果,超出单个程度特征的影响。27 一般而言,由于当地社区的社会,物理和服务环境的健康资源,可能会出现社区条件的有益效果。28 社会经济地优缺的社区经常享受装备的理想的物理环境,例如,更大的绿地,更好地访问邻里设施。 29 这些可能包括娱乐选择,高品质的食物和健康和社会服务。30 较高的社区社会经济条件也与诸如睦邻信任和社会凝聚力等局部人际关系的肯定相关。31

总之,与个人健康有关的因素非常复杂。物质和心理社会因素与个人互动’通过行为和生物因素的健康。这些是由更广泛的社会经济因素产生的影响,例如财富和收入,职业,教育,性别,种族或种族以及居住地的地理位置。32 以更广泛的方式,民事和政治因素可能导致对许多其他因素进行控制的权力,声望和资源的不平等分配。33

数据和测量

数据
本研究利用来自中国纵向健康寿命调查(CLHL)的数据,全国纵向调查了中国大陆22个省份的健康长寿调查。 CLHL旨在采访22个省份随机采样的一半县中的所有百岁脑。每个百岁老人的年龄从各种可用来源验证,包括出生证明,家谱文件,家庭小册子,以及当可用的儿童时’s and siblings’ ages.34 对于每个百岁老人接受采访,Clhls随机选择了一个附近的一个八大遗嘱和一个巨大的年龄和性别(基于百岁脑 ’预先指定的随机代码)进行面试。这种抽样策略确保CLHL收集了从80年至99岁的每年随机选择的可随机选择的男性和女性八大遗传症和少年生长的数据。从2002年开始,CLHL扩展了其样本以涵盖谁(年龄65-79岁)采用与最古老的旧(80岁或以上)相同的原则。为了确保随后的波中的足够的样本量,CLHL在每个后续波处招募了一个新样本,以替换那些丢失的人,或者在调查间隔内死亡。随后浪潮的每个新采访的受访者的年龄和性别与在调查间隔内失去后续或死亡的人相同。这种补充设​​计是纵向调查的常见做法。35 该调查的详细描述已被广泛审查。36 我们将我们的分析限制在2005年和2008年的第三(2002)和第四(2005年)和第四(2005年)和第四次(2005年)和2008年后续的受访者分析,因为Clhls(1998年和2000)的前两个波浪没有招募65至79岁的旧人是我们询问的主题。

排除那些失去的后续行动的人,在本研究中包含18,833岁或以上的参与者,其中包含25,302名观察员,其中12,364名受访者有两次访谈(即一个后续或一集),6,469名受访者有三次访谈(即,两个后续行动或两件事)。系统评估表明,CLHL的整体数据质量非常高。37 此类评估还表明,女性,生活在城市地区,身体受损的受访者更有可能具有更高的磨损率。38 尽管如此,不太可能在分析中引入显着的偏见,因为随访受访者的样本分布在钥匙变量中非常接近所有采样受访者,无论重新采访状态如何。39 实证研究表明,样本磨损对预测结果的因素模型的影响并不依赖于随访样本的损失与有资格被重新接受的人的损失不同,但是关于重新采访的受访者如何不同所有符合条件的采样受访者。40

人权代理措施
由于收集了丰富的变量集的CLHL,我们发现了几种直接反映或与人权相关的变量,包括食品,住房,教育,社会保障,环境和健康。我们在个人级别中选择了六个二分法变量,社区级别的一个连续变量,作为衡量他或她不同的生活阶段的每个受访者的几种广泛适用的人权组成部分的条件。具体而言,变量由早期寿命中的三个单独变量测量条件组成:足够的医疗服务(是或否),足够的营养(是或否),以及多年的学校教育(零年或一年或更长期)。通过是否渴望睡觉,衡量了足够的营养。由于中国的大多数老年人都是文盲,教育状况在那些从未接受过正规教育的人之间已经二分作化,并且在对中国老年人的早期研究之前,从未接受过正规教育的人和那些收到一年或多年的学校教育。41

另外三个单独的变量目前衡量人权状况(即在调查时):受访者是否有足够的财务来源支付每日生存(是或否),申请人是否可以获得充足的医疗服务有需要(是或否),以及是否有被访者(或他/她的配偶)拥有他/她自己的卧室(是或否)。第七变量是空气质量的水平。空气质量水平是广泛应用的空气污染指数的逆转,该指数在社区一级(即城市等级),并在中国自然资源数据库中报道。 42 空气污染指标广泛用于环境研究,以衡量通用空气质量。43 它评估五种污染物的浓度:二氧化硫(SO 2),二氧化氮(NO2),颗粒物质小于直径为10微米(PM10),一氧化碳(CO)和臭氧(O 3)。然后将空气污染指数分为空气污染水平(APL),从一到七个水平,得分更高,表明空气质量更好。由于某些研究指出的空气污染与健康之间的滞后效果,我们使用1995年的数据。我们假设同一地区级城市的县共享与APL的数据只能在县级提供相同的空气质量。44

从定义,我们相信这七种变量充分反映了上述人权的一些基本领域。此外,由于这些变量中的六种很大程度上也是与流行病学和健康经济学文献中老年人的健康和死亡相关的社会经济状况的代表,我们能够在这些领域应用一些既定的框架,以为人权学习。45 为了更好地展示了这些发现,我们产生了三个指标,以大致反映每个受访者在不同的生活阶段经历的人权的整体环境。首先是通过将所有六个单独的二分法变量在一起添加所有六个单独的二分法变量来实现整体代理指数。该措施的分数范围从零到六。第二个是童年的整体代理指标,通过添加三个儿童变量来计算,分数范围从零到三个。第三个是成年人和老年人的整体代理指数,通过在成年中添加三个虚拟变量来计算,得分范围从零到三个。索引分数越高,人权环境可能会经历更好的人权环境。

结果变量:健康的长寿
我们将生存状态(死亡或幸存)和整体健康状况结合在一起,以衡量三类健康长寿:健康生存,不健康生存和死亡。具体而言,如果受访者存活到随后的波浪并且身体健康,它们被编码为健康的生存。如果受访者仍然在随后的波浪中仍然活着,但不健康,他或她被编码为不健康的生存。健康状况是通过累积的健康赤字指数来衡量的,这是过去十年的老化研究。46 累积健康赤字指数(DI)是一个未加权计数的赤字数量除以给定人员可能赤字的总数。我们使用39个指标,包括自我报告的健康,认知功能,在日常生活活动(ADL)或日常生活(IADL)的工具活动中,功能限制,听觉和视觉能力,抑郁,心律和众多慢性病活动在CLHL中收集以计算DI。 ADL残疾是指进行沐浴,敷料,厕所,室内转移和进食的困难,而IADL残疾是指在执行烹饪,美容,洗涤,行走,服用药物或使用公共交通工具方面的困难。这39项类似于用于计算加拿大,美国和香港其他研究中的DI的人。47 当存在赤字时,我们将个别指标/物品和代码为一个单独的指标/项目,并将其代码为一个。如果受访者患有严重的疾病,我们会分配两次两次的分数,导致他或她在过去三年中为两次或更多次住院或卧床不起的疾病。48 因此,可能缺陷的总数为40.然后我们通过求解所有缺陷并除以可能的缺陷总数(范围= 0〜1)来计算缺陷索引。验证了CLHLS数据集中健康缺陷索引的有效性。49 用于构造健康缺陷索引的详细变量列表在其他地方发布。50 我们使用索引的标准小于0.1(类似于最低四分位数)来定义与不健康的样本相比的健康样品。

控制变量
我们进一步控制了与个人健康和死亡率的个人和社区水平的其他几个协变量。个人级的协变者包括年龄,性别,种族(非汉与韩国),全国性(城乡),家庭和社会支持,通过当前的婚姻状况(已婚或未婚),通过目前吸烟测量的健康实践(是的)或否),目前(是或否)的酒精使用,并在乐观方面进行常规运动(是或否)和心理倾向。乐观主义是通过“你看一下东西的光明面”(是还是不是)。我们还在基线测量的DI方面控制整体健康状况。社区层面的协变量包括2000年人均国内生产总值(GDP),可适用于每个城市地区或县。51 目前数据集中有977个城区或县。

为了简单起见,除了年龄和生活儿童之外的所有个人级协变量都是二分法的编码。我们尝试了其他分类,发现二分法和非二异位结果之间的微小差异。为了捕获GDP人均和个人健康成果之间可能的非线性关系,我们将在2002年使用世界银行采用的类别,将各国和地区分为五类基于人均年收入:贫困(≤365),低收入($ 366- $ 745)中等收入下降(746-2,975美元),高中收入(2976美元至9,205美元)和高收入(> $9,205).52 由于我们样本中的最高GDP人均GDP约为2,367美元,我们将其分为三类:低,中,高,对应于世界银行定义的三个最低类别。

方法

我们使用两级随机拦截多项式Lo​​git模型来解决人权代理措施和健康寿命之间的关联。一级是个人水平,第二级是社区级别(即,本研究中的县/城市)。随机拦截和固定斜率设计是多级分析中广泛使用的方法,这假设社区级别变量仅在各个级别的截距相关联。53 根据传统的多级分析,所有单个变量都以其组的居中为中心。54

我们评估协变量中的多型性,最大的差异通胀因子低于三个,表明模型中没有关注的多元性偏差。对于所有变量,缺失数据的百分比小于2%。在早期研究的建议下,我们使用模态和平均值来分别为分类和连续变量提供缺失数据。55

在童年,成年期和寿命中的健康长寿与人权环境之间的关联之间建模联想,我们同时控制所有协变量。由于男女所经历的人权环境,以及城乡居民所经历的上述差异,我们通过年龄组,性别和城乡居住地提出结果。我们在模型中不使用权重,因为CLHL中可用的体重变量仅反映年龄和性别,并控制模型中的这些因素。这是多变量回归建模中使用的一种常见可接受的方法。56 初步分析证实,加权和未加权数据之间的整体模式和结论是相似的。所有分析都是使用HLM 6.0进行的。57

结果

表1列出了三个整体代理指标的样本分布以及年龄组,性别和城乡居住的人权,健康生存和所有协变量的六种个人代理措施。一般来说,与最古老的老年人或以上的老年人相比,年龄在65-79岁的年轻人面临的年轻人已经暴露在稍微更好的人权环境中。女性倾向于经历较贫穷的人权环境,而不是男性,而Urban老年人往往会比他们的农村同行更好地体验更好的人权环境。我们在年轻人和最古老的老年人之间以及妇女和男人之间看到了人口统计数据,心理社会,行为和健康概况的实质性差异。城市老人与农村老人之间的行为特征也有一些差异。

表1.样本的分布,CLHLS 2002-2005

变量

全部的

65-79岁

80岁以上

女性

男子

乡村的

城市的

个人数量

18,833

5,481

13,352

10,882

7,951

10,937

7,896

健康状况a
% 死亡人数

42.6

11.0

55.5

45.2

38.9

43.2

41.7

%不健康的生存

44.6

59.6

38.5

44.6

44.7

44.1

45.3

%健康生存

12.8

29.3

6.0

10.2

16.4

12.7

13.0

个人级别特征
人权代理措施
平均得分在寿命中(范围从0到6)

3.65

3.93

3.54

3.37

4.04

3.44

3.95

童年的平均得分(从0到3的范围)

1.08

1.28

0.99

0.84

1.40

0.91

1.31

成年人的平均得分(从0到3的范围)

2.58

2.65

2.55

2.53

2.64

2.53

2.64

%睡在童年时没有饥饿

31.9

33.3

31.4

30.2

34.2

26.1

40.0

%在童年时获得了足够的医疗服务

39.4

41.5

38.5

37.1

42.4

34.9

45.6

%收到一年或多年的学校教育

36.3

53.2

29.4

16.4

63.6

30.0

45.1

含量足够的财务安全

79.2

80.1

78.8

77.8

81.0

76.5

82.8

%目前获得足够的医疗服务

88.3

92.3

86.7

87.0

90.1

85.6

92.0

%拥有自己的卧室

90.2

92.4

89.3

88.6

92.4

90.7

89.4

协变量
平均年龄

86.7

71.3

93.1

88.7

84.0

86.7

86.7

% 男性

42.2

51.1

38.6

0.0

100.0

41.7

42.9

% 城市的

41.9

41.1

42.3

41.4

42.6

0.0

100.0

%汉族

93.6

94.1

93.5

93.4

93.9

92.3

95.5

% 已婚

31.3

66.3

16.9

17.5

50.1

30.1

33.0

%当前吸烟者

18.7

28.3

14.7

7.1

34.4

19.9

16.9

%当前酒精饮用者

20.7

24.4

19.2

12.0

32.7

22.1

18.8

%目前定期锻炼

29.3

38.8

25.4

22.7

38.3

22.1

39.3

% 乐观的

69.0

77.9

65.3

65.0

74.4

66.6

72.2

基线的DI得分的平均值b

0.094

0.047

0.113

0.107

0.075

0.092

0.096

社区层面因素c

社区数量

977

518

835

810

738

667

716

2000年期间%培养基人均GDP

46.8

47.5

47.3

46.8

46.2

49.0

46.2

2000年人均GDP%高

38.3

39.4

38.2

38.6

38.5

34.8

39.7

1995年良好空气质量的平均值(范围从1到7)d

4.16

4.00

3.94

3.93

3.93

4.00

3.93

表1注意:
(1)答:分布为两种3年间隔:2002-2005和2005-2008,随访后,不包括; B:DI:累积缺陷索引,范围为0〜1,从39个变量计算。
(2)C:根据受访者年龄,性别和城市/农村住所归类的国家/城市计算社区级别因素的手段或百分比。
(3)所有变量都是未加权的,也是2002年为那个年份接受采访的受访者而衡量的,或者在2005年为第一次受访的受访者进行了接受过。

表2示出了多级多型Logit回归的结果,这些回归审查了人权环境之间的关联,目前和终身和健康生存在不调整基线健康的情况下。表2的上面面板的结果表明,当考虑人口统计,心理社会和行为因素时,人权总体代理指数的每个额外评分的增加会增加11%的健康生存率的几率为期三年(P<0.001)。 65-79岁的年轻人(或= 1.16,P)的年轻老年人,健康生存率相对于死亡的差异比例略高<0.001)比最古老的80岁或以上的人(或= 1.08,p<0.05)。男性(或= 1.10,P之间存在类似的差距<0.001)和女性(或= 1.12,p<0.001)和城市老年人(或= 1.12,p<0.001)和农村老年人(或= 1.10,p<0.001)没有按年龄分层。

当样品进一步分析不同年龄组时,性别和城乡住宅的健康生存与死亡的模式略有改变。对于65-79岁的年轻人来说,良好的人权环境的有益影响(从1.13到1.23范围的差异比例)大于男女和女性的最古老的(1.07到1.08)城乡老年人。此外,城市男性对健康生存的良好环境的效果大小相对较大(或= 1.16,P<0.001)比农村男性(或= 1.06,p<0.1)和农村女性(或= 1.15,p<0.001)比城市女性(1.09,p<0.05).

表2.人权代理措施的健康长寿的赔率比(或),Clhls 2002-2005

人权的整体代理措施

一生

童年

成年人

健康生存与死亡
全部的 1.11 *** 1.03 1.29 ***
65-79岁 1.16 *** 1.12** 1.27 ***
80岁以上 1.08* 1.01 1.24 ***
女性 1.12 *** 1.05 1.28 ***
男子 1.10 *** 1.02 1.30 ***
乡村的 1.10 *** 1.00 1.30 ***
城市的 1.12 *** 1.07* 1.28 ***
65-79岁,女性 1.13* 1.15* 1.12
65-79岁,男子 1.18** 1.09 1.41 ***
80岁以上的女性 1.08+ 0.98 1.30**
80岁以上,男人 1.07+ 1.03 1.19 ***
农村65-79岁 1.12** 1.05 1.25**
45-79岁,城市 1.23 *** 1.21** 1.34**
80多岁,农村 1.08* 0.98 1.29**
80岁以上,城市 1.07 1.04 1.17
妇女,乡村 1.15 *** 1.04 1.37 ***
妇女,城市 1.09* 1.08 1.14

男人,乡村

1.06+ 0.99 1.22**
男子,城市 1.16 *** 1.06 1.50**
健康生存与不健康的生存
全部的 1.09 *** 1.03 1.25 ***
65-79岁 1.11 *** 1.03 1.29 ***
80岁以上 1.06* 1.01 1.19**
女性 1.10** 1.03 1.26 ***
男子 1.08 *** 1.03 1.24 ***
乡村的 1.10 *** 1.02 1.27 ***
城市的 1.09** 1.04 1.22**
65-79岁,女性 1.14 *** 1.07 1.29 ***
65-79岁,男子 1.08* 1.00 1.29 ***

80岁以上的女性

1.05 0.96 1.24**
80岁以上,男人 1.08+ 1.06 1.15+
农村65-79岁 1.11** 1.02 1.29 ***
45-79岁,城市 1.11** 1.04 1.30**
80多岁,农村 1.07+ 1.00 1.24**
80岁以上,城市 1.05 1.03 1.11
妇女,乡村 1.12** 1.02 1.30 ***
妇女,城市 1.08* 1.06 1.18*
男人,乡村 1.09** 1.02 1.25 ***
男子,城市 1.08* 1.03 1.24*

表2注意:
(1)全部或估计基于除表1和社区级别变量中列出的累积赤字指数之外的两级多变量多项回归调整所有协变量。
(2)A,人权的终身代理指数是童年中的三个人权的三个个人级代理措施的总和,从0到6之间的三个; B,儿童的人权指数和成年的范围从0到3.(3)+,p<0.10; *, p<0.05; **, p<0.01; ***, p<0.001.

表2的上部面板还显示,与童年中经历的人权环境相比,目前的人权环境对老年人来说更重要’健康的长寿。凭借三种例外(城市妇女,城市老年人和年轻女性),在所有其他19种型号中,良好的当代人权环境产生更好的健康生存率。在许多情况下,人权的每一个额外分数的增加可能会使健康生存率的几率增加30-50%。在童年时代经历的人权环境产生了旧时代健康生存的更小的益处。在21例中,童年的人权环境可能会对健康的长寿产生重大的长期效益。这主要是在年轻人或城市老人和女性中发现的。

表2的下部专家界表明,与健康生存率相对于死亡的差异比例相比,健康生存率相对于人权环境的健康存活率相对于不健康的生存率。年龄,性别和城乡住宅差异模式与相对于健康生存率相对于健康生存率相对于不健康的生存率的死亡比率相似。下部和上部面板之间的显着差异是儿童人的人权环境对年龄的健康生存(与非健康生存期相比)没有显着影响。

然而,当基线整体健康(即三年前的整体健康状况)进一步控制时,人权环境的差距大幅减少,其中一些结果是微不足道的,表明基线健康有一个至关重要的作用在确定随后的健康和生存期间(表3)。然而,目前的更好的人权环境仍有许多情况可以提高健康生存的几率;年龄,性别,城乡模式的模式与不控制基线健康的可能性比例相似。童年人类的人权环境具有非常薄弱的​​伴有健康的生存,特别是当在随后的波浪的幸存者中进行比较时。

表3.人权(基线健康控制),2002-2005的Proxy措施的健康长寿的赔率比(或)

人权的整体代理措施

一生

童年

成年人

健康生存与死亡
全部的 1.06* 1.03 1.12**
65-79岁 1.09* 1.10* 1.10
80岁以上 1.03 1.01 1.09
女性 1.08* 1.07+ 1.11+
男子 1.04 1.00 1.13*
乡村的 1.02 0.97 1.11*
城市的 1.11* 1.10** 1.13+
65-79岁,女性 1.07 1.14* 0.97
65-79岁,男子 1.11* 1.06 1.23*
80岁以上的女性 1.04 1.00 1.14
80岁以上,男人 1.02 1.01 1.05
农村65-79岁 1.02 1.00 1.06
45-79岁,城市 1.21** 1.23* 1.19
80多岁,农村 1.01 0.96 1.12
80岁以上,城市 1.06 1.07 1.04
妇女,乡村 1.07+ 1.02 1.18*
妇女,城市 1.08+ 1.13* 1.00
男人,乡村 0.98 0.94 1.04
男子,城市 1.14** 1.08 1.36**
健康生存与不健康的生存
全部的 1.06** 1.02 1.15**
65-79岁 1.07* 1.02 1.17**
80岁以上 1.04 1.01 1.11+
女性 1.07* 1.04 1.16**
男子 1.05+ 1.01 1.14*
乡村的 1.05+ 0.99 1.16**
城市的 1.08** 1.06 1.14*
65-79岁,女性 1.10* 1.07 1.17*
65-79岁,男子 1.04 0.98 1.17*
80岁以上的女性 1.03 0.97 1.16+
80岁以上,男人 1.05 1.05 1.08

农村65-79岁

1.05 0.99 1.15**
45-79岁,城市 1.10* 1.06 1.20*
80多岁,农村 1.04 0.98 1.16+
80岁以上,城市 1.04 1.04 1.04
妇女,乡村 1.06 1.00 1.19**
妇女,城市 1.08+ 1.07 1.10
男人,乡村 1.04 0.99 1.14*
男子,城市 1.07+ 1.01 1.17+

表3注意:
(1)全部或估计基于两级多变量多项回归调整表1中列出的所有协变量和社区级别变量。
(2)A,人权的终身代理指数是童年中的三个人权的三个个人级代理措施的总和,从0到6之间的三个; B,儿童的人权指数和成年的范围从0到3.(3)+,p<0.10; *, p<0.05; **, p<0.01; ***, p<0.001.

为了测试当代人权环境和其他协调利国对儿童时期人权环境的可能调解影响,我们通过包括模型中儿童的总体人权指数以及在目前的人权指数排除人权指数的同时进行了额外的分析(表4 )。我们发现,如果不考虑心理社会和行为因素以及现有的人权环境,童年的更好的人权环境确实会对旧年龄的健康长寿产生一些积极的益处(表4:模型1)。然而,当考虑到心理社会或行为因素和现行人权环境时,儿童环境与健康生存之间的许多重要协会消失(表4:模型2和3),表明目前的心理社会和行为因素和人权环境一些关于童年人权指标与旧年龄健康生存的介导的影响。

表4.童年中人权的赔率衡量的赔率率(或)的赔率率(或),Clhls 2002-2005

人权的整体代理措施 in Childhood

模型I.

模型II

III型号

健康生存与死亡
全部的 1.10 *** 1.08** 1.05+
65-79岁 1.20 *** 1.16 *** 1.13**
80岁以上 1.07* 1.05 1.02
女性 1.12** 1.10* 1.06+
男子 1.09* 1.06 1.03
乡村的 1.07* 1.04 1.02
城市的 1.14 *** 1.12** 1.09*
65-79岁,女性 1.22** 1.20** 1.16*
65-79岁,男子 1.17** 1.12+ 1.12+
80岁以上的女性 1.03 1.01 0.99
80岁以上,男人 1.09+ 1.08 1.03
农村65-79岁 1.12* 1.09 1.07
45-79岁,城市 1.30 *** 1.26 *** 1.23**
80多岁,农村 1.05 1.02 0.99
80岁以上,城市 110+ 1.09 1.05
妇女,乡村 1.10* 1.08 1.05
妇女,城市 1.14* 1.12* 1.08
男人,乡村 1.05 1.02 1.00
男子,城市 1.15** 1.11* 1.08+
健康生存与不健康的生存
全部的 1.06* 1.04 1.04
65-79岁 1.06+ 1.04 1.04
80岁以上 1.05 1.03 1.02
女性 1.07+ 1.04 1.04
男子 1.05+ 1.03 1.04
乡村的 1.06 1.03 1.03
城市的 1.07* 1.06 1.05

65-79岁,女性

1.11* 1.09+ 1.08+
65-79岁,男子 1.03 1.00 1.01
80岁以上的女性 0.99 0.98 0.97
80岁以上,男人 1.10+ 1.08+ 1.07
农村65-79岁 1.06 1.04 1.04
45-79岁,城市 1.07 1.05 1.06
80多岁,农村 1.04 1.02 1.01
80岁以上,城市 1.06 1.05 1.03
妇女,乡村 1.06 1.04 1.03
妇女,城市 1.08 1.07 1.06
男人,乡村 1.06 1.03 1.04
男子,城市 1.06 1.04 1.04

表4注意:(1)全部或估计基于两级多变量多项式回归调整表中列出的所有协变量
1和社区级别变量。
(2)儿童的人权指数从0到3。
(3)I模型控制人口统计;模型II在目前增加了人权指数给模拟I;型号III另外调整心理社会
和行为因素。 (3)+,p<0.10; *, p<0.05; **, p<0.01; ***, p<0.001.

表5显示,当排除基线健康时,在调整所研究的所有单个变量后,空气质量与健康寿命显着相关。在几乎所有情况下,相对于死亡,每增加额外水平的空气质量的增加会提高5-16%,相对于不健康的存活率为8-10%。当对基线整体健康进行调整时,这些重大关联变得微不足道。

表5.空气质量的赔率比(或)健康寿命,CLHLS 2002-2005

不控制基线DI

控制基线DI

健康生存与死亡

健康生存与不健康的生存

健康生存与死亡

健康生存与不健康的生存

全部的 1.12 *** 1.07* 1.04 1.03
65-79岁 1.11 *** 1.06 1.06 1.03
80岁以上 1.13 *** 1.08* 1.04 1.03
女性 1.11** 1.05+ 1.04 1.02
男子 1.12** 1.08+ 1.05 1.04
乡村的 1.11** 1.07+ 1.03 1.03
城市的 1.13** 1.07* 1.06 1.04
65-79岁,女性 1.16* 1.06 1.10+ 1.02
65-79岁,男子 1.07 1.07 1.03 1.04
80岁以上的女性 1.05* 1.06 1.02 1.00
80岁以上,男人 1.15** 1.10* 1.06 0.99
农村65-79岁 1.10+ 1.06 1.03 1.02
45-79岁,城市 1.14* 1.07 1.11 1.05
80多岁,农村 1.13* 1.08 1.04 1.03
80岁以上,城市 1.14** 1.08* 1.04 1.02
妇女,乡村 1.12* 1.06 1.04 1.02
妇女,城市 1.11* 1.05 1.04 1.01
男人,乡村 1.11* 1.08 1.03 1.03
男子,城市 1.14** 1.09* 1.07 1.06

表5注意: (1)空气质量通过空气污染水平测量,七个水平从一到七个,得分更高,表明更好
空气质量。
(2)全部或估计基于两级多变量多项回归,调整终身人权指数
加上表1中列出的所有协变量和社区一级的人均GDP。
(3)DI:累积赤字指数。 (4)+,p<0.10; *, p<0.05; **, p<0.01; ***, p<0.001.

讨论

根据中国纵向健康寿命调查(CLHL)的数据,我们已经审查了个人’在各种生命阶段接触某些人权域,以及如何促进健康的寿命。本研究的一个重要发现是,对于这种中国样本,人权环境的代理措施与健康的生存有显着相关。即使在调整人口统计学,心理社会和行为因素以及基线健康,无论年龄,性别和城乡住所如何,也是如此。这些结果表明,普遍接触良好的人权环境改善了一个’健康的长寿。这些调查结果也意味着虽然老年人或城市老年人可能拥有更好的人权环境,而不是女性或农村同行,但与群体相似的联系人权环境和健康长寿的机制。 58 这些发现也与使用类似变量的人口统计学,流行病学和长期性研究的结果一致。59

我们的研究结果对促进人权更好的环境具有重要意义,特别是在人口老龄化的背景下。例如,实现享受最高可达到的健康标准的权利依赖于包括医疗保健的有效和综合的卫生系统和健康的潜在决定因素。60 中国在建立国家社会保障制度方面取得了实质性进展,包括养老金,医疗保健和最低生活标准。然而,对于今天的老年人成人来说,特别是对于农村老年人来说,社会保障和医疗保险的覆盖率并不高。许多人难以支付日常生存和药物。61 这是由于卫生保健的资金不足,往往因缺乏与工作相关的收入,以及缺乏相干的社会保护计划。62 一些现有的养老基金存在额外的问题,回报率低于市场速率。63 中国 also has a weaker institution-building capacity than many of today’发达国家。64 基于孝道的家庭护理资源(儒家哲学和当代中国老年人的哲学和关怀的核心组成部分)可能会在未来减少家庭规模下降。针对老人的社区和家庭服务主要是欠发达的。65 此外,社会中的死亡率和健康基本上取决于分布均匀的财富而不是该社会的整体财富。66 支持涉及财富不平等,社区和家庭社会服务计划的发展,以及为其居民,尤其是农村居民,妇女,农村到城市移民以及城市贫困人士以及城市贫困人士的全面覆盖将确保高经济增长将升起老人’享受人权。

该研究还发现,良好的空气质量与健康的长寿有关。这表明清洁空气右侧的妥协会恶化’S健康,从而降低了健康权。这一发现符合国际流行病学和健康经济学中的其他研究。67 在人口老龄化和环境退化的背景下,在制定公共卫生和预防性健康方案方面具有危重态度,特别是在中国。虽然中国是世界’S第二大经济体,其高经济增长率伴随着空气质量恶化。世界上10个最污染的城市中有七个都在中国,这已经抵消或损害了经济增长。68 提高空气质量的规定已经实施了十多年,但进展缓慢。69 环境规则的更严格执行可能有助于中国更多地从经济增长中获益,并改善所有年龄段的中国公民的健康状况。总之,我们的调查结果提供了经验证据来支持忽视或侵犯人权的论点可能会降低个人’健康。调查结果还突出了制定有利的公共卫生政策和关于人权方案的重要性。70

相反,与老年人的牙菌球学中的一些上述研究表明,童年病症与旧年龄的健康和死亡率有关,我们发现童年的人权环境对老年的健康长寿产生了非常有限的影响。这种非显着效果有几种可能的解释。首先,我们的代理措施可能无法准确捕捉儿童时期的环境,这对老年人的死亡轨迹很重要。其次,目前的人权环境以及心理社会和行为因素,介绍了童年人权环境对健康和死亡的影响。第三,个人’旧时期的健康状况是由65岁以上的环境所经历的累积结果。它可能与65多年的初始健康测量相比,我们的分析时间段可能太短暂,无法检测这些措施之间的重要协会和老年人之间的后续死亡率。第四,死亡率选择可能在将在学习队伍中冒险的童年期间暴露于童年的较差人权环境的人来发挥某些作用,尤其是最古老的年龄。 71 我们的调查结果清楚地保证了后续期间的延长间隔,以验证我们的假设。旧时代的社会经济状况和健康和死亡率的研究表明,成年期或晚期的社会经济条件比早期生活阶段的条件更大的影响,对健康状况在后期年龄的预测性。 72

它可以理解的是,基线健康(即,前一波的健康)在短时间内确定随后的健康和生存方面发挥着关键作用,我们的结果支持此论点。73 一旦我们占基线健康,研究的研究变量与后续健康和生存状态的贡献将大大降低。许多社会流行病学研究,重点关注社会经济地位和健康/死亡率之间的协会发现,健康实践变量略微调解,基线健康大大修改,社会经济地位与健康/死亡率之间的协会。74 虽然本研究中的研究结合略有不同,但调解的潜在机制可能是相同的。我们欢迎额外的研究,以进一步阐明基线健康在迟到的时候对健康生存的作用。

我们的研究是独一无二的,因为它融合了寿命课程方法和生态框架,以研究不同生活阶段和较大年龄较大的人权阶段和健康和死亡率的人权暴露的代理环境之间的潜在关联。即使在社会庸医学中,这种框架也没有经常使用。75 但是,重申该研究的目的是不值得提出建立人权指标的新框架。相反,我们使用这些自额定代理措施来大致反映人权可能的环境,从而定量模拟这些协会与健康结果。因为人权环境与健康/死亡率之间的途径非常复杂,所以在每个步骤中的各个因素和各个因素之间存在相互作用的可能性,并且由于在可衡量的情况下,暴露于某些环境之间通常存在长期的滞后周期健康结果,人权环境暴露与健康状况之间的因果关系并不清晰。76 还需要更多的研究来验证和建立人权代理措施的有效性,并验证各种人口的调查结果。此外,未来的研究应包括更多和客观的措施,除了自我评估的措施,使其可能更好地捕捉人权环境。

一个更具挑战性的问题是,健康状况与我们用作人权代理措施的一些变量(例如,经济独立)的关系可能是双向的。尽管对健康和人权的研究和倡导进行了进展,但这些关系的性质尚未完全明白。77 血统人口人权环境与健康和死亡率之间的联系在其初期期。我们希望我们的探索性研究将鼓励更多研究该领域的研究,以推进人权指标和相关研究的发展。

在解释我们的调查结果时,还应考虑以下限制。首先,我们使用的七个变量是所有代理措施,可能无法准确地捕获每个受访者在其一生中所经历的真实人权环境。其中一些,特别是那些童年的措施可能会遭受召回偏见。78

其次,虽然我们已经包括空气污染指数的逆转指示的空气质量来衡量清洁空气的右侧的物理环境,但我们只包含关于最近暴露的信息。更重要的是,可能不仅仅是目前的空气污染水平,也是累积或全面暴露。79

第三,基于39个变量创建累积健康缺陷索引,而不考虑对索引的加权贡献。最近的流行病学研究要求考虑加权健康赤字,尽管在本阶段有适当的加权策略存在的实证指导。80

最后,CLHLS已经收集了65岁以上的老年人的数据,只有短期,这对我们不足以捕获每个人’S的长期轨迹。这些限制可能会偏见我们的估计。进一步的研究,具有更准确的测量和其他人群的应用,明确保证验证我们的调查结果。


Bethany L. Brown,JD是助手美国的政策总监,以及助手国际的附属公司.

李秋,BS,是美国统计局达克姆达克姆神经生物学系的研究助理。

博士·佛教,博士,联合国人口司,联合国,美国,联合国人民事务官。

请向作者发送通信 [email protected]


参考

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14. Raworth(2001年,见附注10)。

15.人权高专办(见注释14)。

16.同上。

17.同上。

18.同上。

19. D.R.博伊德, 环境八六革命:全球宪法,人权和环境研究 (卑诗省温哥华:英国哥伦比亚大学出版社,2012年)。

20.人权高专办(见注3)。

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22.参见C.E. FINCH和E.M. CRIMMINS,“炎症暴露和人类生命跨境的历史变化,” 科学 305(2004),PP。1736-1739;普雷斯顿等人。 (1998年,见注21);和Y. Zeng,D.Gu,K.C。土地,“童年社会经济条件与健康长寿在中国最古老的年龄,” 人口统计学 44/3(2007),PP.497-518。

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26.同上。

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