流動老年人健康自評的性別差異：基于健康雙因素的多層模型研究

楊博，張楠

(陜西師范大學 國際商學院，陜西 西安 710119)

1 研究背景

隨著市場經(jīng)濟發(fā)展和城市化進程加快，以青壯年為主的流動人口激增，造成老年人隨子女流動現(xiàn)象逐漸增多，流動人口家庭化的特征越發(fā)明顯，老齡人口遷移成為我國人口流動的重要特征[1]。2015年我國流動人口規(guī)模已達2.47億人，其中流動老年人占比7.2%，看似數(shù)量不大，但是由于該人群各項生理機能減退、抵抗力下降、疾病發(fā)生率顯著高于其他流動群體[2]，正在成為流動人口中承擔健康風險的主要人群。除了身體因素，流動老年人與普通老年人相比的健康劣勢還在于，流動老年人的環(huán)境適應壓力以及戶籍障礙所帶來的醫(yī)療、養(yǎng)老成本壓力明顯高于其他老年群體，成為落實各項老年公共衛(wèi)生服務的難點，不僅存在更高的生理健康風險，心理健康狀況也并不樂觀[3]。因而無論是作為“被照顧者”還是作為“照顧者”，其健康都需要得到社會關注。健康自評作為了解人群整體健康水平的重要指標，是探討流動老年人健康議題的重要工具[4]。

在流動老年人群體中，由于生理和社會地位的不同，男女在健康上或多或少存在差異，性別差異視角是研究老年健康的一個重要維度[5]。從總體健康差異來看，2015年男性平均預期壽命73.64歲，低于人口平均預期壽命，而女性平均預期壽命高達79.43歲。雖然女性較男性有較長的預期壽命，但女性老人傾向于高報發(fā)病情況，表現(xiàn)出健康自評的性別差異。因此，關注流動老年人健康自評，有必要探討流動老年人性別差異所帶來的健康評價差異。在以往研究個體健康的社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)因素基礎上，本研究試圖引入健康內(nèi)外雙因素理論模型，探討內(nèi)外雙因素如何對流動老年人健康自評產(chǎn)生影響。其中，健康外生因素中的家庭因素作為跨越個人層次的結(jié)構(gòu)因素，不僅影響對老年人的照顧和支持程度，同時對老年人的健康產(chǎn)出有顯著影響[6]，表現(xiàn)出個體因素和家庭因素的多層次效應。因此，本研究的健康雙因素理論模型中，家庭因素將作為跨層次因素納入理論框架。

根據(jù)以上背景，本研究將基于性別差異視角，使用多層次線性回歸模型，應用健康雙因素理論探討流動老年人健康自評及其影響因素，具體研究：(1)流動老年人健康自評是否存在性別差異；(2)健康外生因素和內(nèi)生因素是否構(gòu)成流動老年人健康自評的影響因素；是否存在影響因素的性別差異；(3)跨層次的家庭因素如何對流動老年人的健康自評產(chǎn)生影響。

2 研究設計

2.1 流動老年人健康自評及影響因素研究

2.1.1 流動老年人健康自評指標

衡量老年人健康水平的直接指標主要是老年人的客觀身體狀況評價及老年人自我健康狀況的評價[7]。其中，健康自評是較早應用于研究老年群體健康水平的一種方法，Maddox等學者認為健康自評可以表達個體對自己健康或生病的自感情況，是較為有效的健康測量指標[8]。因為健康自評不僅能反映老年人的綜合健康狀況，還能為健康促進和疾病預防項目決策者提供信息，為老年人提供準確的照料安排[9]。健康自評雖然是老年人對自身健康的主觀判斷，但是也反映了社會經(jīng)濟發(fā)展水平、醫(yī)療衛(wèi)生狀況以及個體生活條件、居住環(huán)境等[10]。健康自評也有助于分析老年人群的整體健康狀態(tài)和健康需求，為養(yǎng)老保障決策提供重要依據(jù)[11]。

2.1.2 流動老年人健康評價的性別差異

健康性別差異不僅是研究健康問題的重要視角，更是反映健康公平與否的重要標志。首先，在個體的生理層面，由于老年女性人群平均預期壽命更長，她們往往比老年男性帶病時間更長，更容易受到功能障礙的困擾，且老年女性喪偶、獨居比例比男性高，日常生活自理能力比男性差[12]，在晚年患有認知和生理缺陷的比例更高[13]，因此老年人中認為自己健康狀況不好的大多數(shù)是女性[14]。在年齡方面，隨著年齡的增長，人體的生理機能處于自然衰退的過程，兩性健康均呈下降趨勢，但男性健康自評始終都優(yōu)于女性[15]。

其次，在個體的家庭和社會結(jié)構(gòu)層面，婚姻對老年健康和存活具有明顯的保護作用，有配偶者健康狀況要好于無配偶者，特別是婚姻對老年男性死亡風險的降低作用強于女性[16]。教育與老年健康正相關，受教育程度高的老年群體由于掌握更多的健康保健知識，健康自評也較高[17]。但由于老年群體中女性教育水平普遍低于男性，因而教育對健康自評的影響存在性別差異[18]。在經(jīng)濟上，收入可以明顯改善個人健康狀況，例如隨著養(yǎng)老金水平的提高，收入對健康的保障作用愈發(fā)顯著[19]，但由于男女社會角色分工的差異，老年女性收入一般都低于老年男性，因而收入對健康自評的影響存在性別差異。就流動而言，選擇流動的老年人身體狀況通常滿足流動對健康的要求[1]，但是流動過程中是否會由于性別差異而造成健康評價的差異，有待進一步探討和驗證。

整體而言，性別與人口、經(jīng)濟、社會變量發(fā)生相互作用，造成自我健康認知的不確定性，進而造成了衛(wèi)生信息與健康服務水平的差異[注]世界衛(wèi)生組織:《世界衛(wèi)生組織的性別政策:把性別觀點納入世界衛(wèi)生組織的工作》,2002.，這些差異在人口流動過程中會由于流動因素而更加復雜，可能進一步凸顯表現(xiàn)出健康自評中的性別差異。大多數(shù)關于健康差異的研究集中于地區(qū)和城鄉(xiāng)差異，引入性別視角局限于將性別作為一個控制變量，缺乏對健康性別差異具體原因的分析。

2.2 流動老年人健康自評的理論模型

2.2.1 健康內(nèi)外雙因素理論

針對健康評價進行量化研究可以追溯到Grossman提出的健康生產(chǎn)函數(shù)，其首次將Becker提出的家庭生產(chǎn)函數(shù)引入健康效用函數(shù)，將健康視為提高消費者滿足程度的耐耗資本品，健康資本能夠生產(chǎn)健康時間，但也和其它資本一樣存在折舊，即個體健康存量隨年齡增長而折舊，但個體可以通過增加健康投資來提高健康水平，例如改善醫(yī)療服務、生活環(huán)境、經(jīng)濟條件等[20]。健康生產(chǎn)函數(shù)(Health Production Function)通過指標測算來剖析個人的外部因素和內(nèi)部因素對個體健康評價帶來的影響，指標涉及個體在外界獲得的各種健康資源，結(jié)合自己的身體狀況評價自身健康等級。健康生產(chǎn)函數(shù)的一般形式為：

H=F(X)=(M,E,LS,S)

其中H為個體健康評價等級，M代表個體可以從外界直接獲取的健康資源例如經(jīng)濟收入和醫(yī)療服務；E表示生活環(huán)境的影響，即外界環(huán)境變化下的健康資源變化；LS是個體生活方式與疾病應對，代表了個體自身內(nèi)部的影響；S是社會經(jīng)濟變量?；诮】瞪a(chǎn)函數(shù)，經(jīng)濟學家將個體疾病的不確定性及其應對方式作為個體內(nèi)部要素引入模型，構(gòu)建健康效用函數(shù)來分析個體健康資本折舊和健康投資如何影響個體自我的健康評價[21]。由此看出，健康自評的影響因素包含了個人內(nèi)在因素和健康外部因素。在健康效用函數(shù)基礎上，Mosley和Chen提出研究健康決定因素的內(nèi)外雙因素理論框架，該框架考慮到家庭和社會對個體健康的影響，提出了健康的外生因素和內(nèi)生因素，其中外生因素是客觀存在的個體遺傳、生活環(huán)境以及健康資源投入,包括個體遺傳、生活場景、個人和家庭經(jīng)濟等；內(nèi)生因素是指個體主觀存在的健康問題與應對,包括疾病、環(huán)境污染、營養(yǎng)攝入以及疾病應對等[22]。健康雙因素理論模型解釋了低齡人群健康評價的影響因素，驗證了健康雙因素對健康評價的顯著影響[23]，雖然該理論尚未應用于老年和流動人口研究，但是基于以上研究，本文將結(jié)合健康內(nèi)生因素和外生因素來分析流動老年人健康自評，但是具體指標測量需要進行相應修正和擴展。

在健康內(nèi)生因素中，疾病現(xiàn)狀、環(huán)境污染、營養(yǎng)攝入以及疾病應對被證明是健康評價的顯著因素。考慮到環(huán)境污染和營養(yǎng)問題對大部分老年人影響并不突出，因此流動老年人健康自評的內(nèi)生因素可以忽略環(huán)境污染和營養(yǎng)攝入。老年人健康異質(zhì)性主要源于個體疾病，而人口流動過程中存在戶籍環(huán)境、健康資源、生活照料和醫(yī)藥治療的變化，流動老年人的疾病風險不僅會增大，而且流動中的健康資源短缺進一步削弱了疾病應對能力[24]。相比其他年齡群體，老年人疾病治愈能力降低，是慢性疾病的“重災”人群，而慢性疾病是導致低健康自評的要素之一[25]。因此對于大多數(shù)正常生活和自理的流動老年人而言，健康自評的內(nèi)生因素應該包含疾病史特別是慢性病史及疾病應對方式。在健康外生因素中，原始指標涵蓋個體遺傳、生活場景、個人和家庭經(jīng)濟，但是遺傳因素對個體健康的影響主要作用于嬰幼兒時期，一般不引入老年健康問題。而生活場景則可以體現(xiàn)出老年人在流動中的生活環(huán)境及其帶來的影響[26]。與其他人群類似的是，個人經(jīng)濟和家庭經(jīng)濟同樣也是老年人健康資源獲取的重要因素[27]，因而可能直接影響流動老年人的健康自評。無論是外部健康資源還是內(nèi)在健康條件，流動老年人都顯現(xiàn)出健康投資能力的不足，因而個人健康的主觀評價更加依賴家庭和社會的健康投入[28]。因此，外部條件的影響可能包含個人和家庭之外的社會資源，例如公共衛(wèi)生服務和醫(yī)療保障等[29]。

2.2.2 來自健康外生因素的跨層次影響：家庭健康支持

流動老年人健康自評的外生因素中，家庭因素可能是與其他個人變量相區(qū)別的跨層次變量。鑒于當前戶籍制度與醫(yī)療保障資源的相關性，流動老年人可能在健康議題上與非流動老年人存在天然差別，前者對于家庭健康資源的需求可能更為突出[30]。由于老年人健康問題突出，健康風險抵御能力脆弱，特別是在流動過程的老年人相比其他人群更難獲得健康資源[24]，其依賴家庭經(jīng)濟支持成為必然，因而家庭會明顯感受到老年人健康變化帶來的經(jīng)濟負擔[31]。當家庭所能承擔的健康費用超過一定數(shù)額時，就會影響到家庭支出質(zhì)量，此時家庭就會通過調(diào)整家庭支出策略來減少健康支出，從而對家庭成員健康產(chǎn)生影響[6]。因此家庭支出水平必然會制約家庭的健康投入，即家庭經(jīng)濟資源分配會影響家庭成員特別是老年人的健康水平[32]。家庭支出水平的直接指標是家庭月平均支出收入比，能夠反映家庭在抵御各類不確定風險中的經(jīng)濟支持水平，也決定了家庭層面為成員健康能夠提供的經(jīng)濟支持[33]。對于流動老年人，家庭月平均支出收入比可能是個人層次之上的家庭層次中能夠影響健康自評的跨層次因素。

圖1 流動老年人健康自評的理論模型

除了直接的物質(zhì)資源支持，流動人口的健康自我評價也會受到家庭情感與照料的影響。流動人口社會融合研究表明，來自原生家庭的情感支持扮演了顯著的健康促進角色，特別是那些能夠與流動者伴隨遷移的家庭成員，往往能夠提供更多的正面情緒支持從而正面強化健康感知[34]。從實際效用上來看，雖然流動者能夠獲得的城市社區(qū)健康服務非常有限，但是與流動者隨遷的原生家庭卻及時提供了最直接的健康照料，例如近距離流動的本地戶籍流動老年人，往往會得到同屬于本地戶籍的原生家庭的照料[35]，這對流動者的健康水平起到較好的促進作用，即家庭照料對流動者健康自評可能產(chǎn)生顯著影響。基于流動老年人可能存在的健康自評性別差異，結(jié)合流動者健康自評的影響因素和跨層次的家庭因素，本研究引入健康雙因素模型，結(jié)合流動老年人的群體特質(zhì)，提出了研究流動老年人健康自評的健康雙因素多層次模型，如圖1所示。

3 數(shù)據(jù)與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于“2015年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查”數(shù)據(jù)。調(diào)查樣本選取在現(xiàn)居住地居住1個月以上且非本區(qū)(縣、市)戶口的15周歲及以上流動人口，調(diào)查內(nèi)容包括流動人口基本信息、就業(yè)狀況、基本公共衛(wèi)生和醫(yī)療服務、社會保障等。通過采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的抽樣方法，從全國隨機抽取31個省(區(qū)、市)作為調(diào)查點，樣本總量為206000人。本研究僅選取調(diào)查對象中年齡為60周歲及以上的流動人口，最終經(jīng)過篩選的有效樣本量為來自全國9183個家庭的共計12975個樣本。

3.2 變量測量與分析方法

3.2.1 變量設置

本文的因變量為健康自評得分，由流動老年人口身體健康狀況自我評價等級來測量。分別對健康自評狀況進行賦分，健康=4分，基本健康=3分，不健康但生活能自理=2分，生活不能自理=1分。本文將對流動老年人口健康水平及性別差異進行描述，進而構(gòu)建影響因素模型，分析個體特征、健康外生因素、健康內(nèi)生因素以及跨層次的家庭因素對流動老年人健康自評的多層次影響。首先在個體層次上，自變量包含個體特征、健康外生因素以及內(nèi)生因素。個人特征包括婚姻、教育，其中婚姻以有無配偶劃分，教育以樣本平均受教育程度劃分為初中及以下、高中及以上。由于健康存在天然的年齡差異，因此本研究不對年齡因素進行分析。

本研究中的健康內(nèi)生因素包含個人疾病史及疾病應對方式，反映了流動老年人內(nèi)在的基礎健康水平和健康風險應對能力。首先，對于絕大多數(shù)正常生活和自理的流動群體而言，健康自評重要影響來自于長期存在或者具有潛在風險的慢性病[29]，因此本研究將疾病史界定為是否具有慢性病史。其次，疾病應對方式能夠反映老年人在流動中應對疾病的能力和資源，例如個體面對疾病時治療的方式可能會直接影響其健康自我評價，因此本研究將疾病診療方式納入內(nèi)生因素中，包括得病時看醫(yī)生、自我治療/其他等兩種方式。除此之外，由于疾病而住院的流動人口意味著健康狀況明顯下降，很可能導致其對自身的健康評價更低。因此本研究在疾病應對方式中還納入了是否患有經(jīng)醫(yī)生診斷需住院而未住院的情況。

健康外生因素包含經(jīng)濟收入、環(huán)境因素、社會健康資源以及跨層次的家庭因素。首先，經(jīng)濟收入指標界定為流動老年人的經(jīng)濟來源，因為老年人經(jīng)濟來源的不同也反映出了經(jīng)濟地位的差異，能夠凸顯經(jīng)濟因素對健康評價的影響[32]。本研究中，“勞動收入、離退休金/養(yǎng)老金以及家庭其他成員供養(yǎng)”是流動老年人三大經(jīng)濟來源。其次，本研究中的環(huán)境變化因素被界定為老年人流動的原因，因為流動目的直接反映出流動人群在新環(huán)境中的差異性[24]，可以用于研究流動老年人環(huán)境差異對健康評價的影響。本研究中，流動老年人的流動原因包括了“務工經(jīng)商、照顧晚輩以及養(yǎng)老”。第三，社會健康資源可以由公共健康服務和社會醫(yī)保來測量，本研究通過“是否參加過社區(qū)免費健康體檢”以及“是否有社會醫(yī)療保險”反映流動老年人可以獲得的社會健康資源。

外生因素中發(fā)揮跨層次影響的家庭因素，本研究以家庭月平均食品、住房支出與總收入之比構(gòu)建“家庭支出收入比”指標，來測量家庭經(jīng)濟資源對老年健康支持的能力。當家庭用于食品、住房等支出過多時，用于醫(yī)療保健支出便會減少，意味著該家庭應對老年人健康風險的能力將會削弱[32]。同時，以“是否有家屬隨遷”構(gòu)建家庭情感與照料指標，因為家屬隨遷也意味著流動老年人會更多獲得情感及日常照料支持[34-35]，增強其抵御健康風險的能力；另一方面，家庭隨遷也可能意味著老年人自身健康狀況不佳，因而需要隨遷成員的照料和支持。

3.2.2 分析方法

本研究使用STATA14.0進行分析。首先對流動老年人口健康水平進行描述性統(tǒng)計，分析該人群健康水平及性別差異。其次，引入多層線性回歸模型，以健康水平為因變量，將個體特征、健康內(nèi)生因素、健康外生因素作為自變量，分析各因素對該人群健康水平的影響。其中，健康外生因素中的家庭健康支持因素以“家庭支出收入比”來測量家庭經(jīng)濟支持，以“是否有家庭隨遷”來測量家庭情感與照料支持。由于該變量是跨越個人層面的家庭層變量，因此本研究使用多層次回歸模型分析影響因素。在一般回歸分析基礎上，本研究將個體層次變量納入模型的固定效應中，“家庭支出收入比”和“是否有家庭隨遷”作為家庭層次變量納入隨機效應模型，對所得方差進行參數(shù)估計，判斷組內(nèi)相關系數(shù)，在判斷多層模型必要性的基礎上，進一步分析不同因素對流動老年人口健康水平的影響。根據(jù)美國醫(yī)學學會與公共健康研究的界定，因變量“健康自評得分”一般按照序次變量進行設置，但是分析過程按照連續(xù)變量納入分析模型[36-37]。本研究根據(jù)上述界定，將因變量“健康自評得分”作為連續(xù)變量，使用多層線性回歸模型。在引入多層回歸模型進行分析時，首先構(gòu)建零模型，判斷建立多層回歸模型的必要性，為本研究選擇多層回歸模型提供理論依據(jù)。其次構(gòu)建隨機截距模型，具體分析個體特征、健康內(nèi)生因素、健康外生因素以及外生因素中跨層次的家庭因素對流動老年人口健康自評的影響。本研究中所構(gòu)建模型的具體形式為：

Υij=γoo+υoj+γij

(1)

Υij=γ00+γ01Ζ1j+γ10Χ1ij+γ20Χ2ij+γ30Χ3ij+υoj+γij

(2) 表1 樣本信息

公式(1)為零模型，γoo代表總均值或總截距，是固定參數(shù)；υoj為家庭層面的隨機變量，即樣本點j到總截距的距離，表示來自不同家庭的流動老年人健康水平均值存在差異；γij為流動老年人口個體層面的隨機變量，即分布于j樣本點的i樣本到該樣本點的截距的距離。零模型中不納入任何的預測變量，為構(gòu)建多層線性回歸模型提供依據(jù)。公式(2)為隨機截距模型，Ζ1、Х1、Х2、Х3分別代表家庭支持、個體特征因素、健康外生因素、健康內(nèi)生因素，γ01、γ10、γ20、γ30分別代表各因素的回歸系數(shù)。為了分析健康雙因素對老年人健康自評影響作用的性別差異，本文將性別變量與核心變量進行交互項處理，通過交互項來判斷性別變量是否在主變量影響因素對健康水平的影響中具備調(diào)節(jié)效應[38]，由此進一步判斷健康內(nèi)生因素和外生因素在影響老年人健康自評的效應中是否存在性別差異。

3.3 樣本信息

本文樣本信息如上表1所示。

表2 流動老年人健康水平差異

4 結(jié)果與討論

流動老年人健康自評的性別差異如表2所示。男性流動老年人健康自評得分的均值為3.37，相比女性老年人的3.28略高，這與其他研究中男性健康自評高于女性健康自評的結(jié)果相一致[15]。整體而言，流動老年人健康自評存在性別上的顯著差異，因此，本研究將進一步根據(jù)理論模型，引入健康雙因素及多層線性模型探討健康自評影響因素的性別差異。

4.1 流動老年人健康自評影響因素的驗證結(jié)果

表3是流動老年人全樣本的健康自評影響因素多層模型分析結(jié)果。模型1是零模型，組內(nèi)相關系數(shù)ICC表示組間方差占總方差的比例，即流動老年人健康水平約58.7%的變異可以由家庭因素解釋，截距項系數(shù)顯著，表明除了個人層，家庭層因素對流動老年人健康自評有顯著影響。在零模型基礎上，模型2首先加入了個體因素和健康內(nèi)生因素。其中，配偶尚在和教育水平高的老年人健康自評更高，與已有研究結(jié)果一致[1,4,7,16]。在內(nèi)生因素中，有慢性病史的老年人健康自評更低，健康狀況需要住院而未住院的老年人健康自評更低；有病看醫(yī)生的老年人健康自評更高，驗證了醫(yī)療健康服務的獲取會對健康評價產(chǎn)生正面影響[2]。

表3 流動老年人健康自評的多層線性回歸結(jié)果(全樣本)

模型3加入健康外生因素后，個體因素和內(nèi)生因素解釋度都有降低，外生因素對老年人健康自評存在顯著影響。其中，有勞動收入的老年人健康自評較高，驗證了老年人經(jīng)濟優(yōu)勢對健康自評的促進作用[19]。照顧晚輩而流動的老年人比流動務工的老年人具有更高的健康自評，可能源于前者家庭隨遷帶來的家庭健康支持[34-35]；但是為了養(yǎng)老而流動的老年人健康自評更低。接受過本地醫(yī)療服務的流動老年人健康自評較高，這與本地健康資源帶來的健康收益有直接關聯(lián)。由于社會醫(yī)療保險的普遍性，社會醫(yī)療保險對個體健康自評的影響并不突出。模型3中的家庭支持因素代表了來自家庭的跨層次效應。家庭支出收入比越高，意味著日?；ㄤN分流了家庭的健康資源，來自這樣家庭的流動老年人對自己健康的預期更低[6]，健康自評越差。有家庭成員隨遷的老年人，健康自評越低，該結(jié)果沒有驗證家庭情感和照料對健康的促進作用[34-35]。相反，該結(jié)果揭示了老年人可能是自身健康不佳，需要家人隨遷的同時降低了健康自評。因此，家庭情感與照料或許不是促進流動老年人健康自評的絕對因素。

4.2 流動老年人健康自評影響因素的性別差異

表4納入了性別與內(nèi)外生因素的交互項來揭示健康自評影響因素的性別差異。結(jié)果表明，除了家庭支出收入比之外，其他所有的核心因素都存在顯著的性別差異。表4在加入性別的調(diào)節(jié)效應后，家庭支出收入比對健康自評的影響不再顯著，意味著流動老年人所在家庭的經(jīng)濟支持結(jié)構(gòu)對健康自評產(chǎn)生的影響，并沒有性別的差異，已有研究也并未發(fā)現(xiàn)性別所產(chǎn)生的顯著影響[32]。

表4 性別差異視角下流動老年人健康自評的多層線性回歸結(jié)果

4.2.1 健康內(nèi)生因素中的性別差異

男性流動老年人更容易因為疾病史而降低健康自評。在慢性病史和健康自評關系中，男性流動老年人的斜率相對較大，即男性流動老年人更容易因為疾病史而降低健康自評。疾病史屬于健康內(nèi)生因素，代表了健康生產(chǎn)函數(shù)中個人健康的基礎要素LS[21]，能夠顯示個體健康基礎條件對健康水平的影響，由于女性老年人自理能力劣勢和心理承受能力劣勢，往往比男性老年人更容易在疾病中低估自己的健康預期[12-14]。但是本文的發(fā)現(xiàn)與之相反，即男性在長期疾病中更加顯現(xiàn)健康的脆弱性。

男性流動老年人更容易通過非正規(guī)治療經(jīng)歷而提升健康自評。老年人在面對健康問題時的醫(yī)療利用同樣代表了健康生產(chǎn)函數(shù)中的健康基礎要素LS[21]，是健康內(nèi)生因素中保護因素的重要體現(xiàn)[23]，意味著老年人自身存在的健康風險控制能力。本文發(fā)現(xiàn)，老年人會由于接受非正規(guī)治療而提升健康自評，即非正規(guī)治療成為健康自評的保護性因素，男性老年人更加愿意承認和接受這種保護性因素帶來的健康收益。本文的發(fā)現(xiàn)實質(zhì)上揭示了部分流動老年人特別是男性老年人存在著相當程度的理想化健康感知[15]，形成健康隱患。

男性流動老年人更容易因為需要住院而未住院從而降低健康自評。住院經(jīng)歷是健康內(nèi)生因素中的個人經(jīng)歷，同樣代表的是健康生產(chǎn)函數(shù)中個人健康的基礎要素LS[21]。跟以往研究中女性在健康風險中更加脆弱的結(jié)論不同[12-14]，本文發(fā)現(xiàn)需要住院而未及時糾正的經(jīng)歷會顯著降低流動老年人健康自評，其中男性的影響程度更深，意味著流動老年人中的男性群體更加具有健康脆弱性，治療經(jīng)歷的缺乏更加凸顯健康擔憂。

4.2.2 健康外生因素中的性別差異

首先，有勞動收入的流動老年人中，男性的健康自評更高。根據(jù)健康雙因素理論，經(jīng)濟收益是個人從外界可以直接獲取的健康資源[32]，代表著健康外生因素M，能夠顯著促進個人健康水平[21]。經(jīng)濟條件為老年人健康資源的獲得提供了可靠性，而男性老年人相比女性老年人而言依然處于社會分工和經(jīng)濟收入的優(yōu)勢地位[9]，因此男性更容易在經(jīng)濟收入的保障下，具備更高的健康自評結(jié)果。與已有研究中關于女性在經(jīng)濟所得前提下依然處于健康劣勢的結(jié)論相一致[19]，本文揭示了在具備勞動收入的流動老年人中，女性比男性獲得的健康安全感要低。

其次，在照顧家庭為主的流動老年人中，男性的健康自評更高；而以養(yǎng)老為主的流動老年人則相反。照顧家庭的流動老年人往往也具備較好的健康基礎[9,12]，本身具備的健康感知偏向樂觀。之所以存在性別的差異，可能源于照顧家庭的老年人分工中，女性老年人依然承擔著較多家庭成員照顧職責，對其健康造成負面影響[4]。而為了養(yǎng)老而流動的老年人中，女性健康自評更高，與以往研究關于城鄉(xiāng)老年人健康自評中男性較高的結(jié)論不同[5,12,15]。因此，養(yǎng)老群體中的流動男性是需要關注的重點健康風險人群。

再次，在能夠獲得醫(yī)療公共資源的流動老年人中，男性健康自評更高。本地醫(yī)療資源獲取是衡量流動老年人健康外生因素的重要指標[24,34]，能夠通過直接醫(yī)療救助而提升老年人健康預期。本文發(fā)現(xiàn)男性老年人更容易通過獲得本地醫(yī)療服務而增強健康信心[9,12]，但是女性流動老年人的效果不明顯，再一次反映出女性老年人在城鄉(xiāng)普遍存在的健康劣勢，特別是健康心理劣勢[3-4]。值得注意的是，社會醫(yī)療保險對健康自評的正向影響中，男性受到的影響大于女性，顯示了女性流動老年人對社會醫(yī)療保障制度的信任程度較低。

最后，有家庭成員隨遷的老年人，健康自評相應較低，男性比女性更容易受到這種影響。家庭成員隨遷意味著老年人家庭情感支持和照料[30]，健康自評理應更高。但是本文的發(fā)現(xiàn)與其相反，特別是男性流動老年人，家庭隨遷的前提下，健康自評明顯更低。家庭隨遷代表了一定程度的家庭支持，是流動老年人應對社會危機和風險的外生資源[34]。但是在健康議題中，一些老年流動者之所以有家庭隨遷，源于自身長期存在的健康風險，健康自評自然更低。

5 結(jié)論與啟示

本研究基于健康雙因素模型構(gòu)建多層次模型，從性別差異視角分析了流動老年人健康自評及其影響因素，發(fā)現(xiàn)了健康雙因素對流動老年人健康自評的影響作用并判斷出性別差異。本文研究過程也存在一定的局限，關于健康自評的測量上，本文選取的變量通過1-4序次變量進行賦值打分，為了剖析來自家庭的跨層次影響，應用多層次線性回歸模型進行分析，將序次變量作為連續(xù)變量引入模型，具有一定的局限性，未來將進一步開發(fā)健康自評量表進行后續(xù)研究與分析。

首先，健康內(nèi)生因素對流動老年人的健康自評具備顯著的負面影響，男性的影響程度大于女性。其中，流動男性老年人更容易由于慢性病史而產(chǎn)生健康風險意識，也反映了有慢性病的女性流動老年人可能會低估健康風險；有過非正規(guī)治療經(jīng)歷的流動男性老年人健康自評較高，顯示了該群體中存在的盲目樂觀情緒，健康風險也較高；同時，男性流動老年人更容易因為需要住院但未住院而降低健康自評，因此他們也是健康服務和疾病風險預防的重點人群。

第二，外生因素中的經(jīng)濟獨立能夠顯著提升流動老年人的健康自評，男性比女性的提升效應更明顯，女性的經(jīng)濟獨立并不能促進健康自評。本文揭示了在具備勞動收入的流動老年人中，女性比男性獲得的健康安全感要低，因而處于務工勞動中的女性流動老年人理應獲得更多的健康關注和服務。

第三，外生因素中的流動原因?qū)α鲃永夏耆说慕】底栽u有顯著影響，這種影響對不同流動原因下的男性和女性有顯著差別，在照顧家庭為主的流動老年人中，男性健康自評更高；而以養(yǎng)老為主的流動老年人中，女性健康自評更高。因此，照顧家庭的女性流動老年人有更高可能存在健康風險，處于養(yǎng)老生活中的男性流動老年人有更高可能存在健康風險。

第四，外生因素中的醫(yī)療公共資源對流動老年人的健康自評有顯著促進作用，男性的促進作用大于女性。男性流動老年人更容易通過獲得本地醫(yī)療服務而增強健康信心，意味著女性流動老年人并沒有在本地醫(yī)療服務中獲得足夠的健康服務或者未達到健康保障要求，因此她們的需求是健康服務部門應予以關注的重點工作。同時，女性流動老年人對社會醫(yī)療保障制度的信任程度較低。

第五，家庭變量中的收入支出結(jié)構(gòu)并沒有對流動老年人的健康自評產(chǎn)生顯著影響，但是家庭成員隨遷對健康自評存在顯著的負面影響，女性受到的影響更大。家庭隨遷代表老年人可能具備的家庭健康支持，也意味著流動老年人可能存在的疾病健康風險，特別是男性流動老年人在家庭隨遷前提下的健康預期更低。在流動家庭健康服務體系內(nèi)，與家屬隨遷的男性流動老年人應成為重點關注對象。

本研究為基于流動老年人生理特征、外在環(huán)境以及性別差異進行健康服務和干預提供了政策參考。首先，在流動人口慢性病篩查健康服務中，關注女性老年人常見慢性病的治療服務與防控措施；對于習慣非正規(guī)治療的男性流動老年人，通過健康教育消除盲目自信，降低疾病應對風險。其次，針對女性流動老年人在勞動務工中的健康劣勢，建議衛(wèi)健部門聯(lián)合工商、婦聯(lián)共同開展健康排查和醫(yī)療服務；建議基層社區(qū)和居委會開展流動老年人家庭健康摸底和追蹤服務，重點關注留守照顧家庭的女性流動老年人和居家養(yǎng)老的男性流動老年人。第三，增強社會醫(yī)療保險的公信力宣傳，針對女性流動老年人不了解和不信任社會醫(yī)療保險的情況，結(jié)合健康教育、社區(qū)宣傳和實際公共服務，增強其對社會醫(yī)療保險制度的信任與接納。最后，針對與家庭隨遷的流動老年人健康水平不高的情況，建議基層社區(qū)和居委會建立流動居民的老齡健康檔案或健康卡，實時關注這些流動家庭中老年人，特別是男性老年人的健康狀況，提供及時的咨詢與服務。