854 名隨遷老人社會融入困境及其影響因素分析

何佳琪，郝習君，陳長香

（華北理工大學 護理與康復學院，河北 唐山 063210）

隨遷老人是指為了照顧隔代親人或養(yǎng)老、工作等原因，而離開原來熟悉的環(huán)境，跟隨子女或親人來到異地居住生活的老年人[1]。2018 年我國隨遷老人將近1 800 萬[2]，隨著我國人口日益老齡化及全面二孩、三孩政策的放開，隨遷老人的人口規(guī)模會越來越大。隨遷老人由于新的社會環(huán)境、生活方式等發(fā)生變化，出現(xiàn)社會融入困境、社會適應緩慢等問題。社會融入是指老年人由于生活環(huán)境改變，在流入地生活、心理、社會、文化等方面從不適到適應，并在新的社會環(huán)境中不斷進行心理和行為的融合與調整，最終對自我社會身份的認同的過程[3]。而社會融入困境則是社會融入緩慢、融入困難或達不到自身心理和行為的融合，具體表現(xiàn)為由于自身社會適應能力減弱，家庭關系不和諧、社會政策不完善等給這部分老年人帶來的生活上的困難[1]。社會融入困境會影響隨遷老人養(yǎng)老及心理健康狀況。目前學術界更多關注的是流動老人群體，對其中的隨遷老人較少給予單獨關注。有研究表明身體狀況和幸福感是影響老年人社會適應的關鍵因素[4-6]，而隨遷老人的社會融入影響因素相關研究較少。本研究擬調查北京市隨遷老人社會融入困境現(xiàn)狀，并分析其影響因素，為制定應對措施提供依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象 于2021 年9—12 月根據(jù) 《北京市2020 年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》[7]，采用分層抽樣的方法將北京市17 個區(qū)根據(jù)綜合實力排名分為高、中、低3 層，再采用隨機數(shù)字表法在每層抽取3 個區(qū)，共抽取9 個區(qū)，分別為海淀區(qū)、朝陽區(qū)、順義區(qū)、通州區(qū)、石景山區(qū)、昌平區(qū)、平谷區(qū)、密云區(qū)、延慶區(qū)，再采用方便抽樣的方法調查符合標準的隨遷老人 （基于一線大城市隨遷老人較為普遍，為獲取方便選擇了與唐山市較近的一線城市北京市）。納入標準：年齡≥60 歲；隨遷時間≥1 個月；認知正常，能有效交流；愿意配合本研究。排除標準：有精神疾病史。

采用影響因素研究的樣本量公式n=1+m+mψ2(1/R2-1)[8]，m 為自變量個數(shù)，雙側檢驗α=0.05，查表ψ=1.960，在2021 年8 月抽取符合納入排除標準的20 名隨遷老人以社會融入作為因變量進行預調查，線性回歸分析可得復相關系數(shù)R=0.537，考慮20%的無效率，計算樣本量為253 名，為了保證樣本量具有更高的代表性，增加樣本量，實際納入854 名。本研究已獲華北理工大學倫理委員會批準（2021054）。

1.2 調查工具

1.2.1 一般資料調查表 自行編制，包括性別、年齡、戶籍性質、文化程度、有無配偶、隨遷時長、患慢病數(shù)目、與子女溝通頻率、原居住地區(qū)。

1.2.2 社會融入困境量表 該量表為研究團隊自行編制。首先，于2021 年6—7 月采用目的抽樣法，選取北京市20 名隨遷老人進行半結構式深入訪談。結合訪談結果，以社會轉型理論、差序格局理論為理論指導，借鑒流動老人社會融合的概念和指標體系研究的框架和內(nèi)容[9-10]，結合文獻回顧[11-13]，形成量表的初始條目池。邀請15 名從事老年社會學相關工作10 年以上專家對量表進行2 輪內(nèi)容效度評價，根據(jù)反饋經(jīng)課題組討論，形成了61 個條目的社會融入量表初稿。根據(jù)評價結果計算社會融入量表各條目內(nèi)容效度指數(shù)為0.800～1.000，平均內(nèi)容效度指數(shù)為0.950；使用初始量表對符合標準的20 名隨遷老人進行預調查，檢驗問卷的可讀性，預調查量表的Cronbach α 系數(shù)為0.940。于2021 年8—9 月對360 名隨遷老人開展調查并進行信效度檢驗，結果顯示量表Cronbach α 系數(shù)為0.983，分半信度為0.913。結構效度檢驗條目歸屬較好，在5 個公因子上的負荷為0.557～0.881，能解釋總變異的78.700%；驗證性因子分析結果顯示模型擬合良好（χ2/df=2.895，RMSEA=0.073）。最終版社會融入量表，包括心理認同（15 個條目），社區(qū)融合（12 個條目），制度包融（9 個條目），家庭融洽（7 個條目），區(qū)域適應（8 個條目），共5 個維度51 個條目。采用Likert 5 點計分法，從非常滿意～非常不滿分別賦值1～5 分。總分為51～255 分，得分越高說明隨遷老人社會融入越差。

1.2.3 健康調查簡表 （the MOS item short from health survey,SF-36）本研究采用健康調查簡表[14]評估隨遷老人的生活質量，原量表由波士頓健康研究中心所于1988 年編制，主要用于≥14 歲普通人群的健康測量[15]。中文版由浙江大學醫(yī)學院1991 年對此表進行了中文翻譯和引進，被廣泛應用于普通人群的生存質量測定、臨床試驗效果評價以及衛(wèi)生政策評估等領域，Cronbach α 系數(shù)＞0.70。健康調查簡表包括8 個維度和1 個健康變化自評，分別為生理機能（10 個條目）、軀體疼痛（2 個條目）、精力（4個條目）、生理職能（4 個條目）、一般健康狀況（5 個條目），社會功能（2 個條目）、精神健康（5 個條目）、情感職能（3 個條目），共36 個條目。按照不同維度分別采用不同計分方式，其部分條目為反向計分，再根據(jù)換算公式獲得最終得分。各維度分數(shù)和總分均為0～100 分，得分越高，表明受試者的健康狀況越好，生活質量越高[16]。本研究正式調查中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.915。

1.2.4 人際幸福感問卷 本研究采用人際幸福感問卷評估隨遷老人人際幸福感，該問卷由彭文會[17]2016 年設計，用于評估老年人群，Cronbach α 系數(shù)為0.914。該問卷由9 個條目組成，采用Likert 5 級計分法，從完全不符合～完全符合分別賦值1～5 分?？偡?～45 分，得分越高說明受試對象的人際幸福感越強。本研究正式調查中該量表Cronbach α 系數(shù)為0.934。

1.3 資料收集方法 成立調研小組共4 名成員，均為研究生，進行集中統(tǒng)一培訓。攜帶介紹信進入社區(qū)對隨遷老人發(fā)放紙質版問卷進行調查。首先，小組成員采用統(tǒng)一指導語向受試對象解釋調查的目的和意義，獲得知情同意后逐一條目詢問記錄。調查結束時，檢查是否有缺失或不正確的填寫，及時添加和修改。共發(fā)放870 份問卷，回收有效問卷854 份，有效回收率為98.2%。

1.4 統(tǒng)計學方法 采用Excel 2019 建立數(shù)據(jù)庫，采用SPSS 25.0 分析數(shù)據(jù)。符合正態(tài)分布的計量資料采用均數(shù)、標準差描述，計數(shù)資料采用頻數(shù)、構成比描述；隨遷老人社會融入、生活質量和人際幸福感的相關性采用Pearson 相關分析檢驗；不同特征隨遷老人社會融入得分比較采用兩獨立樣本t 檢驗和單因素方差分析；隨遷老人社會融入的影響因素分析采用多重線性歸分析。以P＜0.05 差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 一般資料 854 名隨遷老人，其中男性333 名（49.0%），女性521 名（61.0%）；年齡60～95（74.89±7.59）歲；戶籍性質：城市405 名（47.4%），農(nóng)村449 名（52.6%）；文化程度：小學及以下436 名（51.1%），初中281 名（33.0%）；高中85 名（9.9%），大專及以上52 名（6.0%）；443 名（51.9%）有配偶；隨遷時長：1～5個月（14.3%），6～12 個月（29.0%），13～24 個月（18.6%），25～36 個月（14.4%），＞36 個月（23.7%）；患慢病數(shù)目：0 種289 名（33.9%），1～2 種466 名（54.6%），＞2種99 名 （11.5%）；與子女溝通頻率：經(jīng)常107 名（12.5%），有時545 名（63.9%），偶爾196 名（22.9%），無6 名 （0.7%）；原居住地區(qū)：京津冀地區(qū)428 名（50.1%），北方地區(qū)286 名（33.5%），南方地區(qū)140名（16.4%）。

2.2 隨遷老人的社會融入、生活質量及人際幸福感得分情況 本組隨遷老人的社會融入總分為（141.41±34.85）分，生活質量總分為（59.63±17.98）分，人際幸福感總分為（31.33±6.69）分。各維度得分見表1。

表1 本組隨遷老人的社會融入、生活質量及人際幸福感得分情況（n=854，±S，分）

表1 本組隨遷老人的社會融入、生活質量及人際幸福感得分情況（n=854，±S，分）

項目社會融入總分心理認同社區(qū)融合制度包融家庭融洽區(qū)域適應生活質量總分生理機能生理職能情感職能社會功能軀體疼痛精神健康精力一般健康狀況人際幸福感總分條目數(shù)51 15 12 9783 5 10 43225459理論得分范圍51～255 15～75 12～60 9～45 7～35 8～40 0～100 0～100 0～100 0～100 0～100 0～100 0～100 0～100 0～100 9～45得分141.41±34.85 45.93±10.49 39.41±9.57 28.06±10.56 13.03±3.77 14.98±4.62 59.63±17.98 76.02±29.07 44.47±43.30 55.31±45.04 71.26±21.53 73.42±25.70 63.10±15.63 60.18±17.22 59.63±17.98 31.33±6.69條目均分2.77±0.68 3.06±0.69 3.28±0.79 3.12±1.17 1.86±0.53 1.87±0.57 1.70±0.51 8.08±2.25 17.23±7.20 28.42±7.97 35.63±10.76 37.32±12.04 12.62±3.12 15.05±4.30 10.65±3.92 3.48±0.74

2.3 不同特征隨遷老人社會融入總分的比較 將本組隨遷老人按性別、年齡、戶籍性質、文化程度、婚姻狀況、隨遷時長、患慢病數(shù)目、與子女溝通頻率、原居住地區(qū)分組，比較其隨遷老人的社會融入總分。結果顯示，上述項目隨遷老人的社會融入總分比較，差異有統(tǒng)計學意義（P＞0.05）。見表2。

表2 不同特征隨遷老人社會融入總分的比較（n=854，±S，分）

表2 不同特征隨遷老人社會融入總分的比較（n=854，±S，分）

項目性別男女年齡（歲）60～70 71～80≥81戶籍性質城市農(nóng)村文化程度小學及以下初中高中大專及以上有無配偶有無n 333 521 291 351 212 405 449 436 281 85 52 443 411社會融入總分132.52±35.28 147.10±33.39 126.76±32.09 144.42±32.47 156.55±34.70 124.86±31.59 156.34±30.72 155.94±31.64 131.65±31.36 116.61±28.25 112.87±29.60 124.38±28.29 159.77±31.88統(tǒng)計量t=6.085 F=52.738 t=14.757 F=73.516 t=17.124 P＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001項目隨遷時長（個月）1～5 6～12 13～24 25～36＞36患慢病數(shù)目（種）0 1～2＞2與子女溝通頻率經(jīng)常有時偶爾無原居住地區(qū)京津冀地區(qū)北方地區(qū)南方地區(qū)n 122 247 159 123 203 289 466 99 107 545 196 6 428 286 140社會融入總分169.74±24.09 161.31±29.77 133.05±29.24 126.36±31.82 115.85±24.56 125.84±31.06 146.77±33.66 161.64±33.13 108.25±29.69 135.85±28.96 173.12±26.02 202.50±8.45 126.31±31.39 147.94±29.22 174.26±28.28統(tǒng)計量F=116.570 F=57.791 F=146.977 F=143.136 P＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001

2.4 隨遷老人人際幸福感、生活質量與社會融入的相關性分析 Pearson 相關分析結果顯示，隨遷老人人際幸福感、生活質量與社會融入總分均呈負相關（r=-0.717、-0.742，均P＜0.001）。見表3。

2.5 隨遷老人社會融入影響因素的多重線性回歸分析 以社會融入總分為因變量，單因素分析以及相關性分析有統(tǒng)計學意義的11 個變量 （性別、年齡、戶籍性質、文化程度、有無配偶、隨遷時長、患慢病數(shù)目、與子女溝通頻率、原居住地區(qū)、人際幸福感、生活質量）作為自變量進行多重線性回歸分析。共線性診斷顯示：各模型的容忍度為0.236～0.916，方差膨脹因子為1.091～4.239，提示自變量之間不存在多重共線性[18]。多重線性回歸結果顯示，戶籍性質、婚姻狀況、隨遷時長、與子女溝通頻率、原居住地區(qū)、人際幸福感、生活質量是隨遷老人社會融入困境的影響因素，共解釋總變異的79.2%。見表4。

表4 本組隨遷老人社會融入影響因素的多重線性回歸分析（n=854）

3 討論

3.1 隨遷老人社會融入處于偏低水平 表1 結果顯示，隨遷老人的社會融入總分為（141.41±34.85）分，與量表總分中間值102 分比較，處于偏低水平；與張豪華[19]的研究結果相似。本研究對象為隨遷老人，由于社會生活環(huán)境變遷帶來的生活方式的改變及社會支持網(wǎng)絡的斷裂與破損，自身的社會適應能力減弱等問題[20]，給這部分老年人帶來生活上的困難，使其面對比普通老人更嚴重的社會融入問題。同時，本組隨遷老人年齡為（74.89±7.59）歲，年齡偏高，各項功能的衰退加之疾病的侵蝕，生老病死的傳統(tǒng)觀念使其產(chǎn)生心理壓力以及悲觀情緒[21]，造成社會融入困境。此外，本組隨遷老人女性占61.0%，女性隨遷老人需要照顧小孩兒，料理家務，社會參與相對男性較少，長時間勞累加之情緒得不到疏通，容易產(chǎn)生孤獨感和焦慮等不良情緒，融入不了異地生活，造成社會融入困境[22]。

3.2 隨遷老人社會融入困境的影響因素

3.2.1 戶籍性質 本研究結果顯示，戶籍性質是隨遷老人社會融入的影響因素（B=6.349，P＜0.001），即農(nóng)村隨遷老人較城市隨遷老人社會融入困難程度更高；與靳小怡的結果一致[23]。農(nóng)村老人隨遷到大城市，居住和生活環(huán)境差異較大，從沒有拘束的廣闊環(huán)境到大城市的狹窄環(huán)境，比較難以適應；大多農(nóng)村隨遷老人在經(jīng)濟上較為薄弱，社會保障不足[24]，面對城市醫(yī)療和生活費用的負擔壓力較大；農(nóng)村老人面對城鄉(xiāng)文化排斥，身份認同不足[25]，故更難融入異地生活。

3.2.2 有無配偶 本研究結果顯示，有無配偶是隨遷老人社會融入的影響因素（B=3.395，P=0.022），即無配偶的隨遷老人社會融入困境高；與鄭嫻等的研究結果相似[26]。配偶是范圍最廣、可能性最大、時間最長的支持來源，在相互扶持的過程中會得到精神心理慰藉減少焦慮和孤獨[27]。無配偶的隨遷老人由于不熟悉周圍環(huán)境以及生活方式不適應，相對于有配偶的隨遷老人，缺少配偶的支持和安慰，進而思念配偶引發(fā)孤獨等情緒。來自于配偶的心理慰藉能夠使其充分感受到家庭的關心和關愛，以更好的促進新環(huán)境的適應以及融入，減少負面情緒的產(chǎn)生，減輕孤獨感，促進隨遷老人身心健康的發(fā)展。

3.2.3 隨遷時長 本研究結果顯示，隨遷時長是社會融入的影響因素（B=-8.307，P＜0.001），即隨遷老人居住的時間愈長，其社會融入程度越好；與南寧“候鳥式”養(yǎng)老群體社會融入的研究結果相似[28]。隨遷后的新環(huán)境、鄰里關系、生活方式等需要較長時間的熟悉和適應，隨遷時間越長的老人越來越熟悉周圍環(huán)境設施，也能夠享受到有關的老年福利待遇[29]（如醫(yī)療、交通等），或者是已經(jīng)慢慢地接受了現(xiàn)實，因此，隨遷時間越長的老人對異地生活也更加適應。

3.2.4 與子女溝通頻率 本研究結果顯示，與子女溝通頻率是隨遷老人社會融入的影響因素 （B=6.701，P＜0.001），即與子女溝通頻率越高的隨遷老人，其社會融入越好。與子女的有效溝通可幫忙隨遷老人盡快獲取適應新環(huán)境、新生活、新習慣的途徑，也融洽了與子女的關系，體現(xiàn)了子女對父母的關心與愛，避免了代際沖突引發(fā)的焦慮抑郁等情緒[30]，加快其社會融入。

3.2.5 原居住地區(qū) 本研究結果顯示，原居住地區(qū)是隨遷老人社會融入的影響因素，以京津冀地區(qū)為參照，北方地區(qū)（B=6.778，P＜0.001）與南方地區(qū)（B=14.957，P＜0.001）的隨遷老人，其社會融入困難程度更高；與張岳然的研究結果類似[31]。京津冀一體化的開展，更加緊密的京津冀協(xié)同發(fā)展格局的構建，使隨遷老人在醫(yī)療資源配置與社會保障等方面的差距較小[32]，故其社會融入水平高。而南方地區(qū)及北方地區(qū)的隨遷老人，首先因為地理位置所帶來的氣候環(huán)境、風俗習慣、人文觀念、生活習慣等的差異，其次是語言及文化差異，直接影響環(huán)境適應、社會適應及人與人之間的溝通[33]，導致其社會融入較困難。

3.2.6 人際幸福感 本研究表4 結果顯示，人際幸福感是隨遷老人社會融入的影響因素（B=-0.749，P＜0.001），即人際幸福感越低，隨遷老人的社會融入困境越高。人際幸福感表現(xiàn)于人際價值感和人際滿意感，自身的價值得到發(fā)揮或認可所產(chǎn)生的舒適、愉悅的情感體驗[34]。隨遷老人面對新的社會環(huán)境，原社會網(wǎng)絡斷裂，人際價值感和人際滿意感隨之降低，甚至自感自身價值難以發(fā)揮，對新的環(huán)境和人際關系持排斥態(tài)度，缺乏心理認同感和歸屬感[35]，產(chǎn)生孤獨感，導致其難以社會融入。

3.2.7 生活質量 本研究結果顯示，生活質量是隨遷老人社會融入的影響因素 （B=-0.746，P＜0.001），即隨遷老人的生活質量越低，其社會融入困境越高。生活質量是指一定生活條件下的老年人對身體、精神、家庭和社會生活滿意度以及老年人自我感受的總和[36]。生活質量低的隨遷老人，由于生活重心的轉變加之社會功能弱化，導致精神需求無法得到滿足引發(fā)焦慮抑郁狀況[37]，對周圍事物態(tài)度消極，內(nèi)在驅動力低下，主觀融入意愿和能力降低，造成社會融入困境。

4 對策

針對回歸方程的影響因素，提示對于隨遷老人要因人而異，解決融入困難的問題，提升社會融入水平。應針對可干預的與子女關系、人際幸福感、生活質量等影響因素采取應對措施。建議社區(qū)衛(wèi)生服務站開設專門的心理咨詢門診，密切關注農(nóng)村、無配偶、隨遷時長短及遠距離遷移的老人；為其提供相關的健康教育和心理疏導；醫(yī)務工作者、社會工作者加強對老人和子女的共同教育與疏導，使子女多理解多關愛父母；認真評估隨遷老人的原有工作狀態(tài)，提供發(fā)揮特長或余熱的平臺和機會，實現(xiàn)價值體現(xiàn)，例如鼓勵參加義工、義診等，或積極參與社區(qū)工作人員舉辦一些社區(qū)活動，促進其社會融入。

5 本研究的不足

本研究為橫斷面調查，且受疫情等客觀因素影響，調查范圍與結果具有一定局限性，未來可設計縱向研究，開展多中心、大樣本調查及深入訪談的質性研究，深入剖析隨遷老人社會融入困境的內(nèi)涵。