主觀規(guī)范、認(rèn)知態(tài)度對(duì)養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿的影響
——基于社會(huì)嵌入理論

黃 堯,馬躍如

(1.中南大學(xué) 商學(xué)院,湖南 長沙 410083; 2.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖南 長沙 410128)

一、引 言

社會(huì)化養(yǎng)老服務(wù)為老年人提供照料與心理支持,是激發(fā)老齡社會(huì)活力的重要路徑[1]。目前,我國健康養(yǎng)老服務(wù)總體上“叫好不叫座”[2],一方面,隨著老齡化加速,家庭老齡化和空巢化趨勢(shì)日益明顯[3],家庭養(yǎng)老亟待社會(huì)化養(yǎng)老服務(wù)的補(bǔ)充;另一方面,養(yǎng)老服務(wù)資源閑置和浪費(fèi)的現(xiàn)象普遍存在[4],養(yǎng)老服務(wù)的結(jié)構(gòu)性矛盾凸顯。

目前我國大多數(shù)老年人的養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿較低,愿意購買的服務(wù)類型主要集中于滿足剛性需求的基礎(chǔ)照料類[2]。已有研究從老年人的傳統(tǒng)養(yǎng)老觀念和消費(fèi)習(xí)慣、經(jīng)濟(jì)能力約束[5]、養(yǎng)老服務(wù)需求識(shí)別粗糙[6]和可達(dá)性不足[7]等方面總結(jié)了養(yǎng)老服務(wù)有效需求不足的原因,但供需錯(cuò)配的結(jié)構(gòu)性矛盾主要源于各類養(yǎng)老服務(wù)供給主體對(duì)老年人實(shí)際養(yǎng)老需求的認(rèn)識(shí)不足[8,9]。

養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿的影響因素體現(xiàn)在個(gè)體、家庭與社會(huì)三個(gè)層面[8,10]。個(gè)體層面的研究主要集中于身體機(jī)能、年齡、性別、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和受教育程度等人口學(xué)特征對(duì)養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿的影響[9,11],近年來有學(xué)者討論個(gè)體認(rèn)知層面的影響[12]。家庭層面的研究對(duì)家庭結(jié)構(gòu)[13,14]與子女支持[2,15]均有所討論,從不同維度論述了家庭對(duì)老年消費(fèi)者養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿的顯著影響。社會(huì)層面的研究顯示,雖然社會(huì)化養(yǎng)老是降低財(cái)政負(fù)擔(dān)、緩解子女照護(hù)負(fù)擔(dān)的一個(gè)有效途徑[16],但傳統(tǒng)文化因素會(huì)顯著抑制老年人的養(yǎng)老服務(wù)需求[11]。

已有文獻(xiàn)為本文奠定了良好基礎(chǔ)。本文基于社會(huì)嵌入理論,依據(jù)實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù),采用偏最小二乘結(jié)構(gòu)方程模型,考量主觀規(guī)范、認(rèn)知態(tài)度對(duì)養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿的影響,以期為緩解我國養(yǎng)老服務(wù)行業(yè)供需矛盾提供參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)社會(huì)嵌入的形式

個(gè)體的社交行為可以積累社會(huì)資本[17],在形式上表現(xiàn)為結(jié)構(gòu)嵌入與關(guān)系嵌入[18,19]。

1. 結(jié)構(gòu)嵌入。結(jié)構(gòu)嵌入關(guān)系到個(gè)體獲得資源的機(jī)會(huì)[20],通常表現(xiàn)為網(wǎng)絡(luò)密度與網(wǎng)絡(luò)位置兩種形式。

網(wǎng)絡(luò)密度指的是連接社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中成員的路徑的數(shù)量和強(qiáng)度[21]。網(wǎng)絡(luò)密度可以促進(jìn)網(wǎng)絡(luò)內(nèi)成員之間的合作和公民行為[22]。網(wǎng)絡(luò)位置指?jìng)€(gè)體在社交網(wǎng)絡(luò)中所處的位置,取決于個(gè)體與網(wǎng)絡(luò)中其他成員的社會(huì)距離[23]。處于中心位置的個(gè)體通常與其他網(wǎng)絡(luò)成員有更多的聯(lián)系,并且中心個(gè)體與其他網(wǎng)絡(luò)成員之間的平均社會(huì)距離往往更短[24,25]。

2. 關(guān)系嵌入。關(guān)系嵌入與關(guān)系強(qiáng)度[26]相關(guān),通常表現(xiàn)為強(qiáng)關(guān)系與弱關(guān)系兩種形式。

強(qiáng)關(guān)系在背景上的多樣性較小,但個(gè)人聯(lián)系較強(qiáng)。個(gè)體之間為獲得高認(rèn)可度和共同目標(biāo),如家人、親密的朋友,甚至鄰居,而結(jié)成緊密的、情感上親密的關(guān)系[27]。強(qiáng)關(guān)系具有頻繁接觸的特點(diǎn)[28],可以為處于關(guān)系中的個(gè)體提供情感或?qū)嵸|(zhì)性的支持[29]。弱關(guān)系指不同背景的個(gè)體在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)間建立聯(lián)系[30]。弱關(guān)系是個(gè)體之間松散或脆弱的聯(lián)系,通常會(huì)提供有用或新穎的信息或新的視角[27]。

(二)社會(huì)嵌入的影響

社會(huì)嵌入過程從規(guī)范性(主觀規(guī)范)與信息性(認(rèn)知態(tài)度)兩個(gè)維度影響老年消費(fèi)者的養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿。

1. 主觀規(guī)范的影響。主觀規(guī)范產(chǎn)生了做或不做特定行為的社會(huì)壓力[31],因此,個(gè)體感受到的主觀規(guī)范[32]越強(qiáng)烈,其越希望做出更“負(fù)責(zé)任”的選擇[33]。社會(huì)化養(yǎng)老服務(wù)的購買意愿與行為反映出老年消費(fèi)者追求高品質(zhì)生活質(zhì)量的負(fù)責(zé)任態(tài)度。因此,主觀規(guī)范積極地影響?zhàn)B老服務(wù)消費(fèi)意愿,其影響機(jī)制分為來源與后果兩方面。

主觀規(guī)范來源于關(guān)系嵌入。從社會(huì)文化背景上看,我國傳統(tǒng)上的“面子”和集體主義文化深刻影響著老年人個(gè)體的消費(fèi)決策[34],個(gè)體對(duì)自己與他人之間的相對(duì)差距較為敏感。這種敏感實(shí)際上縮小了老年人的社交場(chǎng)域。因此,弱關(guān)系與強(qiáng)關(guān)系都會(huì)帶來規(guī)范性影響。

主觀規(guī)范主要通過個(gè)體感知到的社會(huì)壓力起作用。一方面,當(dāng)個(gè)體越頻繁深入地嵌入其社交網(wǎng)絡(luò),其接觸到的社會(huì)規(guī)范反饋就會(huì)越多,也就越能夠感知到社會(huì)壓力。因此,主觀規(guī)范可以通過網(wǎng)絡(luò)密度進(jìn)而影響?zhàn)B老服務(wù)消費(fèi)意愿。另一方面,由于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中靠近中心的個(gè)體在網(wǎng)絡(luò)成員中更容易被看到[35],他們特定行為下的社會(huì)壓力也更容易被放大。因此,主觀規(guī)范也可以通過網(wǎng)絡(luò)位置進(jìn)而影響?zhàn)B老服務(wù)消費(fèi)意愿。

綜上,主觀規(guī)范來源于關(guān)系嵌入,通過結(jié)構(gòu)嵌入影響?zhàn)B老服務(wù)消費(fèi)意愿,故提出假設(shè)H1a、H1b、H1c、H1d:

H1a網(wǎng)絡(luò)位置是強(qiáng)關(guān)系和養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿關(guān)系的中介;

H1b網(wǎng)絡(luò)位置是弱關(guān)系和養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿關(guān)系的中介;

H1c網(wǎng)絡(luò)密度是強(qiáng)關(guān)系和養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿關(guān)系的中介;

H1d網(wǎng)絡(luò)密度是弱關(guān)系和養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿關(guān)系的中介。

驗(yàn)證主觀規(guī)范的影響需要對(duì)信息增益進(jìn)行剝離。具體方法是在驗(yàn)證結(jié)構(gòu)嵌入的中介效應(yīng)時(shí)控制信息增益變量(主觀知識(shí))。

2. 認(rèn)知態(tài)度的影響 。不同產(chǎn)品知識(shí)水平的消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的態(tài)度存在差異[36,37]。當(dāng)個(gè)體處理信息時(shí),他們已經(jīng)存在的知識(shí)結(jié)構(gòu)會(huì)自動(dòng)激活,減少消費(fèi)者所需付出的認(rèn)知努力[38],對(duì)于老年人而言,這尤其重要。消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的認(rèn)識(shí)可以分為主觀知識(shí)和客觀知識(shí)[39]。主觀知識(shí)涉及個(gè)人認(rèn)為他們知道什么,本質(zhì)上傳達(dá)了一個(gè)人對(duì)自己的知識(shí)的信心程度;客觀知識(shí)是對(duì)個(gè)體所擁有產(chǎn)品知識(shí)的客觀衡量。研究表明,主觀知識(shí)與個(gè)體態(tài)度和行為的關(guān)系比客觀知識(shí)更為密切[40]。與客觀知識(shí)相比,主觀知識(shí)更能促進(jìn)購買行為的發(fā)生[41]。因此,老年人對(duì)養(yǎng)老服務(wù)的主觀認(rèn)識(shí)越多,他們就越有可能形成對(duì)養(yǎng)老服務(wù)的積極態(tài)度。故提出假設(shè)H2a:

H2a主觀知識(shí)正向影響?zhàn)B老服務(wù)購買意愿。

社交網(wǎng)絡(luò)是老年人個(gè)體獲取信息的核心渠道。一方面,更頻繁、更緊密的連接意味著更多的信息流動(dòng),因此,網(wǎng)絡(luò)密度的提升必然帶來老年人個(gè)體對(duì)養(yǎng)老服務(wù)更進(jìn)一步的了解。另一方面,網(wǎng)絡(luò)位置越靠近中心,個(gè)體的信源就越豐富,越能夠基于豐富的信源對(duì)信息的質(zhì)量進(jìn)行判斷[42],必然帶來對(duì)養(yǎng)老服務(wù)更深入的了解。故提出假設(shè)H2b、H2c:

H2b網(wǎng)絡(luò)位置正向影響主觀知識(shí);

H2c網(wǎng)絡(luò)密度正向影響主觀知識(shí)。

3. 理論模型 。綜上,理論模型如圖1所示:

圖1 理論模型

三、數(shù)據(jù)與研究方法

(一)問卷設(shè)計(jì)

問卷由成熟量表組成。被解釋變量養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿借鑒Howell等的體驗(yàn)消費(fèi)量表[43],融入養(yǎng)老服務(wù)情景,參考章曉懿和劉幫成的養(yǎng)老服務(wù)分類[44]進(jìn)行題項(xiàng)設(shè)置。主觀知識(shí)借鑒Liu等[45]關(guān)于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老主觀知識(shí)的測(cè)度方式并結(jié)合社會(huì)化養(yǎng)老服務(wù)項(xiàng)目的具體分類[44]進(jìn)行題項(xiàng)設(shè)置。社會(huì)嵌入測(cè)度使用的量表包括社會(huì)參與[46]、網(wǎng)絡(luò)位置與網(wǎng)絡(luò)密度[47,48]。根據(jù)被訪者的社會(huì)參與情況對(duì)關(guān)系嵌入進(jìn)行分類,簡單交往與助人奉獻(xiàn)活動(dòng)屬于強(qiáng)關(guān)系,其余屬于弱關(guān)系。控制變量包括性別、年齡、戶籍、受教育程度、婚姻狀態(tài)、健在子女?dāng)?shù)量、收入水平、居住狀態(tài)和自評(píng)健康等。

構(gòu)念所用量表如表1所示:

表1 構(gòu)念及量表構(gòu)成

(二)數(shù)據(jù)采集

選擇湖南省兩個(gè)不同的地級(jí)市的城市地區(qū)與農(nóng)村地區(qū)為樣本①,通過預(yù)調(diào)研確定了樣本點(diǎn)與研究問題的適配性后,于2021年7～10月在兩個(gè)樣本點(diǎn)進(jìn)行正式調(diào)研。總計(jì)回收問卷264份,經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗后,最終獲得233個(gè)有效樣本,其中,城市地區(qū)樣本量為58個(gè),農(nóng)村地區(qū)樣本量為175個(gè)。樣本的人口統(tǒng)計(jì)信息如表2所示。

表2 樣本的人口統(tǒng)計(jì)信息

(三)實(shí)證策略

研究使用偏最小二乘結(jié)構(gòu)方程模型(PLS-SEM)驗(yàn)證理論模型。一方面,研究中關(guān)系嵌入類構(gòu)念更多地表征為形成型構(gòu)念,而不是反映型構(gòu)念,PLS-SEM為這一類構(gòu)念提供了設(shè)定路徑,可獲得比傳統(tǒng)結(jié)構(gòu)方程模型更準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果。另一方面,PLS-SEM使用預(yù)測(cè)誤差作為預(yù)測(cè)精度的衡量標(biāo)準(zhǔn),并使用重采樣方法進(jìn)行推斷,在估計(jì)時(shí)不需要對(duì)變量及誤差的分布特征進(jìn)行假設(shè),十分契合調(diào)研數(shù)據(jù)的小樣本特征。

(四)信效度檢驗(yàn)

1. 量表構(gòu)念信效度檢驗(yàn)?；谟行颖緮?shù)據(jù),對(duì)問卷中量表部分進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。整體的克朗巴哈系數(shù)為0.876,大于任一題項(xiàng)刪除后的克朗巴哈系數(shù)值。網(wǎng)絡(luò)密度、網(wǎng)絡(luò)位置、弱關(guān)系、消費(fèi)意愿、主觀知識(shí)的克朗巴哈系數(shù)分別為0.947、0.929、0.728、0.92和0.954。除弱關(guān)系外均大于0.9,表明信度優(yōu)異,弱關(guān)系是形成型構(gòu)念,其信度也達(dá)到0.728,超過了0.7的信度要求。

樣本數(shù)據(jù)構(gòu)念部分的KMO檢驗(yàn)系數(shù)(0.772)和Bartlett檢驗(yàn)的顯著性概率(p=0.000<0.05)均達(dá)到了顯著水平。18個(gè)測(cè)量項(xiàng)正交旋轉(zhuǎn)后歸屬于5個(gè)因子,最小的因子載荷值為0.647,總方差解釋變異量為85.1%,很好地提取了量表的所有信息。Harman單因素測(cè)試檢驗(yàn)結(jié)果顯示,存在幾個(gè)不同的因子,第一個(gè)因子解釋的方差量低于40%的閾值,表明本文不存在嚴(yán)重的共同方法變異。

2. PLS-SEM信效度檢驗(yàn)。優(yōu)化后模型中構(gòu)念的單維度檢驗(yàn)結(jié)果(表3)顯示,除強(qiáng)關(guān)系構(gòu)念外,其余所有構(gòu)念的第一特征值與第二特征值均有顯著差異,信度系數(shù)較為理想。強(qiáng)關(guān)系構(gòu)念是形成型構(gòu)念,只要組成構(gòu)念的顯變量具備足夠的區(qū)分效度,便不會(huì)影響模型的推斷效果。

表3 PLS-SEM單維度檢驗(yàn)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果

(一)主觀規(guī)范對(duì)意愿的影響

圖2顯示,控制主觀知識(shí)的影響(信息增益)后,網(wǎng)絡(luò)位置在關(guān)系嵌入與養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿間的中介效應(yīng)顯著,網(wǎng)絡(luò)密度在弱關(guān)系與養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿間的中介效應(yīng)顯著。

圖2 主觀規(guī)范的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

(二)認(rèn)知態(tài)度對(duì)意愿的影響

圖3顯示,主觀知識(shí)顯著積極影響?zhàn)B老服務(wù)消費(fèi)意愿,而且是網(wǎng)絡(luò)密度與養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿關(guān)系的中介。其中介效應(yīng)約占網(wǎng)絡(luò)密度對(duì)養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿積極影響的46.99%。主觀知識(shí)同時(shí)也是網(wǎng)絡(luò)位置與養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿關(guān)系的中介,表現(xiàn)為遮蔽效應(yīng)。

圖3 認(rèn)知態(tài)度對(duì)養(yǎng)老消費(fèi)意愿影響的路徑系數(shù)圖

(三)異質(zhì)性的檢驗(yàn)與討論

1. 年齡分組對(duì)比。年齡分組檢驗(yàn)結(jié)果(表4)顯示②,60歲以后,網(wǎng)絡(luò)密度對(duì)養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿的積極影響顯著增強(qiáng),同時(shí),網(wǎng)絡(luò)位置對(duì)養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿的影響轉(zhuǎn)為消極。結(jié)果說明,隨著老年人社會(huì)角色的弱化,其網(wǎng)絡(luò)位置帶來的收益逐漸減少;同時(shí),老年人擁有更多時(shí)間投入社交活動(dòng)中,極大增加了網(wǎng)絡(luò)密度所帶來的收益。

表4 年齡分組檢驗(yàn)結(jié)果

2. 城鄉(xiāng)區(qū)域?qū)Ρ?。城鄉(xiāng)區(qū)域?qū)Ρ冉Y(jié)果(表5)顯示,在城市地區(qū),主觀知識(shí)對(duì)養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿的積極影響更為顯著。城市地區(qū)的老年消費(fèi)者進(jìn)行養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)決策時(shí),對(duì)產(chǎn)品信息的要求更高,也更傾向于依據(jù)對(duì)服務(wù)產(chǎn)品的了解程度而做出消費(fèi)決策。此外,在城市地區(qū),弱關(guān)系對(duì)網(wǎng)絡(luò)位置的積極影響更明顯。

表5 區(qū)域分組檢驗(yàn)結(jié)果

3. 收入水平分組對(duì)比 。將月收入低于1500元的老年人定義為低收入群體③,收入水平分組檢驗(yàn)結(jié)果(表6)顯示,高收入老年消費(fèi)者群體從社交頻率中獲取的信息增益更少,且相較于低收入老年消費(fèi)者群體,其積極的養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿更多依賴于主觀知識(shí)的增加,更少依賴于網(wǎng)絡(luò)位置帶來的其他資源。

4. 受教育程度分組對(duì)比。將初中未畢業(yè)及以下受教育程度的老年人定義為低教育水平群體,受教育程度分組檢驗(yàn)結(jié)果(表7)顯示,高教育水平老年消費(fèi)者更依賴于主觀知識(shí)的增加而進(jìn)行積極的養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)決策。低教育水平老年消費(fèi)者的養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿形成過程表現(xiàn)出雙過程理論中的邊緣路徑特征[49],更多地受其他人尤其是強(qiáng)關(guān)系的帶動(dòng)與影響。

表7 受教育程度分組檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與建議

基于社會(huì)嵌入理論,探討主觀規(guī)范與認(rèn)知態(tài)度對(duì)養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿的影響,結(jié)果顯示:主觀規(guī)范對(duì)養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿積極影響顯著,尤其在弱關(guān)系場(chǎng)景中,驗(yàn)證了Horng和Wu[17]在養(yǎng)老服務(wù)情景中的發(fā)現(xiàn);主觀知識(shí)在網(wǎng)絡(luò)密度與養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿關(guān)系中起中介作用,對(duì)養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿積極影響顯著,與其他消費(fèi)場(chǎng)景中的研究結(jié)果相一致[40]。

異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示:網(wǎng)絡(luò)密度對(duì)60歲以上的老年群體養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿的積極影響顯著增強(qiáng),網(wǎng)絡(luò)位置影響轉(zhuǎn)為消極。主觀知識(shí)對(duì)城市地區(qū)、高收入、受教育程度高的老年消費(fèi)者群體的養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿的積極影響更顯著,低收入老年消費(fèi)者群體養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)決策更依賴于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)帶來的資源改善。

綜上所述,充分的社會(huì)參與有助于老年消費(fèi)者形成更為理性、積極的養(yǎng)老消費(fèi)決策。據(jù)此提出建議如下:

(1)培養(yǎng)老年社群宣傳代理人,強(qiáng)化社會(huì)規(guī)范的影響。與老年人社交群體中的中心個(gè)體、重要節(jié)點(diǎn)建立積極的互動(dòng),吸納其成為養(yǎng)老服務(wù)產(chǎn)品的社群代理人。利用社群中心個(gè)體在老年社群中的重要影響力,逐漸形成“對(duì)自己負(fù)責(zé)”的養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)觀,基于社會(huì)規(guī)范,引導(dǎo)老年人群做出積極的養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)決策。

(2)結(jié)合多層次媒體嵌入,營造養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)氛圍。在短視頻、數(shù)字社交網(wǎng)絡(luò)等新媒體平臺(tái)投放養(yǎng)老服務(wù)相關(guān)的形象宣傳介紹、產(chǎn)品推廣,通過設(shè)置一定的點(diǎn)贊與轉(zhuǎn)發(fā)激勵(lì),引發(fā)老年人群的社交傳播,進(jìn)而在老年社群中建立起積極的養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)認(rèn)知與氛圍。

(3)實(shí)施城鄉(xiāng)差異化養(yǎng)老服務(wù)推廣策略,提升養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿。對(duì)城市地區(qū)的老年人群,可通過展示養(yǎng)老服務(wù)產(chǎn)品信息,如服務(wù)場(chǎng)景、服務(wù)內(nèi)容、服務(wù)評(píng)價(jià)等細(xì)節(jié),增進(jìn)其對(duì)養(yǎng)老服務(wù)的具體理解,激活其養(yǎng)老服務(wù)需求。對(duì)農(nóng)村地區(qū)的老年人群,可瞄準(zhǔn)其鄉(xiāng)土社會(huì)網(wǎng)絡(luò)傳播節(jié)點(diǎn),通過個(gè)性化方案與價(jià)格展示,讓潛在客群感受到“內(nèi)部價(jià)格”的實(shí)惠,進(jìn)而提升其養(yǎng)老服務(wù)消費(fèi)意愿。

注釋：

① 依據(jù)城市化水平,以50%分位值(50.35%)為閾值,將湖南省縣區(qū)分為城鎮(zhèn)與農(nóng)村樣本框,城市化水平使用湖南省2020年統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)。以60歲及以上人口數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本框進(jìn)行篩選,只保留高于50%分位值(95616.71)的縣區(qū)樣本,人口數(shù)量使用第七次全國人口普查統(tǒng)計(jì)公報(bào)數(shù)據(jù)?；诰用窨芍涫杖搿⒕用襻t(yī)療保健支出兩個(gè)指標(biāo),使用PPS(規(guī)模比例概率)抽樣形成保留樣本框。使用方便抽樣在保留樣本框中選取典型樣本點(diǎn)。

② 正文僅報(bào)告存在顯著分組差異的結(jié)果,對(duì)完整分組檢驗(yàn)結(jié)果感興趣的讀者可向作者發(fā)件來詢,下同。

③ 按《湖南省低收入家庭認(rèn)定及救助幫扶辦法》,最低生活保障邊緣家庭一般是指不符合最低生活保障、特困人員救助供養(yǎng)條件,共同生活的家庭成員人均收入低于當(dāng)?shù)刈畹蜕畋Ｕ蠘?biāo)準(zhǔn)的1.5倍,且家庭財(cái)產(chǎn)狀況符合當(dāng)?shù)叵嚓P(guān)規(guī)定的家庭。2021年湖南省最低生活保障邊緣家庭人均收入以城市825元/月、農(nóng)村6500元/年為基準(zhǔn)線。