作為一個(gè)相對(duì)主觀的健康評(píng)估指標(biāo)，自評(píng)健康狀況（self-rated health status，SRH）被社會(huì)學(xué)家和流行病學(xué)家廣泛使用。研究常涉及兩個(gè)相關(guān)問(wèn)題：（1）“您認(rèn)為您的整體健康狀況良好、很好、較好、一般還是較差？”[1]，這個(gè)問(wèn)題被稱作整體自評(píng)健康狀況（general self-rated health status，GSRH）；（2）“您認(rèn)為和您的同齡人相比，您的健康狀況是比別人更好、相似還是更差？”，這個(gè)問(wèn)題被稱作與同齡人相比自評(píng)健康狀況（age-comparative self-rated health status，ASRH）[2]。由于這兩個(gè)指標(biāo)簡(jiǎn)便易得，所以在許多研究中都被用來(lái)預(yù)測(cè)健康結(jié)局包括全因和心血管疾?。╟ardiovascular diseases，CVD）死亡風(fēng)險(xiǎn)。然而，目前研究多數(shù)是在歐美人群中進(jìn)行[1, 3-9]，只有極少數(shù)在中國(guó)人群中進(jìn)行[10-11]。此外，文化背景的差異會(huì)影響到人們?cè)u(píng)估自身健康狀況[12-13]，故而很有必要在中國(guó)人群中進(jìn)行進(jìn)一步的研究。本研究利用中國(guó)慢性病前瞻性研究（China Kadoorie Biobank study，CKB）的隨訪數(shù)據(jù)，分析GSRH、ASRH與中國(guó)人全因死亡和CVD死亡的關(guān)聯(lián)性以及二者之間的獨(dú)立作用。

對(duì)象與方法

1. 研究人群：CKB項(xiàng)目中的所有研究對(duì)象來(lái)源于10個(gè)項(xiàng)目地區(qū)。隊(duì)列的研究設(shè)計(jì)、抽樣方式、基線特征參考相關(guān)文獻(xiàn)[14-15]。本研究剔除了176名性別邏輯錯(cuò)誤和2名BMI缺失的研究對(duì)象，最終納入512 713名研究對(duì)象。

2. SRH信息收集：在基線調(diào)查中，受試者會(huì)被問(wèn)到下述兩個(gè)問(wèn)題：您認(rèn)為您目前的健康狀況如何？

（1）自我評(píng)價(jià)情況（GSRH）？

□良好□較好□一般□較差

（2）和同齡人相比情況（ASRH）？

□更好□相似□更差□不知道

在分析ASRH和全因死亡、CVD死亡關(guān)聯(lián)性的研究中，為了便于和國(guó)內(nèi)外同類研究中的結(jié)果進(jìn)行比較，本研究刪除了15 690名（3.06%）ASRH回答“不知道”的參與者。

3. 生存狀態(tài)的隨訪：本研究關(guān)注的結(jié)局包括全因死亡和CVD死亡，后者包括缺血性心臟?。↖HD，ICD-10編碼I20~I25）、腦卒中（I60~I69）和各種類型的CVD（I00~I99）。死亡信息主要通過(guò)中國(guó)疾病監(jiān)測(cè)點(diǎn)系統(tǒng)和公安部門(mén)戶籍系統(tǒng)、居民死亡醫(yī)學(xué)證明書(shū)交叉比對(duì)獲取，必要時(shí)進(jìn)行主動(dòng)定向監(jiān)測(cè)，根據(jù)既往醫(yī)院病案記錄或入戶調(diào)查進(jìn)行死因推斷（verbal autopsy）。截至2016年底，共有4 751名（0.9%）研究對(duì)象失訪。

4. 協(xié)變量信息：研究對(duì)象的社會(huì)人口學(xué)特征如年齡、性別、地區(qū)、文化程度等，生活習(xí)慣如飲酒、吸煙、體力活動(dòng)水平[各項(xiàng)體力活動(dòng)代謝當(dāng)量（MET），該活動(dòng)耗時(shí)（h/d），MET-h/d]等，個(gè)人現(xiàn)患/既往疾病史如高血壓、糖尿病、心臟病、腦卒中、癌癥等16種慢性疾病、嚴(yán)重抑郁發(fā)作史等均在基線問(wèn)卷調(diào)查中獲得。各變量的分組和賦值情況見(jiàn)表 1。

表 1 變量賦值分組情況

5. 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析：研究對(duì)象的基線特征按照SRH分組進(jìn)行比較。隨訪人年從研究對(duì)象進(jìn)入隊(duì)列的時(shí)間開(kāi)始計(jì)算，到研究對(duì)象死亡、失訪、或到2016年12月31日止。SRH與目標(biāo)結(jié)局的關(guān)聯(lián)性通過(guò)Cox比例風(fēng)險(xiǎn)回歸模型計(jì)算HR值、95%CI的估計(jì)和趨勢(shì)性檢驗(yàn)。模型中均按照基線年齡（5歲一組）、性別和地區(qū)（10個(gè)地區(qū)）進(jìn)行聯(lián)合分層，并進(jìn)行逐步調(diào)整：模型1控制了社會(huì)人口學(xué)特征、生活方式、女性絕經(jīng)狀態(tài)和BMI；模型2在模型1基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了多種慢性疾病病史。此外，本研究還根據(jù)研究對(duì)象的年齡、性別、體力活動(dòng)水平等因素進(jìn)行分層分析，并通過(guò)刪除基線有嚴(yán)重抑郁發(fā)作史、或患有16種慢性疾病的任何一種、或隨訪前兩年就死亡的研究對(duì)象進(jìn)行了敏感性分析。本研究還通過(guò)分別及同時(shí)將GSRH和ASRH放入模型2中分析二者與死亡風(fēng)險(xiǎn)關(guān)聯(lián)性的獨(dú)立性。所有分析采用SAS 9.3軟件，雙側(cè)P < 0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

結(jié)果

1. 一般情況：研究對(duì)象按照GSRH和ASRH分組的基線特征見(jiàn)表 2。研究對(duì)象的平均年齡為52.0歲，其中匯報(bào)GSRH良好、較好、一般、較差的分別占17.6%、28.1%、43.9%和10.4%；匯報(bào)ASRH更好、相似和更差的分別占18.8%、64.6%和16.6%。與GSRH良好的人相比，GSRH較差的人一般年紀(jì)較大、年收入較少、文化程度較低、體力活動(dòng)水平較低、非在職狀態(tài)，他們更多的是從不飲酒、從不吸煙的人、女性、未結(jié)婚的人、或存在睡眠問(wèn)題、嚴(yán)重抑郁發(fā)作和罹患其他慢病病史（均P < 0.001）。與ASRH更好的人相比，ASRH更差的人與匯報(bào)GSRH較差的具備相似的特征（均P < 0.001）。

表 2 512 713名研究對(duì)象的基本特征

2. SRH與全因死亡及CVD死亡風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)：在5 088 810名隨訪人年里，共有44 065名研究對(duì)象死亡，其中17 648名研究對(duì)象死于CVD（其中死于IHD 6 513人、腦卒中9 655人）。在模型2中，GSRH較好、一般、較差組相比GSRH較好的一組發(fā)生死亡的風(fēng)險(xiǎn)不斷增加（趨勢(shì)性檢驗(yàn)P < 0.000 1），其中較差組風(fēng)險(xiǎn)最高，增加近1倍（84%）；GSRH較差組發(fā)生總CVD、IHD、腦卒中的風(fēng)險(xiǎn)也分別增加了94%、78%、83%，見(jiàn)表 3。相比ASRH更好的人，ASRH相似和更差的研究對(duì)象也具有更高的全因死亡、總CVD、IHD、腦卒中死亡風(fēng)險(xiǎn)（表 3）。

表 3 自評(píng)健康狀況與全因死亡、心血管疾病死亡風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)性分析及敏感性分析

在分組分析中，GSRH/ASRH與全因死亡、CVD死亡風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)性在各亞組中都依然顯著，這說(shuō)明SRH與死亡的關(guān)聯(lián)性在各類人群中都存在，見(jiàn)圖 1，2（僅展示良好vs.較差GSRH和更好vs.更差A(yù)SRH的結(jié)果，其他分類未展示）。在敏感性分析中，相關(guān)結(jié)果均無(wú)顯著改變，見(jiàn)表 3。此外，GSRH/ASRH越差，未來(lái)發(fā)生各目標(biāo)結(jié)局的風(fēng)險(xiǎn)越高（趨勢(shì)性檢驗(yàn)均P < 0.000 1）。

注：a交互作用P < 0.05圖 1 較差vs.良好整體自評(píng)健康狀況與全因死亡風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)性 注：a交互作用P < 0.05圖 2 較差vs.良好與同齡人相比自評(píng)健康狀況與總心血管疾病死亡風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)性

研究對(duì)象按照GSRH和ASRH分組的交叉分布見(jiàn)表 4。在一致性檢驗(yàn)中，兩種自評(píng)健康狀況的加權(quán)Kappa值是0.400（0.398~0.402）。這說(shuō)明，GSRH和ASRH所提供的信息并不可以相互替換。在將GSRH和ASRH同時(shí)放在模型2中后，GSRH/ASRH與全因死亡以及CVD死亡的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)關(guān)聯(lián)性有所減弱，但仍顯著相關(guān)。見(jiàn)表 5。

表 4 研究對(duì)象按照GSRH與ASRH分組的交叉分布

表 5 GSRH/ASRH單獨(dú)/同時(shí)在模型2中與全因及CVD死亡風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)性

討論

本研究基于CKB這一大型前瞻性隊(duì)列研究，發(fā)現(xiàn)較差的GSRH/ASRH都與全因死亡和CVD死亡風(fēng)險(xiǎn)的增加顯著相關(guān)，SRH越差，死亡風(fēng)險(xiǎn)越高，且二者相互獨(dú)立。這種關(guān)聯(lián)性獨(dú)立于多個(gè)死亡風(fēng)險(xiǎn)因素、且在不同文化程度和家庭年收入水平、地區(qū)及敏感性分析中都保持顯著。

既往研究中關(guān)于GSRH和全因風(fēng)險(xiǎn)的研究較多[1, 3-11]，2005年一項(xiàng)Meta分析中[2]，GSRH較差的研究對(duì)象相比GSRH良好組全因死亡風(fēng)險(xiǎn)增加了92%，這與本研究的研究結(jié)果基本一致。在一項(xiàng)以中國(guó)人群為研究對(duì)象的研究中[11]，SRH與死亡風(fēng)險(xiǎn)無(wú)顯著關(guān)聯(lián)性；這可能是因?yàn)檠芯繉?duì)象的年齡普遍較大（65~99歲），高齡老年人本身可能存在多種慢性疾病和功能障礙（39.1%的老年人認(rèn)知功能障礙），故而基線時(shí)的死亡風(fēng)險(xiǎn)較高。因此，我們的研究無(wú)論是在樣本量、研究對(duì)象選擇和研究設(shè)計(jì)上都較既往在中國(guó)人群中進(jìn)行的研究有很大的改進(jìn)。

在Mavaddat等[4, 16]進(jìn)行的兩項(xiàng)Meta分析中，分別匯總了15項(xiàng)SRH與CVD死亡風(fēng)險(xiǎn)和5項(xiàng)SRH與腦卒中死亡風(fēng)險(xiǎn)的研究進(jìn)行Meta分析。結(jié)果顯示GSRH較差組未來(lái)因CVD和腦卒中死亡的風(fēng)險(xiǎn)分別是GSRH良好組的1.79倍和1.82倍，與本研究的研究結(jié)果較為相似。目前關(guān)于ASRH與CVD死亡風(fēng)險(xiǎn)的研究較少[5, 10]，雖然關(guān)聯(lián)強(qiáng)度不盡相同，但ASRH更差的研究對(duì)象未來(lái)因CVD死亡的風(fēng)險(xiǎn)更高。相比之下，本研究樣本量更大（n=512 889），校正了更多的協(xié)變量、而且有更好的外推性（研究對(duì)象來(lái)自全國(guó)10個(gè)地區(qū)且年齡覆蓋了青年、中年和老年）。

既往很少有研究關(guān)注GSRH、ASRH哪一個(gè)更適合用來(lái)預(yù)測(cè)死亡風(fēng)險(xiǎn)。在澳大利亞一項(xiàng)研究中[8]，研究者認(rèn)為GSRH優(yōu)于ASRH，因?yàn)锳SRH經(jīng)常會(huì)隨著年齡增長(zhǎng)而改善，故而不可靠。然而，在另外兩項(xiàng)將GSRH和ASRH同時(shí)包含在一個(gè)分析模型中的研究則顯示[17-18]，GSRH、ASRH在預(yù)測(cè)全因死亡風(fēng)險(xiǎn)時(shí)同等重要，二者傳遞的是關(guān)于健康的不同方面的信息，因此不應(yīng)該相互比較。本研究發(fā)現(xiàn)GSRH和ASRH并不是可以相互替換的而且二者均與全因死亡和CVD死亡風(fēng)險(xiǎn)顯著相關(guān)且具有趨勢(shì)性。

SRH與死亡風(fēng)險(xiǎn)關(guān)聯(lián)性背后的可能機(jī)制：首先，SRH是個(gè)體基于自身客觀健康狀況而作出的主觀評(píng)估，不良的客觀健康狀況既會(huì)影響SRH的匯報(bào)，也會(huì)影響個(gè)體的死亡風(fēng)險(xiǎn)[5, 19-21]。其次，最近一項(xiàng)全基因組關(guān)聯(lián)性分析發(fā)現(xiàn)有些基因既與SRH相關(guān)又與壽命相關(guān)[22]，其中有幾種會(huì)增加個(gè)體死亡風(fēng)險(xiǎn)的疾?。ㄈ鏘HD、大血管性腦卒中、2型糖尿病）的基因評(píng)分也與SRH相關(guān)，因此SRH與死亡風(fēng)險(xiǎn)之間可能存在共同的遺傳決定因素。再次精神心理因素如抑郁[23]、焦慮、神經(jīng)過(guò)敏[24]等也可能參與其中，經(jīng)歷過(guò)抑郁發(fā)作的人更容易有負(fù)面的情緒[23]、更傾向于消極的評(píng)價(jià)自身健康狀況，而既往研究也證實(shí)抑郁癥等精神心理因素與死亡風(fēng)險(xiǎn)之間呈正相關(guān)關(guān)系[25]。CKB前期研究中也證實(shí)了抑郁癥顯著增加了全因死亡和CVD死亡風(fēng)險(xiǎn)[26]。最后，一些可被個(gè)體感知、但不能被當(dāng)代醫(yī)療檢測(cè)手段捕捉到的身體不適，可能會(huì)導(dǎo)致研究對(duì)象更容易匯報(bào)較差的SRH，而這部分人的死亡風(fēng)險(xiǎn)也較高。

本研究存在的優(yōu)勢(shì)：首先，樣本量較大（> 50萬(wàn)人），可進(jìn)行多種亞組分析；其次，本研究收集了社會(huì)人口學(xué)、生活方式、精神心理狀況、疾病史等多類協(xié)變量，并在模型中進(jìn)行了調(diào)整；再次，相比同類研究，本研究同時(shí)收集了GSRH和ASRH兩個(gè)指標(biāo)，可同時(shí)研究二者與死亡風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)性以及相互之間的獨(dú)立性。本研究存在的不足：首先，研究對(duì)象的客觀健康狀況既是SRH、也是死亡的主要決定因素，可能會(huì)產(chǎn)生混雜效應(yīng)。然而，本研究不僅在模型中控制了10余種基線慢性疾病史，而且還做了大量的敏感性分析，SRH與全因/CVD死亡的關(guān)聯(lián)方向及強(qiáng)度基本不變。其次，SRH較差的研究對(duì)象可能在基線調(diào)查時(shí)就存在許多未確診的疾病或癥狀，可能存在反向因果偏倚。然而，在剔除隨訪前兩年死亡的研究對(duì)象后，研究結(jié)果基本不變。最后，盡管本研究已經(jīng)盡力控制混雜和偏倚，但仍然可能存在殘余的混雜因素未被校正。

本研究中利用CKB研究50余萬(wàn)人的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，GSRH和ASRH都與全因死亡和心腦血管疾病死亡風(fēng)險(xiǎn)顯著相關(guān)，且SRH越差，死亡風(fēng)險(xiǎn)越高，二者亦不可相互替代。故而，衛(wèi)生行業(yè)從業(yè)人員及臨床醫(yī)生在評(píng)估個(gè)體或患者健康狀況時(shí)，應(yīng)該更加重視SRH這一極易獲得的指標(biāo)的應(yīng)用。自評(píng)健康狀況較差的個(gè)體應(yīng)該得到更多的關(guān)注和醫(yī)療資源。

利益沖突  所有作者均聲明不存在利益沖突

志謝 感謝所有參加CKB項(xiàng)目的研究對(duì)象、10個(gè)項(xiàng)目地區(qū)的現(xiàn)場(chǎng)調(diào)查隊(duì)調(diào)查員；感謝項(xiàng)目管理委員會(huì)、國(guó)家項(xiàng)目辦公室、牛津協(xié)作中心和10個(gè)項(xiàng)目地區(qū)辦公室及所在省份CDC的相關(guān)工作人員

參考文獻(xiàn)

[1]

Barger SD, Cribbet MR, Muldoon MF. Participant-reported health status predicts cardiovascular and all-cause mortality independent of established and nontraditional biomarkers: evidence from a representative US sample[J]. J Am Heart Assoc, 2016, 5(9): e003741. DOI:10.1161/JAHA.116.003741

  [2]

DeSalvo KB, Bloser N, Reynolds K, et al. Mortality prediction with a single general self-rated health question[J]. J Gen Intern Med, 2005, 20(3): 267-275. DOI:10.1111/j.1525-1497.2005.00291.x

  [3]

Bamia C, Orfanos P, Juerges H, et al. Self-rated health and all-cause and cause-specific mortality of older adults: Individual data Meta-analysis of prospective cohort studies in the CHANCES Consortium[J]. Maturitas, 2017, 103: 37-44. DOI:10.1016/j.maturitas.2017.06.023

  [4]

Mavaddat N, van der Linde R, Parker R, et al. Relationship of self-rated health to stroke incidence and mortality in older individuals with and without a history of stroke: a longitudinal study of the MRC Cognitive Function and Ageing(CFAS) population[J]. PLoS One, 2016, 11(2): e0150178. DOI:10.1371/journal.pone.0150178

  [5]

Fernández-Ruiz M, Guerra-Vales JM, Trincado R, et al. The ability of self-rated health to predict mortality among community-dwelling elderly individuals differs according to the specific cause of death: data from the NEDICES cohort[J]. Gerontology, 2013, 59: 368-377. DOI:10.1159/000348781

  [6]

Benjamins MR, Hummer RA, Eberstein IW, et al. Self-reported health and adult mortality risk: an analysis of cause-specific mortality[J]. Soc Sci Med, 2004, 59(6): 1297-1306. DOI:10.1016/j.socscimed.2003.01.001

  [7]

Ganna A, Ingelsson E. 5 year mortality predictors in 498103 UK Biobank participants: a prospective population-based study[J]. Lancet, 2015, 386(9993): 533-540. DOI:10.1016/S0140-6736(15)60175-1

  [8]

Sargent-Cox KA, Anstey KJ, Luszcz MA. The choice of self-rated health measures matter when predicting mortality: evidence from 10 years follow-up of the Australian longitudinal study of ageing[J]. BMC Geriatr, 2010, 10: 18. DOI:10.1186/1471-2318-10-18

  [9]

Singh-Manoux A, Dugravot A, Shipley MJ, et al. The association between self-rated health and mortality in different socioeconomic groups in the GAZEL cohort study[J]. Int J Epidemiol, 2007, 36(6): 1222-1228. DOI:10.1093/ije/dym170

  [10]

Shen C, Schooling CM, Chan WM, et al. Self-rated health and mortality in a prospective Chinese elderly cohort study in Hong Kong[J]. Prev Med, 2014, 67: 112-118. DOI:10.1016/j.ypmed.2014.07.018

  [11]

Feng QS, Zhu HY, Zhen ZH, et al. Self-rated health, interviewer-rated health, and their predictive powers on mortality in old age[J]. J Gerontol B Psychol Sci Soc Sci, 2016, 71(3): 538-550. DOI:10.1093/geronb/gbu186

  [12]

Veenstra G. Racialized identity and health in Canada: results from a nationally representative survey[J]. Soc Sci Med, 2009, 69(4): 538-542. DOI:10.1016/j.socscimed.2009.06.009

  [13]

Vuorisalmi M, Pietila I, Pohjolainen P, et al. Comparison of self-rated health in older people of St. Petersburg, Russia, and Tampere, Finland: how sensitive is SRH to cross-cultural factors?[J]. Eur J Ageing, 2008, 5(4): 327-334. DOI:10.1007/s10433-008-0093-5

  [14]

Chen ZM, Chen JS, Collins R, et al. China Kadoorie Biobank of 0.5 million people: survey methods, baseline characteristics and long-term follow-up[J]. Int J Epidemiol, 2011, 40(6): 1652-1666. DOI:10.1093/ije/dyr120

  [15]

Chen ZM, Lee L, Chen JS, et al. Cohort profile: the Kadoorie study of chronic disease in China(KSCDC)[J]. Int J Epidemiol, 2005, 34(6): 1243-1249. DOI:10.1093/ije/dyi174

  [16]

Mavaddat N, Parker RA, Sanderson S, et al. Relationship of self-rated health with fatal and non-fatal outcomes in cardiovascular disease: A Systematic Review and Meta-Analysis[J]. PLoS One, 2014, 9(7): e103509. DOI:10.1371/journal.pone.0103509

  [17]

Baron-Epel O, Shemy G, Carmel S. Prediction of survival: a comparison between two subjective health measures in an elderly population[J]. Soc Sci Med, 2004, 58(10): 2035-2043. DOI:10.1016/S0277-9536(03)00412-X

  [18]

Manderbacka K, K?reholt I, Martikainen P, et al. The effect of point of reference on the association between self-rated health and mortality[J]. Soc Sci Med, 2003, 56(7): 1447-1452. DOI:10.1016/S0277-9536(02)00141-7

  [19]

Mavaddat N, Valderas JM, van der Linde R, et al. Association of self-rated health with multimorbidity, chronic disease and psychosocial factors in a large middle-aged and older cohort from general practice: a cross-sectional study[J]. BMC Fam Pract, 2014, 15: 185. DOI:10.1186/s12875-014-0185-6

  [20]

Jerkovi? OS, Sauliūn? S, ?umskas L, et al. Determinants of self-rated health in elderly populations in urban areas in Slovenia, Lithuania and UK: findings of the EURO-URHIS 2 survey[J]. Eur J Public Health, 2017, 27(Suppl 2): 74-79. DOI:10.1093/eurpub/ckv097

  [21]

Shanahan L, Bauldry S, Freeman J, et al. Self-rated health and C-reactive protein in young adults[J]. Brain Behav Immun, 2014, 36: 139-146. DOI:10.1016/j.bbi.2013.10.020

  [22]

Harris SE, Hagenaars SP, Davies G, et al. Molecular genetic contributions to self-rated health[J]. Int J Epidemiol, 2017, 46(3): 994-1009. DOI:10.1093/ije/dyw219

  [23]

Haseli-Mashhadi N, Pan A, Ye XW, et al. Self-rated health in middle-aged and elderly Chinese: distribution, determinants and associations with cardio-metabolic risk factors[J]. BMC Public Health, 2009, 9: 368. DOI:10.1186/1471-2458-9-368

  [24]

Chapman BP, Duberstein PR, Sorensen S, et al. Personality and perceived health in older adults: The Five Factor Model in primary care[J]. J Gerontol B Psychol Sci Soc Sci, 2006, 61(6): 362-365. DOI:10.1093/geronb/61.6.p362

  [25]

Cuijpers P, Vogelzangs N, Twisk J, et al. Comprehensive Meta-analysis of excess mortality in depression in the general community versus patients with specific illnesses[J]. Am J Psychiatry, 2014, 171(4): 453-462. DOI:10.1176/appi.ajp.2013.13030325

  [26]

Meng RW, Yu CQ, Liu N, et al. Association of depression with all-cause and cardiovascular disease mortality among adults in China[J]. JAMA Netw Open, 2020, 3(2): e1921043. DOI:10.1001/jamanetworkopen.2019.21043

 

原始出處:

董文紅, 吳晶, 余燦清, 宋興月, 呂筠, 郭彧, 卞錚, 楊玲, 陳怡平, 陳錚鳴, 潘安, 李立明, 代表中國(guó)慢性病前瞻性研究項(xiàng)目協(xié)作組. 中國(guó)10個(gè)地區(qū)成年人自評(píng)健康狀況與全因死亡、心血管疾病死亡風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)研究[J]. 中華流行病學(xué)雜志, 2021, 42(5): 763-770 

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