自評(píng)健康對(duì)老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與的影響研究

李嘉欣 袁晨杰 田侃 喻小勇

我國第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，60 歲及以上人口占18.70%，65 歲以上老齡人口已達(dá)到1.91億人，占總?cè)丝诘?3.5%。國家衛(wèi)生健康委發(fā)布的《中國流動(dòng)人口發(fā)展報(bào)告（2018）》中指出“老年流動(dòng)人口規(guī)?？焖僭黾印保?018 年全國流動(dòng)人口中流動(dòng)老人占比8.01%，數(shù)量已達(dá)1778.4 萬[1]。伴隨著總?cè)丝诤土鲃?dòng)人口的雙重快速老齡化以及勞動(dòng)年齡人口數(shù)量的下降，流動(dòng)老年人口的經(jīng)濟(jì)參與已然成為新時(shí)代人力資源開發(fā)的重要組成部分[2]。生產(chǎn)性老齡化視角認(rèn)為老年群體的能力正在提高，而合理利用該群體的能力可緩和人口老齡化帶來的壓力。美國學(xué)者Robert Butler 于1982 年首次提出生產(chǎn)性老齡化(productive aging)概念[3]，老年人以勞動(dòng)者、志愿服務(wù)者、非正式幫助者、照顧者等身份參與各種活動(dòng)，打破以往社會(huì)對(duì)老年群體的消極印象。生產(chǎn)性老齡化是指老年人不論是否受薪，有能力從事任何產(chǎn)生物品和服務(wù)的活動(dòng)，如工作、志愿服務(wù)、照顧孫輩[4]。生產(chǎn)性老齡化理念強(qiáng)調(diào)老齡群體是一種社會(huì)資源，可以在生產(chǎn)和生活中扮演重要角色，并鼓勵(lì)老年人在經(jīng)濟(jì)和社會(huì)生活中積極參與相關(guān)活動(dòng)[5]。老齡化是21 世紀(jì)人類社會(huì)共同面臨的重大課題，流動(dòng)人口為社會(huì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出不可磨滅的貢獻(xiàn)，二者重疊下的流動(dòng)老年人口，是健康老齡化和生產(chǎn)性老齡化的重要聚焦群體。老年人的生產(chǎn)性參與取決于其健康狀況，健康狀況不好可能會(huì)限制老年人口參與生產(chǎn)性活動(dòng)的能力[6]。健康是促進(jìn)和保證老年人口流動(dòng)及參與活動(dòng)的基礎(chǔ)，研究健康對(duì)生產(chǎn)性老齡化的影響具有重要意義。目前研究主要集中在單一維度，如工作、隔代照料與老年人健康之間的關(guān)系[7-10]，本文從生產(chǎn)性老齡化理論出發(fā)，選取兼有地理空間的流動(dòng)性和繼續(xù)參與生產(chǎn)性活動(dòng)的雙重特點(diǎn)的流動(dòng)老年人口，旨在分析健康與老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)參與之間的關(guān)系，以期為推進(jìn)健康老齡化、生產(chǎn)性老齡化提供參考。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究資料來自國家衛(wèi)生健康委員會(huì)組織實(shí)施的2017 年全國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查基于分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS 抽樣方法，調(diào)查對(duì)象為在流入地居住1 個(gè)月以上、非本區(qū)（縣、市）戶口的15 周歲及以上流動(dòng)人口，調(diào)查涵蓋了我國31 個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)（不包括我國港澳臺(tái)地區(qū)）的流動(dòng)人口數(shù)據(jù)，樣本總量為169 889個(gè)。該數(shù)據(jù)為全國性調(diào)查數(shù)據(jù)，具有覆蓋范圍廣、代表性強(qiáng)等優(yōu)點(diǎn)。本研究選取年滿60 周歲及以上的老年流動(dòng)人口作為研究對(duì)象，對(duì)問卷中各變量的缺失值進(jìn)行處理后，最終共計(jì)納入6 186 名研究對(duì)象。

1.2 變量選取及說明

1.2.1 被解釋變量

將老年流動(dòng)人口的生產(chǎn)性老齡化參與作為被解釋變量。生產(chǎn)性老齡化參與是指老年人有能力從事產(chǎn)生社會(huì)經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)的活動(dòng)，如工作、照顧孫輩、志愿服務(wù)。結(jié)合問卷“工作”選取“您今年五一節(jié)前1 周是否做過1 小時(shí)以上有收入的工作”的問題，“是”賦值為1，“否”賦值為0?！罢疹檶O輩”則將本次流動(dòng)原因?yàn)椤罢疹欁约倚『ⅰ辟x值為1，其余賦值為0?！爸驹阜?wù)”選取問卷中“主動(dòng)參與捐款、無償獻(xiàn)血、志愿者活動(dòng)等”，將經(jīng)常、有時(shí)、偶爾選項(xiàng)賦值為1，沒有賦值為0。由此創(chuàng)建生產(chǎn)性老齡化參與變量，若工作、照顧孫輩、志愿服務(wù)3 項(xiàng)中老年流動(dòng)人口有參與其中任意1 項(xiàng)，則生產(chǎn)性老齡化參與變量賦值為1，3 項(xiàng)都沒有參與則賦值為0。

1.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為自評(píng)健康，將問卷中“您的健康狀況如何？”回答選項(xiàng)“健康”“基本健康”賦值為1，“不健康，但生活能自理”“生活不能自理”賦值為0。

1.2.3 控制變量

控制變量納入人口學(xué)、社會(huì)經(jīng)濟(jì)及流動(dòng)特征3類變量。個(gè)體特征包括性別、年齡、戶籍性質(zhì)、婚姻狀況、文化程度；社會(huì)經(jīng)濟(jì)包括家庭同住人數(shù)、家庭月收入、經(jīng)濟(jì)性困難、流入地有自購房、參與醫(yī)療保險(xiǎn)；流動(dòng)特征為流動(dòng)范圍、流動(dòng)時(shí)長。具體變量及賦值說明見表1。

表1 變量選取及基本描述

1.3 研究方法

利用2017 年全國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，本研究的被解釋變量為老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與（參與= 1，未參與= 0），是否參與屬于0-1 型二值離散型變量，研究主要關(guān)注自評(píng)健康如何影響老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與的概率。Probit 模型是事件發(fā)生的概率依賴于解釋變量的一種廣義線性模型，常用于分析因變量為離散型變量的回歸。因此，將健康狀況從情境因素中剝離出來，在控制其他個(gè)體因素、情境因素、環(huán)境因素、社會(huì)因素以及流動(dòng)因素的基礎(chǔ)上，構(gòu)建Probit 計(jì)量模型，探討自評(píng)健康對(duì)老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與的影響，具體回歸模型表達(dá)為：

其中，Epi為老年流動(dòng)人口i生產(chǎn)性老齡化參與狀態(tài)，Hi代表核心解釋變量自評(píng)健康狀況，Pi為人口特征變量，Ei為經(jīng)濟(jì)特征變量，Mi為流動(dòng)特征變量，μi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2 結(jié)果

2.1 Probit 回歸結(jié)果

模型1 將自評(píng)健康單獨(dú)與老年流動(dòng)人口的生產(chǎn)性老齡化參與進(jìn)行Probit 回歸，結(jié)果顯示，自評(píng)健康對(duì)老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與的影響在1%水平上顯著。自評(píng)為健康的老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與概率比自評(píng)為不健康者高22.9%。模型2加入其他控制變量后，發(fā)生概率雖出現(xiàn)下降趨勢(shì)，但自評(píng)健康與老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與仍在1%水平上表現(xiàn)為顯著正相關(guān)，自評(píng)為健康的老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與概率比自評(píng)為不健康者高17.0%?？刂谱兞恐?，相比于女性，男性參與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)的概率要高6.6%。戶籍性質(zhì)為農(nóng)業(yè)的老年流動(dòng)人口比非農(nóng)業(yè)人口生產(chǎn)性老齡化參與概率高13.4%。有伴侶的老年流動(dòng)人口參與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)概率比無伴侶者高7.2%。文化程度越高的老年流動(dòng)人口更傾向于參與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)。家庭同住人數(shù)及家庭月收入越高，參與生產(chǎn)性老齡化的概率就越高。有經(jīng)濟(jì)性困難的老年流動(dòng)人口也會(huì)更傾向于參與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)。流動(dòng)特征中，流動(dòng)范圍越大、流動(dòng)時(shí)間越長的老年人口的生產(chǎn)性老齡化參與概率越高，但是影響程度較低。年齡越大的老年流動(dòng)人口參與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)的概率會(huì)顯著下降。相比于沒有自購房的老年流動(dòng)人口，有自購房者生產(chǎn)性老齡化參與的概率要更低。見表2。

表2 自評(píng)健康與生產(chǎn)性老齡化參與的Probit 及IV-Probit 估計(jì)結(jié)果（n=6 186）

2.2 內(nèi)生性檢驗(yàn)及IV-Probit 回歸結(jié)果

自評(píng)健康與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)參與一定程度上存在互為因果的關(guān)系，身體健康的人會(huì)去進(jìn)行生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)的參與，反過來適度參與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)能夠促進(jìn)老年流動(dòng)人口健康狀況。為削弱模型回歸中的內(nèi)生性問題，需要采用工具變量。工具變量的選取需要與核心解釋變量高度相關(guān)而與被解釋變量不相關(guān)，故選取“是否接受過公共健康教育”作為工具變量。將至少接受過1 項(xiàng)賦值為1，沒有賦值為0。接受公共健康教育可以顯著提升流動(dòng)人口的健康水平[11]，該變量與老年流動(dòng)人口的健康狀況相關(guān)，而與是否參與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)基本不相關(guān)，因此，選擇“是否接受過公共健康教育”變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。IV-Probit 一階段回歸結(jié)果中“自評(píng)健康”與“居住地到醫(yī)療機(jī)構(gòu)距離”顯著相關(guān)，對(duì)工具變量進(jìn)行Wald 外生性檢驗(yàn)，Wald 值為5.14，Prob > chi2 = 0.023 4，可以認(rèn)為自評(píng)健康為內(nèi)生解釋變量。本研究只有1 個(gè)工具變量，因此，不需要進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn)，IV-Probit 的二階段回歸結(jié)果顯示F值>10，因此，選取的工具變量對(duì)核心解釋變量具有較好的解釋力。第二階段的回歸結(jié)果顯示，在克服模型內(nèi)生性問題之后，自評(píng)健康仍然在5%的水平上顯著促進(jìn)老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與，IVProbit 回歸結(jié)果更接近真實(shí)情況。加入工具變量弱化內(nèi)生性影響后發(fā)現(xiàn)，自評(píng)健康對(duì)老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與仍然具有顯著正向影響，自評(píng)健康者比自評(píng)不健康者參與過生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)的概率要高。比較加入工具變量前后的模型發(fā)現(xiàn)，自評(píng)健康對(duì)老年流動(dòng)人口參與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)的邊際效應(yīng)從0.170 上升至0.634。另外控制變量方面的回歸結(jié)果較之前相比變化不大。

3 討論

3.1 自評(píng)健康對(duì)生產(chǎn)性老齡化參與具有顯著的正向影響

自評(píng)健康是老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性參與的關(guān)鍵性因素。加入工具變量后仍發(fā)現(xiàn)自評(píng)健康對(duì)老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與是有顯著正向影響的。自評(píng)健康是老年人口對(duì)自身健康狀況的自我認(rèn)知評(píng)價(jià)，若自我判斷不健康，則易于做出終止生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)參與的決策[2]。老年流動(dòng)人口兼有年老和流動(dòng)的雙重特征，在健康老齡化背景下，提升老年流動(dòng)人口的健康水平是老齡化的題中應(yīng)有之義[12]。鼓勵(lì)老年人口繼續(xù)參與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)的前提是保障老年流動(dòng)人口的健康水平，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)健康資源自由流動(dòng)。我國長期以來城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)背景下，流入地的健康資源及相應(yīng)的社會(huì)福利更多面向本地人。此外，城鄉(xiāng)醫(yī)療保險(xiǎn)異質(zhì)性、異地結(jié)算手續(xù)復(fù)雜且費(fèi)時(shí)費(fèi)力等困難的存在，不利于檢測(cè)和維護(hù)老年流動(dòng)人口群體的健康狀況。應(yīng)推動(dòng)健康教育、健康檢查等健康醫(yī)療方面朝著均等化、一體化的方向發(fā)展，保證提供均等化的基本公共服務(wù)，為老年流動(dòng)人口創(chuàng)造公平的制度環(huán)境，促進(jìn)社會(huì)的公平、正義與長期穩(wěn)定[13]。

3.2 年齡對(duì)生產(chǎn)性老齡化參與負(fù)向影響程度較高

年齡與老年流動(dòng)人口生產(chǎn)性老齡化參與呈負(fù)相關(guān)且負(fù)向影響程度較高。年齡越大的老年流動(dòng)人口參與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)的概率會(huì)顯著下降。這可能是因?yàn)楦啐g老年人身體機(jī)能衰退，行動(dòng)更加不便，難以參與相關(guān)活動(dòng)。聯(lián)合國教科文組織對(duì)低齡老年人的年齡段規(guī)定為60 ～ 69 歲，此階段的老年人屬于還能老有所為的年齡段[14]。本研究中60 ～ 70 歲的老年流動(dòng)人口參與生產(chǎn)性活動(dòng)的概率最高，故應(yīng)鼓勵(lì)低齡的老年流動(dòng)人口積極參與到生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)中，讓此年齡結(jié)構(gòu)的老年流動(dòng)人口老有所為、發(fā)揮余熱、創(chuàng)造價(jià)值。低齡的老年人正處于人生的另一個(gè)黃金時(shí)期，與高齡老年人群相比，他們的身體相對(duì)健康；與中年人群相比，時(shí)間上較為寬裕[15]。兼顧老年流動(dòng)人口的興趣，政府、社會(huì)和家庭共同努力，降低身體狀況和經(jīng)濟(jì)條件對(duì)流動(dòng)老年人口生產(chǎn)性老齡化參與的限制，打造積極健康的老齡友好型社會(huì)，為老年流動(dòng)人口搭建“老有所為”的廣闊平臺(tái)。

3.3 老年流動(dòng)人口參與生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)比例不低

6 186 名受訪對(duì)象中，有2 966 名老年人有參與到工作、隔代照料和志愿活動(dòng)之一的生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)之中，從事生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)的比例達(dá)47.95%。老齡化社會(huì)無法避免，需要改變對(duì)“老齡”及“老年”的刻板消極形象，以往研究的重點(diǎn)是避免老齡化社會(huì)的負(fù)面影響，但更需要考慮的是促進(jìn)老齡化社會(huì)積極的一面[16]。老年群體可以在生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)參與中“老有所為”，扮演好家庭支持者和社會(huì)經(jīng)濟(jì)參與者的角色，撕去過往諸如“無生產(chǎn)力”“無用”“無能”的標(biāo)簽。社會(huì)層面上，應(yīng)當(dāng)打破年齡限制，有效開發(fā)與充分利用老年人力資源，為老年流動(dòng)人口創(chuàng)造并提供豐富的機(jī)會(huì)和條件，讓其在生產(chǎn)性老齡化參與過程中能體驗(yàn)到自身價(jià)值感的存在，合理利用老年流動(dòng)人口的能力，緩和人口結(jié)構(gòu)快速老齡化的壓力，從而造福個(gè)人、家庭和社會(huì)。

3.4 研究局限性與未來方向

由于抽樣調(diào)查問卷設(shè)計(jì)的局限性，對(duì)健康的衡量結(jié)合問卷問題僅納入了自評(píng)健康這一主觀健康指標(biāo)，沒有考慮日常生活能力、慢性病患病情況等客觀健康測(cè)評(píng)指標(biāo)。后續(xù)研究可進(jìn)一步從健康的多維度去探討對(duì)流動(dòng)老年人口生產(chǎn)性老齡化參與的影響。