失能老年人健康自評的影響因素分析

周曉蒙，劉 琦

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025；2.北京大學(xué)光華管理學(xué)院，北京 100871)

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失能老年人健康自評的影響因素分析

使用2011年全國老年人口健康狀況調(diào)查數(shù)據(jù)，采用有序Logit模型分析失能老年人健康自評的影響因素。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，年齡、經(jīng)濟(jì)生活水平以及醫(yī)療與照護(hù)水平3個(gè)維度能夠顯著影響失能老年人的健康自評，而居住模式的影響不顯著，子女?dāng)?shù)量對男性失能老年人生活質(zhì)量的影響不顯著，但兒子數(shù)量對女性失能老年人的健康自評具有顯著的負(fù)向影響，故傳統(tǒng)觀念中的“養(yǎng)兒防老”與“多子多?！爆F(xiàn)象正在逐漸消失。為提升失能老年人的健康自評，我國應(yīng)建立健全相關(guān)制度與政策保障老年人的收入水平。應(yīng)加大醫(yī)療資源投入力度并擴(kuò)大其分布范圍，使患病老年人能夠及時(shí)就醫(yī)。扶持長期照護(hù)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，培養(yǎng)更多的專業(yè)照護(hù)人員，最大限度地滿足失能老年人的日?；顒?dòng)需要。

老齡化社會(huì)；失能老年人；健康自評；醫(yī)療與照護(hù)；有序Logit模型

一、引 言

根據(jù)我國第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，2010年我國60歲及以上的老年人口1.78億人，占總?cè)丝诘?3%，較2000年人口普查時(shí)上升2.93個(gè)百分點(diǎn)，其中65歲及以上人口占比9%，比2000年人口普查上升1.91個(gè)百分點(diǎn)[1]，這兩個(gè)指標(biāo)均超過“老齡化社會(huì)”的國際標(biāo)準(zhǔn)，意味著我國已經(jīng)步入人口老齡化階段[2]?！吨袊淆g事業(yè)發(fā)展報(bào)告(2013)》指出，2013年我國的老年人口首次超過2億人，到2050年60歲以上的老年人口數(shù)量預(yù)計(jì)將突破4.80億人，其中80歲以上的老年人口將超過1億人[3]。根據(jù)民政部公布的《2015年社會(huì)服務(wù)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，截至2015年底，60歲及以上老年人口2.22億人，占總?cè)丝诘?6%，65歲及以上老年人口1.44億人，占總?cè)丝诘?1%。根據(jù)《中國城市發(fā)展報(bào)告(2015)》預(yù)測，到2050年，我國老年人口將達(dá)到4.83億人，占總?cè)丝诘?4%，到那時(shí)，我國每3個(gè)人中就會(huì)有1個(gè)老年人。在聯(lián)合國的中方案生育率假定下，我國65歲及以上老年人口占總?cè)丝诘谋嚷蕦?000年的7%增長到2030年的16%，到2050年將進(jìn)一步增長至23%。而據(jù)聯(lián)合國預(yù)測分析，2010年我國65歲及以上老年人口規(guī)模為1.19億人，占總?cè)丝?%，預(yù)計(jì)到2050年將增加到3.31億人，占總?cè)丝诘?6%[4]。當(dāng)前及未來很長一段時(shí)間內(nèi)我國老年人口規(guī)模將迅速增大，人口老齡化趨勢已不可逆轉(zhuǎn)。

我國人口老齡化問題的產(chǎn)生要追溯于第二次世界大戰(zhàn)結(jié)束后的20世紀(jì)五六十年代，當(dāng)時(shí)在世界范圍內(nèi)掀起了一股嬰兒潮，一時(shí)間達(dá)到生育高峰。時(shí)至今日，那個(gè)年代出生的人已逐漸步入老年階段，加之我國在20世紀(jì)70年代末實(shí)施的計(jì)劃生育政策使人口出生率大幅下降。20世紀(jì)80年代改革開放后城市化與工業(yè)化的逐漸加深，使得我國人口出生率不斷下降，居民生活水平不斷提高，人均壽命延長，老年人口占總?cè)丝诘谋戎夭粩嘣龃?，人口老齡化問題迅速發(fā)展甚至不斷惡化，整個(gè)社會(huì)面臨著空前的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。

個(gè)體在步入老年后身體機(jī)能下降、疾病自愈能力降低、健康脆性和疾病風(fēng)險(xiǎn)加大[1]。特別是對于80歲及以上的高齡老年人，其失能率達(dá)30%以上，90歲老年人的失能率高達(dá)50%[5]，而我國人口老齡化進(jìn)程的加速使得失能老年人數(shù)量劇增，為養(yǎng)老、醫(yī)療、社會(huì)服務(wù)帶來巨大壓力。在“未富先老”及醫(yī)療資源衛(wèi)生資源有限的環(huán)境下，老年人身體健康與否是緩解人口老齡化壓力的關(guān)鍵，是涉及國計(jì)民生的大事，尤其對于日?；顒?dòng)不能完全自理的老年人來說，其疾病自愈能力更低、健康脆性和疾病風(fēng)險(xiǎn)更大，因而他們的身體健康狀況尤其值得關(guān)注。

二、相關(guān)研究現(xiàn)狀

1.老年人生活自理能力與照護(hù)需求的判定

國際上普遍基于老年人的日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)(ADLs)與器械輔助日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)(IADLs)來評定老年人的生活自理能力[6]-[8]。其中，日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs反映了個(gè)人所需照護(hù)最基本的方面，目前國際上普遍認(rèn)同6個(gè)核心指標(biāo)作為描述與區(qū)分老年人日常生活能力的標(biāo)準(zhǔn)。何文炯和洪蕾[7]借鑒美國國家長期護(hù)理調(diào)查(NLTCS)的日常生活自理能力分類標(biāo)準(zhǔn)，將65歲及以上老年人的生活自理狀態(tài)分為6種：健康——沒有器械輔助日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)IADLs和日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs障礙；僅器械輔助日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)IADLs障礙；一項(xiàng)或兩項(xiàng)日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs障礙；三項(xiàng)或四項(xiàng)日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs障礙；五項(xiàng)或六項(xiàng)日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs障礙；死亡。景躍軍和李元[9]采用中國老齡科學(xué)研究中心課題組“關(guān)于失能老年人的判定標(biāo)準(zhǔn)”，選取“吃飯”“上下床”“洗澡”“上廁所”“穿衣”“室內(nèi)走動(dòng)”6項(xiàng)核心日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs指標(biāo)將老年人的自理能力評定為3類，即“完全自理”“部分自理”“不能自理”，并進(jìn)一步劃分不能自理老年人失能的程度，將有1—2項(xiàng)日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs失能為“輕度失能”，3—4項(xiàng)日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs失能為中度失能，5項(xiàng)及以上日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs失能為“重度失能”。

蔣承等[8]使用國際上普遍認(rèn)同的6項(xiàng)核心日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs指標(biāo)作為劃分老年人生活自理能力的依據(jù)，其中，如果6項(xiàng)日常生活自理能力都無需他人幫助的老年人歸為生活自理能力“完好”或“能自理”，有1項(xiàng)及以上需要他人幫助的老年人歸為“不能自理”。由于本文的研究目的是探討需要照護(hù)老年人的健康自評狀況及其影響因素，因而采用蔣承等的劃分方法，將日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs中有1項(xiàng)及以上需要他人幫助的老年人認(rèn)定為“失能老年人”，即需要照護(hù)的老年人群體，作為本文的分析樣本。

2.老年人健康自評的影響因素

當(dāng)前關(guān)于老年人健康自評的影響因素主要可以分為兩大類：一類是對于老年人健康影響因素的指標(biāo)體系的構(gòu)建；另一類是側(cè)重于研究老年人某一方面的特征如居住模式、婚姻狀態(tài)等因素對健康的影響。谷琳和喬曉春[10]采用2002年全國老年人口健康狀況調(diào)查(CLHLS)，利用有序Logistic模型從老年人的生活方式、社會(huì)人口學(xué)特征、生活自理能力三個(gè)維度分析老年人健康自評影響因素，其中生活方式維度包括吸煙、喝酒、鍛煉身體、社會(huì)活動(dòng)、居住方式等變量，社會(huì)人口學(xué)特征包括性別、年齡、婚姻狀況和受教育程度等變量，生活自理能力涵蓋日常生活能力標(biāo)準(zhǔn)ADLs中的6個(gè)核心指標(biāo)。胡宏偉和李玉嬌[11]使用2006年健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)的截面數(shù)據(jù)對老年人的健康狀況進(jìn)行描述，并采用有序Probit模型從個(gè)人身體特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征、自身行為和醫(yī)療保險(xiǎn)可及性等方面分析老年人健康狀況的影響因素。姜向群等[12]以社會(huì)—心理—生物醫(yī)學(xué)模式為理論分析框架，使用2011年北京大學(xué)中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CLHLS)，運(yùn)用二元Logistic方法探索自然屬性、社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征、生活習(xí)慣、患病或損傷狀況、心理狀況以及童年醫(yī)療狀況和父母是否健在對老年人健康狀況的影響。

關(guān)于居住模式對老年人健康的影響研究文獻(xiàn)較多且結(jié)論不一。Zunzunegui等[13]的實(shí)證研究結(jié)果表明，控制了年齡、性別、受教育年限等因素之后，來自子女的感情與實(shí)質(zhì)支持(包括家務(wù)、財(cái)務(wù)等)對老年人的健康自評具有顯著正影響，喪偶后與子女合住的人要比喪偶后獨(dú)居的人健康狀況更好。Hughes和Waite[14]研究發(fā)現(xiàn)，在51—61歲的美國中老年人中，老年人的居住模式對其健康自評具有明顯的正相關(guān)關(guān)系，單獨(dú)居住和與子女合住的已婚夫婦身體健康狀況最好，與子女合住對單身女性老年人健康狀況不利。Lund等[15]發(fā)現(xiàn)與他人共同居住的美國中老年人的死亡率顯著低于獨(dú)居者，在控制居住模式的情況下，婚姻狀況對死亡率沒有顯著影響。Gu等[16]利用我國80歲以上高齡老年人健康長壽調(diào)查數(shù)據(jù)，對居住在養(yǎng)老院的老年人健康狀況進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)居住于養(yǎng)老院的高齡老年人的死亡率是其他高齡老年人的1.35倍。而劉宏等[17]的實(shí)證研究結(jié)果表明多代合住模式對老年人自評健康和主觀幸福感比只與配偶居住的模式要差，甚至在某些情況下比機(jī)構(gòu)養(yǎng)老模式更差。

子女?dāng)?shù)量對老年人健康影響的研究文獻(xiàn)也較為豐富，且存在兩種相反的觀點(diǎn)。耿德偉[18]利用《城市居民家庭生活調(diào)查》數(shù)據(jù)采用工具變量法研究子女?dāng)?shù)量對父母健康自評的影響，結(jié)果顯示，當(dāng)不考慮內(nèi)生性問題時(shí)，子女?dāng)?shù)量越多的父母親其健康自評水平越高；當(dāng)使用工具變量法時(shí)子女?dāng)?shù)量對父母的健康自評產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響，并且子女?dāng)?shù)量對男性健康自評的負(fù)面影響要大于對女性健康自評的影響。宋月萍和宋正亮[19]利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，通過建立加速時(shí)效時(shí)間模型分析了女性的生育行為對其進(jìn)入老年時(shí)期時(shí)健康的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)女性老年人的身體健康并不會(huì)因子女的性別差異而不同，且子女?dāng)?shù)量越多反而對健康不利。也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)存活子女?dāng)?shù)對老年人健康具有顯著正向影響，其中存活女兒數(shù)量的影響尤為重要。

此外，還有學(xué)者研究年齡以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等因素對老年人健康的影響。杜本峰和王旋[1]基于1998—2008年全國老年人口健康狀況調(diào)查(CLHLS)5個(gè)調(diào)查年份的數(shù)據(jù)研究老年人健康狀況不平等的演化時(shí)指出，收入是影響老年人健康的最重要因素，收入夠用的老年人的健康狀況顯著好于收入不夠用的老年人。

綜上所述，現(xiàn)有研究大多集中于各因素對具有生活自理能力老年人健康狀況的影響，本文將研究局限至需要護(hù)理老年人健康的影響因素，厘清其健康影響機(jī)制，有助于這部分老年人健康幸福地安度晚年，從而減輕社會(huì)負(fù)擔(dān)。

三、指標(biāo)體系構(gòu)建與模型選取

1.指標(biāo)體系構(gòu)建

本文將老年人健康自評狀況作為因變量，該變量根據(jù)2011年全國老年人健康影響因素跟蹤調(diào)查65歲及以上老年人問卷(以下簡稱調(diào)研問卷)問題B1-2整理而成。該問題為：“您覺得您自己的健康狀況怎么樣？”，對應(yīng)選項(xiàng)為：“1—很好”“2—好”“3—一般”“4—不好”“5—很不好”“6—無法回答”，本文將樣本中選擇“6—無法回答”進(jìn)行剔除，考慮到老年人在評價(jià)自身健康狀況時(shí)很好與好、不好與很不好主觀性很強(qiáng)且程度上不好把握，因此，本文將對自身健康狀況評價(jià)為“很好”與“好”合并為“良好”，“不好”與“很不好”合并為“不好”，變量賦值情況如表1所示。

表1 需照護(hù)老年人健康狀況影響因素的指標(biāo)體系構(gòu)建

本文擬從五個(gè)維度解釋失能老年人的健康自評：年齡、子女?dāng)?shù)量、生活水平、居住模式、醫(yī)療與照護(hù)。在各維度上，代理變量選取、賦值及其預(yù)期對因變量的影響分析如下：

(1)預(yù)期年齡對老年人健康自評的影響是負(fù)向的，隨著年齡的增大，老年人的各項(xiàng)器官功能逐漸衰退，身體機(jī)能減弱，健康狀況下降。

(2)在子女?dāng)?shù)量維度上，代理變量分別為子女總數(shù)、存活兒子數(shù)量、存活女兒數(shù)量。預(yù)期子女?dāng)?shù)量對老年人健康的影響是正向的，因?yàn)槔夏耆松眢w健康所需的照顧、陪伴以及經(jīng)濟(jì)支持等因素均與子女?dāng)?shù)量正相關(guān)。

(3)在經(jīng)濟(jì)生活水平維度上，有兩個(gè)代理變量，分別為經(jīng)濟(jì)來源充足性與生活水平在當(dāng)?shù)厮幬恢?。?jīng)濟(jì)來源充足性變量根據(jù)調(diào)研問卷中問題F3-3“你所有的生活來源是否夠用？”，將回答夠用賦值為“1”，不夠用賦值為“0”。預(yù)期該變量對因變量的影響是正向的，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)來源是否充足關(guān)系到老年人的生活質(zhì)量，進(jìn)而對身體健康有好處。生活水平在當(dāng)?shù)厮幬恢米兞扛鶕?jù)調(diào)研問卷中問題F3-4“你的生活在當(dāng)?shù)乇容^起來屬于”，將回答“困難”“比較困難”“一般”“比較富?！薄昂芨辉！狈謩e賦值為“1”“2”“3”“4”“5”。預(yù)期該變量對老年人身體健康的影響也是正向的，在當(dāng)?shù)厣钏皆礁咭馕吨钯|(zhì)量越高，有益于身體健康。綜合來看，這兩個(gè)代理變量是互為補(bǔ)充的關(guān)系，相比較而言，前者的主觀性更強(qiáng)一些，因?yàn)樯盍?xí)慣及消費(fèi)需求不一樣決定了老年人對于生活來源是否夠用這一問題的答案不同；而對當(dāng)?shù)厣钏降恼J(rèn)知往往較為一致，相比較而言老年人能夠?qū)Α吧钤诋?dāng)?shù)貙儆凇边@一問題給出更為客觀的答案。

(4)在居住模式維度上，有兩個(gè)代理變量，分別為實(shí)際居住情況、意愿居住模式與實(shí)際居住模式的匹配性。實(shí)際居住情況變量根據(jù)調(diào)研問卷中問題A5-1“您現(xiàn)在與誰住在一起？”，A5-2“與您同住的有多少個(gè)人？”，A5-3-1“請列出同住成員與您的關(guān)系”。三個(gè)問題進(jìn)行整理將老年人的居住模式分為三類，分別為獨(dú)居或僅與配偶居住、與子女一起居住、居住在養(yǎng)老院，預(yù)期前者對老年人健康的影響是負(fù)向的，而后兩個(gè)變量的影響是正向的，因?yàn)榕c獨(dú)居(或僅與配偶居住)老年人相比，老年人在養(yǎng)老院或與子女一起生活能夠得到更好的照護(hù)，從而對健康有益。意愿居住模式與實(shí)際居住模式的匹配性變量，根據(jù)調(diào)研問卷中問題F16“您希望哪種居住方式？”，整理出老年人的意愿居住模式，并與實(shí)際居住模式相比較，得到二者的匹配變量，若老年人實(shí)際居住模式與意愿居住模式相一致則該變量賦值為“1”，否則，賦值為“0”。預(yù)期意愿居住模式與實(shí)際居住模式的匹配性變量對老年人健康的影響是正向的。

(5)在醫(yī)療與照護(hù)維度上，有兩個(gè)代理變量，分別為醫(yī)療便利性和照護(hù)者照護(hù)水平。醫(yī)療便利性變量依據(jù)調(diào)研問卷中問題F6-1“生重病時(shí)能否及時(shí)到醫(yī)院治療得到？”，回答“能”該變量賦值為“1”，否則，賦值為“0”。預(yù)期該變量對老年人健康的影響是正向的，因?yàn)榧皶r(shí)和便利的醫(yī)療條件有助于病情的治療與恢復(fù)，從而對健康有益；照護(hù)者照護(hù)水平變量依據(jù)調(diào)研問卷中問題E6-5“您在日常活動(dòng)中得到的幫助能夠滿足您的需要嗎？”，回答“完全滿足”變量賦值為“1”，“基本滿足”賦值為“2”，“不滿足”賦值為“3”，預(yù)期該變量對老年人健康的影響是負(fù)向的，照護(hù)者越不能滿足老年人日常活動(dòng)需要將造成老年人生活質(zhì)量越低從而不利于老年人健康。

2.模型選取

由于需要照護(hù)老年人的自評健康狀態(tài)分為“1—不好”、“2—一般”、“3—良好”三類，屬于有序定性變量，故本文選取有序Logit模型來刻畫其影響機(jī)制，各種健康狀態(tài)的概率分別如式(1)、式(2)和式(3)所示：

P(SRH=1)=G(α1+βAage+NβN+EβE+LβL+CβC)

(1)

P(SRH=2)=G(α2+βAage+NβN+EβE+LβL+CβC)-P(SRH=1)

(2)

P(SRH=3)=1-P(SRH=1)-P(SRH=2)

(3)

其中，α1和α2是模型的門限參數(shù)，β為回歸系數(shù)，N、E、L、C分別代表子女?dāng)?shù)量、經(jīng)濟(jì)生活水平、居住模式以及醫(yī)療與照護(hù)4各維度向量。本文采用極大似然估計(jì)法對門限參數(shù)和回歸系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，使用的軟件是stata12.0。

四、模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果分析

表2列示了失能老年人健康自評狀況以及照護(hù)者照護(hù)水平的每個(gè)類別的頻數(shù)及構(gòu)成比情況。其中男性失能老年人有效樣本人數(shù)為557人，在各種類型健康狀態(tài)上分布較為均勻，其中34%的男性老年人自評健康狀況良好，36%的男性老年人自評健康狀況一般，30%的男性老年群體自評健康狀況不好；女性失能老年人有效人數(shù)為868人，自評健康狀況為良好、一般、不好的比率分別為37%、36%和28%，與男性相差不大。

在需要照護(hù)的男性失能老年人中，認(rèn)為照護(hù)者完全滿足其日?；顒?dòng)需要的占47%，認(rèn)為照護(hù)者基本滿足與不滿足其日常活動(dòng)需要的分別占49%和4%；女性失能老年人認(rèn)為照護(hù)者完全滿足、基本滿足與不滿足其日?；顒?dòng)需要分別占45%、52%和3%，與男性相差不大。

表2提供了有序Logit模型的擬合結(jié)果，包括模型的擬合信息、擬合優(yōu)度及偽R方。在男性群體中，模型整體擬合信息的卡方值為81.87，p值為0.00，表明在1%的顯著性水平上模型整體擬合較好；在模型擬合優(yōu)度的檢驗(yàn)中，Pearson卡方和Deviance卡方統(tǒng)計(jì)量分別為1 073.18和1 114.26，對應(yīng)p值分別為0.51和0.20，說明模型擬合優(yōu)度較高；偽R方值Cox和Snell、Nagelkerke以及McFadden的值分別為0.14、0.15和0.07，除McFadden小于9%外，其他都大于10%。綜合模型整體擬合信息、擬合優(yōu)度以及偽R方的檢驗(yàn)結(jié)果來看，使用有序logit模型分析需要照護(hù)的男性失能老年人健康的影響因素效果較好。在女性群體中，模型整體擬合信息的卡方值為186.05，p值為0.00，表明在1%的顯著性水平上模型整體擬合較好；在模型擬合優(yōu)度的檢驗(yàn)中，Pearson卡方和Deviance卡方統(tǒng)計(jì)量分別為1 680.43和1 660.34，對應(yīng)p值分別為0.30和0.43，模型擬合優(yōu)度較高；偽R方值Cox和Snell、Nagelkerke以及McFadden的值分別為0.19、0.22和0.10。綜合模型整體擬合信息、擬合優(yōu)度以及偽R方的檢驗(yàn)結(jié)果來看，使用有序Logit模型分析女性失能老年人健康的影響因素效果較好。

表2 有序logit模型擬合結(jié)果

表3列示了有序Logit模型的參數(shù)估計(jì)及其顯著性檢驗(yàn)結(jié)果，無論在男性失能老年人還是女性失能老年人中，兩個(gè)門限參數(shù)之間均存在統(tǒng)計(jì)意義上的顯著差異，表明失能老年人健康狀態(tài)劃分合理，不宜再簡化歸并。

在男性和女性失能老年人群體中，與預(yù)期一致，年齡變量的估計(jì)值分別為-0.04和-0.04，顯著性水平均為1%，優(yōu)勢比為exp(-0.04)=0.96，表明在其他條件相同的情況下，隨著年齡的增長，老年人的健康狀況將有所下降。

在子女?dāng)?shù)量維度上，由于子女總數(shù)與兒子數(shù)量、女兒數(shù)量之間存在高度的共線性，故模型中僅考慮子女總數(shù)與女兒數(shù)量對失能老年人身體健康的影響，兩個(gè)變量對男性失能老年人與女性失能老年人健康的影響系數(shù)分別為0.01和0.01、0.02和0.04，符號(hào)方向與預(yù)期一致，子女?dāng)?shù)量對失能老年人身體健康有好處，但是統(tǒng)計(jì)不顯著。

經(jīng)濟(jì)生活水平能夠顯著影響失能老年人的身體健康。經(jīng)濟(jì)來源充足性和生活水平在當(dāng)?shù)厮幍匚粌蓚€(gè)變量對失能老年人健康的影響與預(yù)期一致。經(jīng)濟(jì)來源是否充足是影響失能老年人身體健康的關(guān)鍵變量，在10%的顯著性水平下，經(jīng)濟(jì)來源充足對男性失能老年人和女性失能老年人的優(yōu)勢比分別為exp(0.36)=1.43和exp(0.32)=1.37，即與經(jīng)濟(jì)來源不充足的男性失能老年人和女性失能老年人相比，經(jīng)濟(jì)來源充足的個(gè)體身體健康程度分別是其1.43倍和1.37倍；失能老年人生活水平在當(dāng)?shù)厮幍牡匚粚ζ浣】稻哂姓蛴绊?，?%的顯著性水平上，男性失能老年人和女性失能老年人的優(yōu)勢比分別達(dá)到exp(0.46)=1.58和exp(0.50)=1.63，即對男性失能老年人和女性失能老年人而言，生活水平在當(dāng)?shù)厮吭黾?個(gè)層次，其健康狀況將提高至原來的1.58倍和1.63倍。

表3 有序logit模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

居住模式對老年人身體健康的影響顯著性水平不高。實(shí)際居住模式對失能老年人健康的影響不顯著，從系數(shù)值來看，對男性失能老年人而言，與子女居住在一起相比，獨(dú)居(或僅與配偶居住)和居住在養(yǎng)老院的失能老年人健康水平更差；對女性失能老年人而言，與子女居住在一起相比，獨(dú)居(或僅與配偶居住)失能老年人的健康水平更差，居住在養(yǎng)老院的失能老年人健康水平相對好一些。實(shí)際居住模式與意愿居住模式的匹配性對失能老年人健康的影響存在性別差異，實(shí)際居住模式與意愿居住模式對男性失能老年人健康的影響是正向的，但統(tǒng)計(jì)不顯著；而對女性失能老年人而言，該變量對其健康的影響是正向的，顯著性水平為10%，優(yōu)勢比為exp(0.32)=1.37，即與實(shí)際居住模式和意愿居住模式不匹配相比，二者匹配的女性失能老年人身體健康狀況更好，是其1.37倍。

醫(yī)療與照護(hù)對失能老年人身體健康的影響與預(yù)期一致，醫(yī)療條件的便利性對失能老年人身體健康具有正向影響，對男性失能老年人和女性失能老年人而言，在10%和1%的顯著性水平上，生病能夠得到及時(shí)醫(yī)治的優(yōu)勢比分別為exp(0.08)=1.08和exp(1.14)=3.13，因此，無論從系數(shù)大小還是顯著性水平來看，生病及時(shí)就醫(yī)對女性失能老年人健康的影響遠(yuǎn)大于男性失能老年人，可能與老年人身體素質(zhì)存在性別差異，平均來看女性失能老年人的身體素質(zhì)更差一些，相對醫(yī)院更為依賴。醫(yī)療與照護(hù)水平也能顯著影響失能老年人的身體健康，對男性失能老年人和女性失能老年人而言，與照護(hù)者不能滿足失能老年人日常活動(dòng)需要的情況相比，日?；顒?dòng)需要被完全滿足的失能老年人身體健康狀況更好，優(yōu)勢比分別為exp(0.83)=2.30和exp(1.04)=2.83，顯著性水平分別為10%和5%；而日?；顒?dòng)需要被基本滿足的失能老年人身體健康狀況與日?；顒?dòng)需要沒有被滿足無顯著差異。

五、結(jié)論與建議

本文采用2011年老年人口健康狀況調(diào)查數(shù)據(jù)(CLHLS)，從年齡、子女?dāng)?shù)量、經(jīng)濟(jì)生活水平、居住模式以及醫(yī)療與照護(hù)5個(gè)維度分析失能老年人健康自評的影響機(jī)制。有序Logit模型回歸結(jié)果表明，與預(yù)期一致，年齡、經(jīng)濟(jì)生活水平以及醫(yī)療與照護(hù)水平3個(gè)維度能夠顯著影響失能老年人的健康自評。居住模式與子女?dāng)?shù)量對失能老年人健康自評的影響與預(yù)期相左。

隨年齡的增長失能老年人的各項(xiàng)身體器官逐漸衰退引致其健康自評狀況有所下降。經(jīng)濟(jì)生活水平對失能老年人的健康自評具有顯著的正向影響。經(jīng)濟(jì)來源越充足、生活水平在當(dāng)?shù)厮帉哟卧礁叩氖芾夏耆说慕】底栽u狀況越好，因此，我國應(yīng)建立健全符合國情的社會(huì)養(yǎng)老保障制度，對于經(jīng)濟(jì)困難的失能老年人進(jìn)行財(cái)政補(bǔ)助，以保障其收入水平。

居住模式對失能老年人健康自評的影響統(tǒng)計(jì)不顯著，子女?dāng)?shù)量對男性失能老年人健康自評的影響不顯著，兒子數(shù)量對女性失能老年人健康自評的影響是負(fù)向的。因此，失能老年人的健康自評并沒有因子女?dāng)?shù)量增多以及與子女同住而顯著變好，這說明傳統(tǒng)觀念中的“養(yǎng)兒防老”與“多子多?！爆F(xiàn)象正隨著整個(gè)社會(huì)的發(fā)展進(jìn)步而逐漸被淡化甚至消失。

醫(yī)療條件的便利性及照護(hù)者照護(hù)水平能夠顯著影響失能老年人的健康自評，生病能夠得到及時(shí)醫(yī)治與日?；顒?dòng)需要被完全滿足的失能老年人的健康自評狀況明顯更高，尤其女性失能老年人這一現(xiàn)象更為明顯。故我國應(yīng)進(jìn)一步加大醫(yī)療資源投入力度并擴(kuò)大其分布范圍，保證患病老年人能夠得到及時(shí)有效的醫(yī)治。同時(shí)，制定相關(guān)制度與政策扶持老年人照護(hù)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，最大限度地滿足失能老年人的日常生活需要。

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(責(zé)任編輯：李明齊)

2017-03-15

中國科協(xié)高端科技創(chuàng)新智庫青年項(xiàng)目“‘全面兩孩’政策背景下老年人長期照護(hù)市場的‘供求缺口’分析”(DXB-ZKQN-2017-023)

周曉蒙(1989-)，女，遼寧鐵嶺人，博士研究生，主要從事老年人長期照護(hù)市場方面研究。E-mail:zhouxiaomeng16@126.com 劉 琦(1989-)，男，遼寧錦州人，碩士研究生，主要從事人口老齡化研究。

周曉蒙1，劉 琦2

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025；2.北京大學(xué)光華管理學(xué)院，北京 100871)

F842.6

A

1008-4096(2017)04-0062-07