社會資本對農(nóng)村戶籍老年人健康的影響與性別差異研究

楊 樂，田步偉，王 競，王紅漫，程景民

(1.山西醫(yī)科大學(xué)衛(wèi)生管理與政策研究中心，山西 太原 030001；2.北京大學(xué)醫(yī)學(xué)人文學(xué)院，北京 100871)

21世紀(jì)初始我國進(jìn)入老齡化社會，隨著社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展、醫(yī)療技術(shù)水平提升、社會保障制度不斷完善，老齡人口規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大。如何讓不斷增加的老年人能夠健康享老逐漸受到政界、學(xué)界的關(guān)注。根據(jù)國家統(tǒng)計局第七次全國人口普查數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，我國60歲及以上人口為2.64億人，65歲及以上人口為1.91億人，我國人口老齡化程度進(jìn)一步加深[1]。而當(dāng)前我國老年人健康狀況不容樂觀，慢性病、心理疾病、失能、失智等健康問題仍較為突出。老年群體的健康關(guān)系到家庭幸福和社會和諧，推進(jìn)健康老齡化是健康中國的重要任務(wù)，是積極應(yīng)對人口老齡化的長久之計。隨著相關(guān)研究的不斷深入，深植于老年人社會關(guān)系中的可利用社會資本逐漸受到關(guān)注。

社會資本，從其首次提出至今，學(xué)界仍未對其概念形成統(tǒng)一共識。不同學(xué)者對社會資本的定義和概念框架均有不同，普特南(1993)宏觀地將社會資本定義為“社會組織特征，例如公民參與，互惠規(guī)范和信任，以及互惠互利，這些特征通過促進(jìn)個體之間的合作從而提高組織和社會效率”[2]；科爾曼(1998)強(qiáng)調(diào)社會資本對小團(tuán)體(如家庭)作用的功能重要性，并把社會資本概念化為一種資源，認(rèn)為其源于促進(jìn)實現(xiàn)特定目標(biāo)的社會關(guān)系結(jié)構(gòu)[3]；當(dāng)代學(xué)者M(jìn)oore和Kawachi(2017)認(rèn)為社會資本是指有助于人們在社會結(jié)構(gòu)中采取某些行動并使其能夠通過他們的社會網(wǎng)絡(luò)和規(guī)范在該結(jié)構(gòu)中進(jìn)行集體行動的資源[4]。社會資本有著豐富而復(fù)雜的內(nèi)涵?？傮w來說，社會資本就是能夠促進(jìn)個人或集體行動并使其受益的存在于社會關(guān)系結(jié)構(gòu)中的現(xiàn)實與潛在資源。學(xué)界將社會資本對健康的積極作用路徑歸結(jié)為提供健康信息并促進(jìn)信息擴(kuò)散，鼓勵良好的健康行為，促進(jìn)服務(wù)和設(shè)施可及，以及提供社會心理支持[5-7]。但社會資本對健康也存在反向作用，如健康風(fēng)險行為(吸煙、酗酒、吸毒等)的擴(kuò)散或同伴效應(yīng)，或社會資本構(gòu)建與維系對個體產(chǎn)生的壓力[8-10]。

目前我國學(xué)者對社會資本與老年健康的相關(guān)研究總體較少，且鮮有針對農(nóng)村老年群體的健康狀況和不同人群間社會資本的異質(zhì)性展開研究。多項研究表明，男性與女性在其社會資本類型和特征上存在差異，該種差異或?qū)?dǎo)致社會資本對健康影響在不同性別群體間呈現(xiàn)異質(zhì)性[11-13]。鑒于此，本研究利用中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS)數(shù)據(jù)，分析社會資本對農(nóng)村戶籍老年人健康狀況的影響，并探討不同性別群體間的差異，為社會資本與老年健康相關(guān)領(lǐng)域研究提供新的研究視角，同時為我國農(nóng)村老年人群健康促進(jìn)政策的制定提供參考依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 一般資料

本文樣本數(shù)據(jù)來源于CLHLS數(shù)據(jù)庫。該調(diào)查由北京大學(xué)健康老齡與發(fā)展研究中心/國家發(fā)展研究院組織實施，調(diào)查范圍覆蓋全國23個省(市、自治區(qū))。2017-2018年第八輪調(diào)查共涵蓋15784人。本研究所納入的調(diào)查對象為農(nóng)村戶籍老年人。剔除健康自評、社會資本和其他控制變量的缺失樣本后，最終納入農(nóng)村戶籍老年人9068人。

1.2 變量設(shè)置

①因變量：健康狀況通過自評健康進(jìn)行評價，為二分類變量。自評健康回答“很好、好”定義為健康狀況好，其他定義為健康狀況差(一般、差、很差)[14]。

②社會資本：目前學(xué)界關(guān)于社會資本測量維度和指標(biāo)的選擇莫衷一是，主要為“結(jié)構(gòu)-認(rèn)知-關(guān)系”和“認(rèn)知-結(jié)構(gòu)”研究維度[15]，結(jié)合CLHLS數(shù)據(jù)情況，本文選擇基于“認(rèn)知-結(jié)構(gòu)”維度對社會資本進(jìn)行測量。其中，認(rèn)知型社會資本主要通過人際信任、社會支持進(jìn)行測量，結(jié)構(gòu)型社會資本通過社會參與進(jìn)行測量。社會支持包括情感型社會支持和工具型社會支持，其中情感型社會支持指心理層面的社會支持，如關(guān)心、關(guān)愛；工具型社會支持指實際援助的社會支持，如財力援助、日常幫助。社會參與包括非正式社會參與和正式社會參與。

③控制變量：第一組為人口學(xué)變量，包括年齡、性別、就業(yè)(60歲前)、婚姻狀況、現(xiàn)居住地、教育背景、經(jīng)濟(jì)水平。第二組為健康行為與狀態(tài)變量，包括吸煙、飲酒、鍛煉、BMI、認(rèn)知能力。依據(jù)調(diào)查對象年齡情況將其劃分為中低齡老年人組(60～84歲)和高齡老年人組(85歲及以上)，婚姻狀況根據(jù)其是否結(jié)婚和是否與配偶居住劃分為5組，經(jīng)濟(jì)水平則是依據(jù)其家庭經(jīng)濟(jì)收入水平情況劃分為高、中、低3組。BMI劃分采用WHO推薦界值，BMI<18.5 kg/m2為偏低，18.5～24.9 kg/m2為正常，25～29.9 kg/m2為超重，≥30 kg/m2為肥胖[16]。認(rèn)知能力采用簡易精神狀態(tài)檢查量表(MMSE)測量，量表分值為0～30[17]。其余變量皆為二分類變量。

1.3 分析方法

采用SPSS 24.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，單因素分析采用卡方檢驗或t檢驗，多因素分析采用二元Logistic 回歸分析，模型1僅納入社會資本相關(guān)變量，模型2在模型1的基礎(chǔ)上增加人口學(xué)變量作為控制變量，模型3在模型2的基礎(chǔ)上增加健康行為與狀態(tài)變量作為控制變量。此外，基于模型3進(jìn)一步實施性別差異視角下農(nóng)村戶籍老年人社會資本對其健康狀況影響的分析。P<0.05為有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對象基本情況

在9068位農(nóng)村戶籍老年人中，女性5031人(55.5%)，男性4037人(44.5%)，中低齡老年人(60～84歲)居多，為4904人(54.1%)；5421人農(nóng)村戶籍老年人現(xiàn)仍居住在農(nóng)村，3647人現(xiàn)居住地為非農(nóng)村；60歲前就業(yè)的農(nóng)村戶籍老年人為7218人(79.6%)；婚姻狀況中，喪偶和結(jié)婚并與配偶同住兩類人群居多；家庭經(jīng)濟(jì)收入水平低、中、高人群中，低收入組居多，為3668人(40.4%)；有教育經(jīng)歷的農(nóng)村戶籍老年人為4906人(54.1%)，未受教育的農(nóng)村戶籍老年人為4162人(45.9%)。健康行為與狀態(tài)方面，吸煙、飲酒的農(nóng)村戶籍老年人較少，分別占調(diào)查人群總數(shù)的18.0%和16.6%；6579人(72.6%)農(nóng)村戶籍老年人缺乏鍛煉；農(nóng)村戶籍老年人BMI多處于正常水平，偏低、超重、肥胖的人群總體較少；調(diào)查對象的認(rèn)知能力得分均值為24.41。社會資本方面，有社會支持(情感性和工具性)的農(nóng)村戶籍老年人占比高，分別為97.4%和99.1%；有正式社會參與的農(nóng)村老年人普遍較少，為865人(9.5%)，而有非正式社會參與的農(nóng)村戶籍老年人相對較多為5713人(63.0%)；信任他人的農(nóng)村戶籍老年人較高為6696人(73.8%)。見表1。

2.2 影響農(nóng)村戶籍老年人健康狀況的單因素分析

從調(diào)查對象健康狀況的不同特征差異性分析結(jié)果來看(見表1)，性別、60歲前是否就業(yè)、家庭年收入、教育經(jīng)歷、吸煙、飲酒、鍛煉、BMI、認(rèn)知能力方面的差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)。在社會資本方面，情感型社會支持、正式社會參與、非正式社會參與、人際信任方面的差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)。

表1 農(nóng)村戶籍老年人健康狀況的單因素分析

2.3 社會資本對農(nóng)村戶籍老年人健康狀況的影響分析與性別差異

不同類別社會資本中，模型1的結(jié)果顯示有情感型社會支持的農(nóng)村戶籍老年人自評健康狀況差的可能性更低(OR=0.701，95%CI：0.407～0.995)，有社會參與(正式和非正式)的農(nóng)村戶籍老年人自評健康狀況差的可能性更低(OR非正式=0.767，95%CI：0.679～0.855；OR正式=0.691，95%CI：0.543～0.735)，人際信任度高的農(nóng)村戶籍老年人自評健康狀況差的可能性更低(OR=0.639，95%CI：0.543～0.735)。然而，加入人口學(xué)、健康行為與狀態(tài)控制變量后部分社會資本變量對農(nóng)村戶籍老年人健康的影響效應(yīng)發(fā)生變化。模型2加入人口學(xué)控制變量后，社會支持對農(nóng)村戶籍老年人健康的影響不再顯著。模型3進(jìn)一步增加健康行為與狀態(tài)變量作為控制變量后，社會參與(正式和非正式)對農(nóng)村戶籍老年人健康影響的顯著性有下降。模型3結(jié)果顯示，有社會參與(正式和非正式)的農(nóng)村戶籍老年人自評健康狀況差的可能性更低(OR非正式=0.850，95%CI：0.741～0.960；OR正式=0.794，95%CI：0.623～0.964)，人際信任度高的農(nóng)村戶籍老年人自評健康狀況差的可能性更低(OR=0.599，95%CI：0.486-0.713)。見表2。

表2 農(nóng)村戶籍老年人健康影響因素的多元Logistic回歸分析

性別視角下社會資本對農(nóng)村戶籍老年人健康影響存在差異(見表3)。研究結(jié)果顯示男性農(nóng)村戶籍老年人中，有非正式社會參與的調(diào)查對象自評健康狀況差的可能性低(OR=0.812，95%CI：0.653～0.971)，社會信任度高的男性自評健康狀況差的可能性低(OR=0.578，95%CI：0.411～0.744)。然而，在農(nóng)村戶籍老年女性中，僅人際信任這一社會資本對其自評健康狀況影響顯著，人際信任度高的女性自評健康狀況差的可能性低(OR=0.621，95%CI：0.464～0.778)。

表3 性別視角下農(nóng)村戶籍老年人健康影響因素的多元Logistic 回歸分析

3 討論

3.1 人際信任與農(nóng)村戶籍老年人健康的密切關(guān)聯(lián)

研究結(jié)果可見，人際信任是影響農(nóng)村戶籍老年人健康狀況的重要因素。人際信任可從多個方面影響老年人的健康。首先是壓力緩沖效應(yīng)，信任他人的老年人在面對壓力時，更加愿意從周邊人群獲取幫助和支持，從而緩解壓力帶來的身心負(fù)面影響，而不信任他人的老年人更容易感到不安，并且有更為強(qiáng)烈的孤獨感，對其身心健康產(chǎn)生持續(xù)累積效應(yīng)。其次，人際信任水平低的集群，居民缺乏安全感，社會控制差，將直接影響居民健康相關(guān)行為，如戶外鍛煉、社會活動參與等，相關(guān)研究顯示，對于生活環(huán)境缺乏安全感將直接縮短居民的身體鍛煉時長，從而影響其健康[18]。最后，人際信任水平高在一定程度上能夠促進(jìn)健康相關(guān)信息傳播，居民在參加一些集體活動中，更能形成互惠互助的社區(qū)規(guī)范，居民之間彼此信任，從而在健康行為的落實上能夠相互監(jiān)督、相互協(xié)助，從而對健康產(chǎn)生積極效應(yīng)。

3.2 社會參與對農(nóng)村戶籍老年人健康的積極效應(yīng)

由于老年人社會剝離和孤獨的風(fēng)險較高，社會資本在維持其身心健康方面起著至關(guān)重要的作用[19-21]。隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和城市擴(kuò)張，越來越多的農(nóng)村青壯年勞動力向城市涌入，而許多農(nóng)村戶籍老年人在這一變革中都需要面對家庭環(huán)境、社群環(huán)境和社會環(huán)境的巨大變化。部分老年人選擇跟隨子女舉家搬遷至城鎮(zhèn)居住，還有部分老年人則留守當(dāng)?shù)夭樽优畵狃B(yǎng)孫輩，這將直接影響農(nóng)村戶籍老年人原有社會資本結(jié)構(gòu)，該種變化又進(jìn)一步影響其健康狀況[22，23]。社會參與能夠提升老年人的歸屬感，讓他們通過非正式社會參與(如朋友交往)和正式社會參與(如村集體活動、社區(qū)活動)更好地融入社會，從而緩解農(nóng)村老年人的孤獨感和壓力，更好地幫助他們建立積極的生活心態(tài)，從而改善他們的健康狀況[24]。此外，通過結(jié)構(gòu)型社會資本的集體效應(yīng)和規(guī)范約束，社會參與能夠在一定程度上改變老年人不健康行為，加快健康相關(guān)信息擴(kuò)散速度，擴(kuò)大其傳播范圍，促進(jìn)老年人健康有益行為的形成。

3.3 性別差異視角下的社會資本與農(nóng)村老年健康

從調(diào)查結(jié)果中可以看出，人際信任是影響農(nóng)村戶籍老年男性和女性健康狀況的共同因素。非正式社會參與是影響農(nóng)村戶籍老年男性健康狀況的重要因素，但不是女性健康狀況的重要影響因素，導(dǎo)致這一差異的主要原因可以歸結(jié)為傳統(tǒng)社會中男性與女性社會角色差異導(dǎo)致的社會關(guān)系差異。傳統(tǒng)社會中，“關(guān)系”扎根于人的社會交往并扮演重要角色[25]。相較于日新月異的城市發(fā)展與變化，農(nóng)村的步伐顯然較為緩慢，傳統(tǒng)社會規(guī)范和文化在農(nóng)村社會中仍占有重要分量。農(nóng)村社會中，男性的社會關(guān)系網(wǎng)更多地向外擴(kuò)散，多參加社會活動、與朋友和同事交往等；女性的社會關(guān)系網(wǎng)更傾向于向內(nèi)部集中，即更多地關(guān)注家庭成員照顧、鄰里交往等[26]。由于本研究中的非正式社會參與主要指朋友交往，因此研究結(jié)果顯示其對男性健康狀況影響顯著。

4 建議

社會資本對農(nóng)村戶籍老年人健康有著重要影響，而社會資本的動態(tài)性與可塑性使得社會資本成為農(nóng)村戶籍老年人健康促進(jìn)的重要切入點，為農(nóng)村老年健康相關(guān)工作的開展提供了新的視角。基于上述研究結(jié)果與討論，本研究從宏觀、中觀、微觀3 個度提出提升老年人健康有益社會資本的對策建議。

宏觀層面上，需要營造友好和諧的社會氛圍，傳承發(fā)揚(yáng)敬老孝老的優(yōu)秀傳統(tǒng)美德，積極發(fā)揮老年人的社會價值，提升老年人的社會獲得感和價值感；提供充足的基礎(chǔ)公共設(shè)施配置，為農(nóng)村戶籍老年人身體活動和社會交往提供基礎(chǔ)性保障，提升農(nóng)村戶籍老年人社會參與意愿；構(gòu)建完善的社會保障制度，加大對農(nóng)村戶籍老年群體的健康保障，如基本醫(yī)療保險制度、長護(hù)險制度、養(yǎng)老金制度等，緩解農(nóng)村戶籍老年人的疾病負(fù)擔(dān)和生存壓力，保障并促進(jìn)農(nóng)村老年人的身心健康。

中觀層面上，基層組織需要發(fā)揮其積極作用，基層組織應(yīng)根據(jù)轄區(qū)內(nèi)老年人的健康狀況與個體特征，適當(dāng)組織開展一些集體活動，增加老年人的社會參與，發(fā)揮老年人的社會價值，減少其社會疏離感和孤獨感，同時，還可以根據(jù)老年人實際需求，充分關(guān)注農(nóng)村戶籍老年人社會資本的性別差異，提供一些個性化的社會服務(wù)，如心理疏導(dǎo)、鄰里協(xié)調(diào)、生活便捷服務(wù)等。此外，還應(yīng)充分發(fā)揮社會組織對老年人社會資本存量提升的補(bǔ)充效應(yīng)，拓展農(nóng)村戶籍老年人社會網(wǎng)絡(luò)的寬度，豐富農(nóng)村戶籍老年人不同類別社會資本存量，提升農(nóng)村戶籍老年人的社會參與度和人際信任度。

微觀層面上，農(nóng)村戶籍老年人的親友應(yīng)為其提供更堅實的心理支持和物質(zhì)保障，面對越來越多的外流青壯年勞動力導(dǎo)致的留守老人和異地隨遷老人，其原有家庭環(huán)境、生活環(huán)境、社會環(huán)境都可能發(fā)生改變，此種情境下，農(nóng)村戶籍老年人的親友應(yīng)給予其更多的心理關(guān)懷、精神慰藉及物質(zhì)支持，尤其是農(nóng)村戶籍女性老年人群。同時，農(nóng)村戶籍老年人自身也需要打破傳統(tǒng)觀念和模式的束縛，積極參與到社會交往和社會事務(wù)中，在社會參與中獲得更多的社會支持和自我價值實現(xiàn)，從而擁有更加健康的身心狀況，真正健康享老。