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老年人口学论文 居住方式对贫困老年人口社会支持的影响研究

2018-12-20 09:37:06来源:组稿人论文网作者:婷婷

  摘要

  目前,我国已进入高速老龄化时期。截止2016年,中国60周岁以上的老年人口为2.31亿人,占总人口比例达16.7%,是世界上人口老龄化规模最大的国家,同时也是世界上老龄化增速最快的国家之一。其次,我国的家庭规模呈现缩小的趋势,老年人口独居安排增多。据全国第六次人口普查的数据显示,2010年在全国4.019亿个家庭中,家庭居住安排中仅为一位老年人或一对老年夫妇的占比约为一半,老年人选择独居安排的越来越多。但是,目前我国的主要还是依托家庭养老的模式,由儿女提供物质支持和生活照料,那么,相比于非独居贫困老人,这些独居老人的生活基本情况和获得社会支持情况如何呢?

  本研究使用《完善社会救助制度研究》课题数据,以社会支持理论为研究框架,并加入了医疗健康这一测量维度。选取60周岁及以上的贫困老年人口为研究对象,将居住方式作为核心自变量,将性别、居住地、年龄、婚姻状况和教育程度等人口学特征因素作为控制变量,使用定量研究方法对不同居住方式的贫困老年人口在经济状况、生活照料、情感慰藉以及医疗健康状况这四个层面所获得支持进行研究。根据数据分析结果,得到以下结论:在经济支持层面,居住方式与家庭总收入和住房状况有显著正相关关系,相较于独居贫困老人,非独居的家庭总收入更高,住房状况更好;在生活照料的维度上,居住方式与贫困老人在饮食、衣着和交通方面的支出具有显著相关性,相较于独居贫困老人,非独居老人在饮食、衣着和交通方面的支出更多;在精神慰藉的维度上,居住方式与贫困老人对家庭关系的满意度有显著正相关关系,非独居老人对家庭关系的满意度更高;在医疗健康的维度上,居住方式与贫困老人患有慢性病情况和对养老问题的担忧程度上具有显著的正相关关系,相较于独居贫困老人,非独居贫困老人患有慢性病的可能性更低,并且对对养老问题的担忧程度更低。针对数据分析的结果,分别从家庭、社区和社会政策三个层面上提出了建议,在家庭层面上,要呼吁子女关心父母,尤其是独居老人,要多与老人沟通交流,为其提供情感慰藉和心理安全感;在社区层面,要为独居老人建立档案,并定期走访,使老人融入社区,通过社区活动丰富老人的日常生活;在社会政策侧面,关注贫困且独居的老人,建议为其设立特殊养老和医疗救助。

  关键词:社会支持;居住方式;独居贫困老人

  目录

  第一章导论

  第一节问题的提出

  近些年来,总和生育率降低,死亡率下降以及平均寿命的延长改变了我国人口的年龄结构,我国老龄化速度不断加快,且老年人口占总人口比例不断增高,显示我国早已步入老龄化社会。2016年,我国60周岁以上的老年人口总数为2.31亿人,占总人口的16.7%,不仅是人口老龄化规模最大的国家,同时也是老龄化速度最快的国家之一。据联合国预测,到21世纪50年代,中国60岁以上人口占总人口的比例将达32.8%,随之而来的是老年人口赡养比的大幅提升。其次,我国的家庭规模呈现缩小的趋势,独居老人的数量大幅增多。据全国第六次人口普查的数据显示,2010年在全国4.019亿个家庭中,家庭居住安排中仅为一位老年人或一对老年夫妇的占比约为一半,老年独居安排逐渐增多。目前最主要的家庭形式是核心家庭,而且真是因为核心家庭的增多,导致选择独居的老年人也相应增加,家庭规模正由几代同堂的直系家庭迅速向核心小家庭发展。家庭规模的缩小在一定是程度上使老人获得的经济支持也在下降。同时,家庭规模缩小,子女数量减少影响了老年人口的居住方式,从而作用于他们的贫困发生率,对老年人口在照料资源的来源需求的满足以及生活的满意度方面也产生相应的影响。最后,在发展中国家,由于人口老龄化是在家庭仍然承担着绝大部分经济、生活、情感照料职责的情况下发生的,照料老人仍被看作家庭的义务和责任。大家庭是传统家庭养老保障制度能够运行的前提条件,家庭人口越多,老年人口所获得支持越多,所遭遇的养老风险就会越小。因此,探讨居住方式与老年人口所获得社会支持状况的关系有着重要的意义。

  面对人口老龄化可能带来的种种问题,笔者于2015在湖北省和浙江省对生活困难的低收入户,主要包括低保户、低保边缘户、五保供养等生活困难群体进行访谈和调查。在此期间,对贫困老年人口的生活和经济状况进行了深入的了解,调查发现大多数的老人都面临着经济问题和生活压力,他们大多收入极低,住房简陋;有不同程度的疾病,没有很好的医疗保障,有些五保户老人自己居住生活,鲜少与亲友往来,得不到精神照料,时常感到孤独。

  综上,在我国步入人口老龄化社会的程度加深,老年人口独居安排增多,传统的家庭养老方式仍旧起着关键作用的情况下,探讨居住安排对老年人口在经济、医疗、生活照料和情感慰藉四个层面获得社会支持的状况十分必要,了解贫困老年人口具体的问题和需求才能提供更准确的政策支持。

  第二节相关文献综述

  一、老年人口的社会支持研究

  社会支持这一概念最早起源于Cassel(1976)和Cobb(1976)发表的精神病学文献中。在之后的概念发展过程中,各学科依据不同的需求、角度和领域对社会支持这一概念进行定义,但目前在学科间甚至学科内部其内涵和定义还未达到统一。国外的学者对社会支持的定义有一系列的研究。Wallston等认为社会支持是他人获得信息互通,安慰和保障而与外界的他人和群体建立的正式或非正式的联接(Wallston,1976)。Cobb将社会支持定义为个体感受到的爱和尊重以及归属感,并且他主张将社会支持分为情感、尊重和支持网络三个部分。Canlan认为社会支持是来源于家人、朋友以及邻居给予的物质支持和技术性援助,应包含客观的物质层次和技术层面(Canlan,1974)。House认为社会支持主要是人与人之间的狗和工具性帮助。国内学者对社会支持的概念定义与国外学者有所不同,他们将社会支持的对象主要定义为社会中的弱势群体,如郑杭生先生从社会工作的角度将社会支持定义为对弱势群体的关心和爱护,是对有困难的个体提供的针对需求的且无偿的照顾。李强先生将社会支持看作是提高个体生活适应性,减轻个人压力,缓解焦虑的社会关系。陈成文则认为社会支持是依靠社会关系,使用某些物质或精神手段对社会中的弱势群体进行无偿帮助的选择性社会行为。还有很多学者从社会支持的类型和来源进行概念界定。刘旭峰和吴小桃将社会支持视为家庭成员、亲属邻里、同事、社区和组织给予的各种精神和物质帮助,并将社会支持分为主观支持和客观支持两个方面。其中,客观支持包括来自于政策体系、自然环境、经济水平以及社会文化背景下的物质资助以及社会关系赋予的直接援助。主观支持主要包括来自家人、朋友、同事、亲戚等人的精神慰藉和支持。Morgan和Zimmweman对社会支持的分类方式与此类似,分为情感支持和工具性支持。而经过大量学者的总结和归纳,现在的社会支持分为三种类型,即经济支持,精神支持和生活照料支持。

  研究表明,社会支持能够为老年人的生活带来积极的影响。因为社会支持的不同主体可以为老年人提供不同的帮助。如家庭成员可以为老人提供经济支持和日常照料以及情感安慰,尤其是在老人生病需要照顾期间;而亲友则可以缓解老人的孤独感,与其交流信息或者参加休闲娱乐活动等(Gottlieb,Benjamin H,1983)。贺寨平在农村老年人社会支持的研究中发现,亲属是提供日常照料和情感慰藉的主要主体,同辈朋友主要为老人提供社交支持,邻居主要为老人提供一些日常照料和社交支持。在亲属中间,儿子为老人提供的社会支持相对较多,且大部分为经济支持,这是因为由于女儿出嫁后多去丈夫家居住,所以女儿更多提供的是老人患病时的照料及部分情感慰藉,老人配偶多提供精神慰藉和外出时的照护,兄弟姐妹的支持多见于精神慰藉和日常交往。对于老年人口这一特殊群体而言,随着老人年龄的增长,其身体健康状况每况愈下,可能患有不同程度的慢性疾病乃至重疾,需要承担大额的治疗和医药费,对其经济和精神生活造成极大的压力。并且,随着大病医保等医疗政策的推行,医疗保障也成为了社会支持的重要方面。因此,本文将社会支持分为经济支持,医疗支持,生活照料和精神慰藉四个维度。

  二、贫困老年人口状况和社会支持研究

  老年贫困是一个世界性的问题,国内外贫困老年人口的状况以及改善老年贫困的情况也不尽相同。数据显示,自1960年以来,美国老年贫困的下降速度超过其他群体,且老年人群的绝对贫困率也在不断下降。老年贫困快速下降的主要原因之一在于老年人群公共福利的改善。美国以家庭为单位的测量方式对贫困老人以及其家庭是有益的,以家庭为单位进行贫困救助会产生规模经济效应,改善家庭经济状况。据此定义,近年来,美国65岁以上的老年人口的贫困率和贫困人口数都在下降。与中国的老年贫困特征相同,美国老年人口的贫困状况也存在较大差异,且老年贫困的风险也随年龄而上升(Rank和Hirschl,2001)。在美国,85岁及以上的人群贫困发生率都是最高的,且年龄越大,贫困风险越高。同时,老年贫困存在明显的性别差异,女性老年人的贫困发生率高于男性。还有研究表明,丧偶老年人更易陷入贫困。在欧洲的大多数国家中,女性老年人的贫困风险更高,75岁以上的女性老年人遭遇贫困风险最高。在瑞典,东欧各国,女性老年人发生贫困的风险是男性老年人的两倍多(杨菊华,2011)。在老年福利最好的国家日本,老年贫困的比例仍旧不低,老年人群被认为是日本贫困人群的代表。

  目前,我国在老年贫困人口的规模和程度方面,尚无全国性的统计调查资料,现有的数据由于各自的贫困标准或调查地域的不同,无法直接用于对比,但是,调查结果都呈现出了一些共同的特点和趋势:随着整体社会经济的发展以及养老保障和政策的提升,中国老年人口的经济状况较过去有了较大提高(王宁和庄亚儿,2004)。但在老年人群内部是高度分化和复杂的,贫困发生率也存在较大异质性:首先,老年贫困存在年龄差异,相较于低龄老人,高龄老人更易遭受贫困(乔晓春等,2006);其次,老年贫困存在性别差异,城镇女性由于退休年龄早于男性,多在50岁左右就回归家庭,退休工资水平极低,而农村女性拥有退休金、养老金的比较少,因此,女性老年人比男性更易遭遇贫困;再次,老年贫困存在城乡差异。中国特殊的城乡二元结构导致了城市和农村老人不同的经济状况,而老人的经济状况对养老起着至关重要的作用。研究表明,农村老年人口的贫困率高于城镇老人;最后,老年贫困在婚姻状况上存在差异。老年人的婚姻状况对他们的贫困发生率也有重要的影响,丧偶老人遭遇贫困的风险高于在婚老人。如果老年人是独居的,他们的贫困发生率会更高;除此之外,老年贫困状况还与老年人生活的地区是否发达、老年人的身体健康状况,个体教育水平存在着密切的关系。

  福利国家或地区的社会救助制度通常会涵盖物质支持和情感支持两个方面。在刘祖云对香港和内地的贫困老年人口的社会支持状况的对比研究中,发现香港社会支持模式(以下简称“香港模式”)包含了满足老年人的物质或精神需求层面的资源保障和服务支持,在操作层面包括养老保险、老年救助以及老年福利服务三大子系统。此外,香港模式对贫困老年人口的救助内容包含现金与实物援助、医疗援助、住房援助、法律援助及心理救助五个方面。香港模式的操作层面和内容涵盖了贫困老年人口在物质支持、医疗支持、生活照料和精神慰藉四个方面的需要。内地对贫困老年人口的社会救助内容也包含现金和实物救助、医疗救助、住房救助和法律援助。相比于香港模式,内地的救助内容相对少一些,且仅限于老年的基本物质生活需要,未涉及精神生活需要。内地贫困老年人口的社会支持无论在经济还是会精神层面主要还是要依赖于家庭。并且对于一些特殊的贫困老年人口,如空巢老人、独居老人、农村留守老人以及流浪的老年人口,他们能获得的社会支持渠道更少,生活状况也更为艰难。

  三、贫困老年人口社会支持的影响因素研究——居住方式的影响

  不少研究表明,居住方式对贫困老年人口获得社会支持是有影响的。有学者认为子代对老年人的日常照料并未因居住方式的分离发生中断,子女根据父母的真实需求给予家庭的代际支持,并不到受居住方式,社会经济地位等因素的制约。但是,不少学者持相反观点,谢桂华研究发现,独居老人相较于非独居老人得到的日常照料和经济支持较少。王硕指出,是否与子女同住影响老人获得经济支持、情感支持与日常照料的概率。夏传玲认为居住方式是传统家庭结构和规模的延续,并能体现子女对父母的孝顺,且证实居住方式对子女所提供的代际支持是有影响的。

  在我国,家庭不仅仅是最小的社会组成单位,也是人们生活的保障来源。这种保障形式是有次序行动的,首先以家庭为核心,以亲属关系和邻里关系等作为支撑纽带,以此构成基础的家庭生活保障形式。这也与费孝通先生的差序格局理论相一致。认为以家庭为中心一般按照远近亲疏以及功能分成不同的层次,第一层由最为紧密的亲人组成,当家庭面临生活风险时,首先依靠家庭成员的力量来抵御、分担和分摊;第二层由亲属朋友组成,是离核心家庭生活最近的生活圈,为家庭保障提供补充;第三层由远亲和邻居组成,对家庭保障起补充作用,但不是最主要的;第四层为社区或其他的正式组织,是家庭保障的最外围层次。

  对于我国大多数的贫困老年人口来说,家庭依旧是获取社会支持的关键来源。家庭养老为主导时,父母年老、自理能力降低或丧失后,由诸子轮流赡养(简称“轮养”)的做法在不少地区有所表现,被轮养的老年父母或父母单亲周期性轮转于诸个子女的家庭中。然而,现在受家庭生育状况和城镇化影响,子女离开原生家庭求学、务工、组建自己的家庭,导致家庭规模不断缩小,居住方式逐渐核心化,老年人口的独居比例大幅提高。一般认为,老年人口的居住状态会对贫困老年人口在经济、医疗、生活照料以及情感慰藉方面的支持情况产生影响。

  在经济支持方面,尽管家庭规模的变化与生育率的下降可能不是平行关系,但是它与老年人口的经济支持状况之间可能是呈线性的,独居状态会导致贫困老年人口获得经济支持下降。从人力资本角度,对中国未来老年群体福利的调查研究显示,由于农村人力资本投资机会的缺乏,农村计划生育家庭子女的人力资本存量和超生家庭子女人力资本存量无显著差异(李建民,2004)——换言之,中国的多子女老人能获得更多的照料。同时,对于贫困老年人口来说,家庭人口数量越多,经济状况越好,生活质量越高。在医疗支持层面,非独居贫困老年人口较于独居贫困老年人口更容易获得细致的照料、医疗知识的普及和身体保健以及身体检查。老年人的身体状况就会越好,患慢性病或因患重疾入院的概率越低。在生活照料方面,主要内容包括贫困老年人口所需的饮食、衣着和出行照护。家庭人口数越多,贫困老年人口在饮食和衣着上得到的照护就越多,子女会为其提供经济支出方面的支持,同时,家庭中子女或亲属越多的老人越可能有比较多的出行机会去看望孙辈或其他的朋友。最后,在情感慰藉方面,老年人情感慰藉的来源主要是与亲属、朋友的社会交往以及日常休闲娱乐活动。非独居的老年人口越可能与更多的人交往,在节日期间去拜访亲朋好友,在日常与朋友邻居一起进行娱乐活动,不仅丰富了贫困老年人口的精神生活,也利于其身体健康。

  综上,多种原因导致了独居老年人口的增加。第一,由于人均预期寿命的延长,使得丧偶、离异或终身未婚的老人处于独居状态的可能性增加、同时处于独居状态的时间延长。第二,长期的低生育水平导致城市独生子女家庭规模庞大,能够与丧偶或离异的老人同住的子女数量很少,老人独居的可能性增加。第三,在城市化进程中,农村人口大规模向城市流动,导致了农村独居老人数量的增加。第四,随着社会现代化的发展,人们的观念也发生了变化,越来越多的老人和孩子开始接受代际间分居这一居住模式。独居老人越来越多,他们在经济、医疗、生活照料和情感层面得到援助和支持状况面临严峻的挑战。

  第三节研究目的及意义

  一、研究目的

  本文希望通过《完善社会救助制度》的数据分析,了解贫困老年人口的居住方式及其生活基本状况,检验不同居住方式的老人在经济、生活照料,精神慰藉以及医疗健康等方面所获得的支持状况是否有所不同,并通过检验结果提出合理的政策建议,进一步提高贫困老年人口的生活水平。

  二、研究意义

  (一)理论意义:目前学术界多将社会支持处理为经济、生活照料和情感慰藉三个维度。本文研究对象均为贫困老年人口,考虑到老年人口的健康状况和身体机能下降,在医疗方面急需关注,遂增加医疗健康这一维度。所以,本文在社会支持理论的框架下,将贫困老年人口的社会支持分为经济、生活照料、情感慰藉和健康医疗四个维度,希望对社会支持系统理论进行整合和进一步补充。

  (二)现实意义:切实反映不同的居住方式与贫困老年人口获得社会支持状况关系,进一步关注居住方式对贫困老年人口在获得经济支持、生活照料、精神慰藉和医疗健康方面的影响,针对其存在的共性特征或者区域性问题,寻求有效的政策支持。

  第四节研究的基本问题

  本文选取60岁及以上的贫困老年人口为研究对象,将居住方式作为核心自变量,研究不同居住方式对贫困老年人口的生活状况以及获得社会支持程度的影响。本文在社会支持理论的研究框架下,将经济状况、生活照料、情感慰藉和医疗健康状况作为因变量的四个维度,了解独居与非独居老年人口在经济状况、生活照料、情感慰藉以及医疗健康状况这四个层面所获得支持是否有差异,并且主要在哪些方面受影响较大,同时将性别、居住地、年龄、婚姻状况和教育程度等人口学特征因素作为控制变量,研究问题主要包括:在控制人口学因素的影响下,不同居住方式是否对老年人口的经济状况有显著影响;不同居住方式是否对老年人的生活照料产生显著影响;不同居住方式是否对贫困老年人口的精神慰藉产生显著影响;不同居住方式是否对贫困老年人口的医疗健康状况产生显著影响。

  第五节理论基础

  本研究的而理论基础为老年社会支持理论,社会支持作为正式概念最早起源于精神病学,之后不同学科根据不同的需求,角度和领域对社会支持这一概念进行了定义。此后经过数十年的发展,社会支持逐渐演化为了两个分类,一是情感类和工具类支持,另一个是主观和客观支持。此后,国内学者将老年人口纳入社会支持的研究视野(徐勤,1995),所包含的研究领域有社会学、人口学和心理学等。在老年社会支持理论中,按照社会支持主体划分主要有两种形式,一是划分为国家和社会政策层面支持、经济支持以及个人微观层面的社会支持;二是将社会支持区分为正式和非正式支持,其中正式的社会支持包含政府、市场以及社区组织,非正式社会支持主要包括亲缘、业缘,地缘关系以及私人关系的朋友等。而按照老年社会支持理论的内容主要有两种划分方式,第一是将老年社会支持的内容划分为认知支持、情感支持和行为支持。认知层面主要指日常与老人交流,为老人提供信息等,情感支持是指为老人提供情感慰藉,注意倾听老人并理解他们,行为支持指经济层面的实际支持和日常生活援助。二是老年社会支持划分为经济支持、生活照料支持和精神慰藉支持。这也是目前学界最多采用的社会支持分析维度。

  除此之外,考虑到老年人口健康状况以及身体机能的下降,他们在医疗方面支出占生活总支出的很大一部分比例。因此,本文还将老年人的医疗健康状况考虑其中,作为老年社会支持理论的第四个维度共同参与讨论分析。

  第六节研究方法

  一、数据来源

  本研究所用数据为:教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目《完善社会救助制度研究》(项目批号:13JZD020)课题组,2014年和205年在湖北省、辽宁省、广东省、江西省、山西省和浙江省等地进行社会救助调查所采集的数据。该调查采用多阶段随机抽样方法,总共完成了包括辽宁省朝阳市、湖北省武汉市和黄冈市以及广东省的深圳市等省市42个街道68个社区,16个乡镇40个村的问卷调查,最终获得了1448份有效问卷。

  基于研究需要,本文选取了该调查数据中与研究对象直接相关的问卷数据和资料,剔除不合格样本,最终获得有效样本贫困老年人口545人。

  二、数据分析方法

  本研究主要采用定量分析法,使用《完善社会救助制度研究》数据进行定量分析,首先进行社会和人口因素特征的描述性分析。在社会支持理论的框架下,将居住方式处理作为核心自变量,按照经济支持、医疗支持、生活照料和情感慰藉四个维度操作化为因变量,首先进行描述性分析,再进行回归检验。分析居住方式对贫困老年人口在经济支持、医疗支持、生活照料和情感慰藉四个方面的观测变量是否有显著相关关系以及该相关性的方向。

  本研究主要采用定量研究的方法,通过对《完善社会救助制度研究》的课题数据进行整理,利用stata13软件进行数据分析。主要进行描述性分析、并针对不同类型的因变量进行选择回归模型进行分析。

  (一)描述性分析

  在研究不同居住方式的老人获得社会支持状况的影响时,先对研究对象的基本情况以及不同维度的因变量进行描述性分析。

  (二)线性回归模型

  因变量为连续型变量,且模型中需包含含有多个自变量时,采用多元线性回归模型。需要注意的是,对于收入、支出等连续型变量,为了使其尽量服从正态分布,缩小因变量取值范围,削弱较大异常值的干扰,通常进行对数变换后再进行回归。

  (三)logistic回归模型

  因变量为分类变量,通常采用非线性回归方法,对概率(p)进行转换,从而使转换后得到的因变量与自变量呈线性关系,典型的非线性回归模型就是logistic模型。需要注意的是logistic回归模型得到的系数是几率比,而非概率,因此在解释时只强调方向(正、负效应)和显著性,该模型可使用与虚拟因变量。

  (四)定序logistic回归模型

  因变量为定序变量,即处理不同类别之间是有高低等级之分的情况时,通常使用定序Logistic回归模型,也称“Ologit”回归模型。同样需要注意的是定序logistic回归系数得到的是几率比,不能用来描述效应的大小。

  三、研究对象基本情况描述

  表1-1研究对象基本情况描述表

  频数百分比累计百分比性别男30055.0555.05女24544.95100.00居住地城市地区16530.2830.28农村地区38069.72100.00

  年龄分组60-6924144.2244.2270-7919034.8679.0880及以上11420.92100.00

  婚姻状况未婚5710.4610.46初婚有配偶24544.9555.41再婚有配偶61.1056.51离婚213.8560.37丧偶21639.63100.00

  教育程度未上过学25847.3447.34小学18634.1381.47初中7213.2194.68高中/中专/职高285.1499.82大学专科10.18100.00通过表1-1可清晰看出研究对象的人口学特征,具体如下:

  (一)性别构成情况

  从性别构成情况来看,在所选取的贫困老年人口中,男性有300人,占比55.05%;女性有245人,占44.95%,基本符合总体分布。

  (二)居住地状况

  从居住地状况来看,居住在城市地区的贫困老年人口有165人,占比30.28%,居住在农村地区的贫困老年人口为380人,占总数的69.72%。

  (三)年龄分布情况

  本文研究对象为贫困老年人口,依据国际标准,选择60岁及以上老人。从年龄分组情况来看,60-69岁的贫困老人有241人,占44.22%;70-79岁的贫困老人有190人,占34.86%;80岁及以上的贫困老人114人,占20.92%。

  (四)婚姻状况

  从婚姻状况来看,未婚的贫困老人有57人,占总体的10.46%;初婚有配偶的有245人,占44.95%;再婚有配偶的有6人,占总体的1.10%;离婚有21人,占总体的3.85%;丧偶的贫困老人有216人,占总体的39.63%,其中,初婚有配偶和丧偶的老人占主体。

  (五)受教育状况

  从受教育状况来看,未上过学的贫困老人258人,占总体的47.34%;上过小学的贫困老人有186人,占34.13%;上过初中的贫困老人有72人,占13.21%;受初中以上教育的有29人,占5.32%,其中,受大学专科教育的贫困老人仅1人。

  四、变量界定和选择

  (一)因变量

  依据社会支持理论,将因变量分为经济支持、生活照料、情感慰藉和医疗健康状况四个维度,从问卷中筛选出与之有关的观测变量。由于问卷中的部分变量说法是逆向的,为保持方向一致性,进行方向正向化处理,并对变量进行赋值。

  经济支持:根据《完善社会救助制度》的调查问卷,选取C9a“家庭总收入”、C1“是否有自住房”、C6“您对现在的住房条件满意吗”和E12-4:“家庭经济状况自评”作为经济支持状况的测量指标。其中,将“家庭总收入”处理为家庭月收入,能够更清楚地与低保指标进行比较,家庭月收入作为测量贫困老年人口的经济状况的客观指标。由于收入为连续型变量,故通过相关性检验后直接进行线性回归分析。将分类变量“是否有自住房”、“住房面积”和“经济自评状况”进行处理,其中将“是否有自住房”处理为二分变量,其中自住房为所购商品房、自建住房和单位福利房,非自住房为租赁私房和租赁公房,“非自住房”赋值为1,“自住房”赋值为2。“住房满意度”是一个四分类变量,由于其赋值反向,故要进行正向化赋值:非常不满意赋值为1;不满意分值为2;比较满意赋值为3;非常满意赋值为4。“家庭经济状况自评”为分类变量,非常不满意为1;比较不满意为2;比较满意为3;非常满意为4。

  生活照料:生活照料主要包含衣、食、住、行几个方面。根据调查问卷,选取C7b“饮食支出”,C7c“衣着支出”和C7i“交通支出”为生活照料的测量指标,因三个变量的量纲相同,故纳入同一维度进行因子分析。

  情感慰藉:老年人的情感慰藉主要来源于与亲友的关心,与邻里的日常交往以及一些外围层次的熟人间的娱乐休闲活动。根据调查问卷,选取E12-2“社交生活满意度”、E12-3“对家庭关系的满意程度”以及E12-5“对休闲娱乐生活的满意度”作为情感慰藉维度的测量指标。三个题目均为四分类变量,且赋值均为正向,非常不满意赋值为1;比较不满意赋值为2;比较满意赋值为3;非常满意赋值为4。

  医疗健康状况:老年人随着年龄的增长,健康和身体机能会有所下降,因此在医疗卫生和健康方面的关注会更多。根据调查问卷,选取A10“健康自评状况”A10a“近一年有无患过重疾”、A10b“有无慢性病”、E9-2“我担心自己的医疗问题”E9-1“我担心自己的养老问题”作为医疗健康状况的测量指标。其中,“健康自评状况”为四分类变量,其赋值方向相反,故要进行正向化处理:“生活不能自理”赋值为1,“不健康,但生活能自理”赋值为2,“基本健康”赋值为3,“很健康”赋值为4。“近一年有无患重疾”为二分变量,其中“有”赋值为1,“无”赋值为2。“有无慢性病”也为二分变量,其中“有”赋值为1,“无”赋值为2。“我担心自己的医疗问题”和“我担心自己的养老问题”都为四分类变量,“很同意”赋值为1,“比较同意”赋值为2,“不大同意”赋值为3,“很不同意”赋值为4。

  表1-2因变量基本信息表

  维度观测变量测量层次社会支持经济支出家庭月收入连续型变量住房状况二分变量住房满意度定序分类变量经济自评状况定序分类变量生活照料饮食支出连续型变量衣着支出连续型变量交通支出连续型变量情感慰藉社交生活满意度定序分类变量家庭关系满意度定序分类变量休闲娱乐满意度定序分类变量健康医疗健康状况定序分类变量医疗问题担忧程度定序分类变量近一年重疾情况二分变量患有慢性病情况二分变量养老问题担忧程度定序分类变量

  (二)自变量

  本研究主要探讨不同居住方式的贫困老年人口的社会支持状况,尤其是贫困独居老人,因而核心自变量为贫困老年人口的居住方式。数据中未含此变量,因此选取家庭人口数进行处理,将居住方式处理为独居与非独居两种形式,其中家庭人口数为1为独居,家庭人口数2-8为非独居,该变量为二分类变量,研究对象中,贫困独居老人有174人,占总数的31.93%,非独居贫困老人为371人,占68.07%。

  (三)控制变量

  考虑到人口特征因素会对贫困老年人口的社会支持状况产生影响,故选取性别、年龄、居住地、婚姻状况和受教育状况作为控制变量,以剔除其可能对自变量产生的影响。其中,性别为二分类变量,处理为虚拟变量,男性为“1”,女性为“0”,“0”组为参照组;年龄处理为等距变量:60-69岁为“1”,70-79岁为“2”,80岁及以上为“3”;居住地为二分变量,处理为虚拟变量,城市为“1”,农村为“0”;婚姻状况包括未婚、初婚有配偶、再婚有配偶、离婚和丧偶五类,将其进一步处理虚拟变量:在婚为“1”,不在婚为“0”;受教育程度在问卷中分为9类,根据研究对象的特征和数据基本情况,将受教育程度处理为三分类变量,其中,从未上过学为“1”,小学学历为“2”,初中及以上学历为“3”。

  五、研究思路

  贫困老年人是国家和社会最为关心关注的群体,不仅因为老年人的身体机能随着年龄增长而下降,老年人在资源的获得上也受到了限制。并且由于我国步入老龄化已十年有余,而人口增长一直处于迟缓状态,加之家庭规模缩小化的影响,使得越来越多的老年人成为了独居老人。那么,与非独居老人相比,独居老人的生活状况究竟如何呢?他们在经济状况,生活照料,情感慰藉以及在医疗健康方面所获得的支持状况是不是弱于非独居的老人呢?笔者希望通过数据描述统计以及回归检验,了解不同的居住方式的贫困老年人口的生活状况以及或获得社会支持的状况,在此基础上提出改善贫困老年人口的生活状况的措施和政策建议,并对特别需要帮助的老人,如独居老人在社会保障以及救助方面进行一定的政策倾斜。

  第七节研究假设

  本研究依据社会支持理论,将贫困老年人口的社会支持分为经济支持、生活照料、精神慰藉和医疗健康四个维度,进而对这四个维度下所选取的观测变量进行回归分析。同时,将贫困老年人口的居住形式作为核心自变量,将人口学特征作为控制变量,提出以下几个假设:

  研究假设1:相较于独居方式,非独居贫困老年人的经济状况更好;

  1.1:相较于独居方式,非独居贫困老年人的家庭总收入更高;

  1.2:相较于独居方式,非独居贫困老年人的住房状况更好;

  1.3:相较于独居方式,非独居贫困老年人对住房的满意度更高;

  1.4:相较于独居方式,非独居贫困老年人的经济自评状况更好。

  研究假设2:相较于独居方式,非独居贫困老年人的生活照料状况更好;

  2.1:相较于独居方式,非独居贫困老年人的饮食支出更多;

  2.1:相较于独居方式,非独居贫困老年人的衣着支出更多;

  2.1:相较于独居方式,非独居贫困老年人的交通支出更多。

  研究假设3:相较于独居方式,非独居贫困老年人获得情感慰藉状况更好;

  3.1:相较于独居方式,非独居贫困老年人对社交生活满意度更高;

  3.2:相较于独居方式,非独居贫困老年人对家庭关系满意度更高;

  3.3:相较于独居方式,非独居贫困老年人对休闲娱乐满意度更高。

  研究假设4:相较于独居方式,非独居贫困老年人健康医疗状况更好;

  4.1:相较于独居方式,非独居老年人的健康自评状况更好;

  4.2:相较于独居方式,非独居老年人对医疗问题担忧程度更低;

  4.3:相较于独居方式,非独居老年人患重疾的可能性更低;

  4.4:相较于独居方式,非独居老年人患慢性病的可能性更低;

  4.5:相较于独居方式,非独居老年人对养老问题担忧程度更低;

  第二章贫困老年人口的社会支持现状分析

  第一节贫困老年人口的经济支持现状分析

  在经济支持的维度上,包括“家庭月收入”、“是否有自住房”、“对住房满意吗”以及“家庭经济状况自评”四个观测变量。

  一、家庭月收入状况

  从表2-1可以看出,将奇异值处理后,样本量共为541份。在研究对象中,平均家庭月收入为1301.38元,其中家庭月收入最少为50元,最多为8433.33元,说明贫困老年人口家庭月收入差异较大,从标准差也可以反映出这一点,这与当年不同地区的城乡低保标准有关。

  表2-1家庭月收入基本情况

  户数平均数标准差最小值最大值家庭总收入5411301.381403.38508433.33

  如表2-2所示,贫困老年人的家庭月收入主要分布在499元及以下、500-999元中,这两个区间占总比的62.66%,也就是说超过一半以上的贫困老人的家庭月收入都在1000元以下。其中,家庭月收入在0-499元的有167人,占总比的30.87%,家庭月收入在500-999元的有172人,占总数的31.79%。家庭月收入超过5000元的贫困老人有19人,仅占总数的3.51%。随着家庭月收入增高,分布人数越来越少。

  表2-2家庭月收入情况分布

  家庭总收入分组(元)频数百分比累计百分比499及以下16730.8730.87500-99917231.7962.661000-19999116.8279.482000-2999499.0688.543000-3999264.8193.354000-4999173.1496.495000及以上193.51100.00合计541100.00二、住房类型分布状况

  如表2-3所示,贫困老年人口的住房分为自住房和非自住房二种类型,其中住房类型为非自住房的老人有93人,占总数的17.06%;住房类型为自住房的老人有452人,占总数的82.94%,几乎绝大部分的老人是有自住房的。

  表2-3住房类型分布情况

  住房类型频数百分比累计百分比非自住房9317.0617.06自住房45282.94100.00合计545100.00三、住房满意度状况

  如表2-4所示,在住房满意度这一观测变量上,有12人选择了很不满意,占总数的2.20%;选择不太满意的有133人,占总数的24.40%;选择基本满意的人最多,有364人,占总数的66.79%;选择非常满意的有32人,占总数的5.87%。总的来说,超过一半的贫困老人对自己的住房状况基本满意。

  表2-4住房满意度情况分布

  住房满意度频数百分比累计百分比很不满意122.202.20不太满意13324.4026.61基本满意36466.7993.39非常满意325.8799.27缺失40.71100.00合计545100.00四、家庭经济自评状况

  如表2-6所示,在家庭经济状况自评这一观测变量中,选择非常不满意的有45人,占总数的8.26%;选择比较不满意的人数最多,有356人,占总数的65.32%;选择比较满意的有140人,占总数的25.69%;仅有2人对家庭经济状况非常满意。总体来看,超过一半的贫困老人对自己的家庭经济状况比较不满意。

  表2-5家庭经济状况自评状况分布

  家庭经济状况自评频数百分比累计百分比非常不满意458.268.26比较不满意35665.3273.58比较满意14025.6999.27非常满意20.3799.63缺失20.37100.00合计545100.00综合以上数据可以看出,贫困老年人口的家庭总收入主要集中在0-10000这个范围,只有极少数家庭总收入可以达到10,0000以上。绝大多数的贫困老人拥有自住房,超过一半的贫困老人对自己的住房条件基本满意,在家庭经济状况自评方面,超过一半的贫困老人对家庭经济状况比较不满意。无论是住房还是经济状况自评,大多数人的选择都是比较满意或者比较不满意,选择非常满意或者非常不满意选项的人非常少,这在一定程度上也比较符合中国人对事务的态度表达多比较温和。总的来说,贫困老人在家庭总收入和住房的问题上基本能够满足他们的需求。

  第二节贫困老年人口的生活照料现状分析

  在生活照料的维度上,主要指衣、食、交通等方面的支出,包括“饮食支持”、“衣着支出”和“交通支出”三个观测变量。

  如表2-6所示,全家一年的平均饮食支出为6110.92元,其中最少为0元,最多为40000元,考虑到有些贫困老人靠种菜自给自足,故没有删除最小值0元,饮食支出的标准差是5373.91元,说明不同贫困老年家庭的饮食支出差异是很大的。在衣着支出方面,全年全家平均衣着支出为179.48元,其中最少的衣着支出为0元,最多为5000元,标准差为493.80元。在交通支出方面,全年全家平均交通支出为134.59元,其中,最少的交通支出为0元,最多的交通支出为7000元,标准差为520.01元,在访谈中,很多老人表示没有出远门的需要,平时去的地方走路就到了,因此很多老人的交通支出都是0元。

  表2-6饮食、衣着和交通支出的基本情况

  户数平均数标准差最小值最大值饮食支出5456110.925373.91040000衣着支出545179.48493.8005000交通支出545134.59520.0107000一、饮食支出状况

  如表2-7所示,全年家庭饮食支出在0-1999元之间的有83人,占总数的15.23%;饮食支出在2000-3999元的有167人,占总数的30.64%,是人数分布最多的支出区间;饮食支出在6000-7999元的有86人,占总数的15.78,%,仅次于2000-3999支出区间。饮食指出大于10000元以上人数逐渐减少,其中饮食支出在14000-15999元的有18人,占总数的3.30%,饮食支出在16000及以上的有24人,占总数的4.40%,总的来说,贫困老年家庭的饮食支出主要集中在10000元以下,除2000-3999元外,各区间的人数分布差别并不大。

  表2-7饮食支出情况分布

  饮食支出(元)频数百分比累计百分比1999及以下8315.2315.232000-399916730.6445.874000-59995910.8356.706000-79998615.7872.488000-9999468.4480.9210000-11999193.4984.4012000-13999437.8992.2914000-15999183.3095.6016000及以上244.40100.00合计545100.00二、衣着支出状况

  如表2-8所示,贫困老年人口家庭的全年衣着支出分布在0-99元有377人,占总数的69.17%,调查中也发现,许多老年人十分节俭,衣服鞋子可以穿几年到十几年,即使破了也会缝补继续穿。所以导致这些老人全年都不会买衣服,衣着支出为0元;衣着支出分布在100-499元的有92人,占总数的16.88%;衣着支出在2000元以上的仅有14人,占总数的2.57%。总的来说,相较于饮食这类必不可少的支出外,贫困老人的衣着支出非常少。

  表2-8衣着支出情况分布

  衣着支出(元)频数百分比累计百分比99及以下37769.1769.17100-4999216.8886.06500-999437.8893.941000-1999193.4997.432000以及上142.57100.00合计545100.00

  三、交通支出状况

  如图2-9所示,贫困老人的家庭交通支出在0-99元的有425人,占总数的77.98%,是分布的最多的分组,其中,大多数老人并无外出需要,他们平日采用步行的方式出行,所以并无交通支出;交通支出分布在100-499元的有77人,占总数的14.13%;家庭交通支出大于2000元的有9人,仅占总数的1.65%。

  表2-9交通支出情况分布

  交通支出(元)频数百分比累计百分比99及以下42577.9877.98100-4997714.1392.11500-999183.3095.411000-1999162.9498.352000以及上91.65100.00合计545100.00综合以上数据,在生活照料这一维度上,贫困老人的支出主要在家庭饮食方面,其中饮食支出在2000-3999元的人最多,饮食支出也与家庭人口数量、食物来源、居住地以及当地的物价水平有关。在衣着支出方面,大部分贫困老人的支出非常少,有一部分几乎为零,老人生活很节俭,对衣服的要求很低,衣服不坏就不会买新的,也有少数的贫困老年人的家庭衣着支出达到2000元以上。在交通出行支出方面,大多数老人只在邻里亲友中走动,步行为主要出行方式,并无交通支出,只有9位贫困老人的家庭交通支出超过了2000元。总的来说,在生活方面的支出,主要还是饮食占据了主要的支出,老人能够用在衣着和交通方面的钱很少,这也反映出这些老人的生活水平还是比较低的,在生活照料层面得到的支持并不足够。

  第三节贫困老年人口的情感慰藉现状分析

  在情感慰藉的维度上,包括“对社交生活的满意程度”、“对家庭关系的满意程度”以及“对休闲娱乐的满意程度”三个观测变量。

  一、对社交生活的满意度

  如表2-10所示,在社会生活满意度方面,选择非常不满意的贫困老人有19人,占总比的3.49%;选择比较不满意和比较满意的人数较多,分别为245人和275人,各自占总比的44.95%和50.46%;选择非常满意的人数最少,有6人,仅占总比的1.10%,大多数老人对自己的社交生活评价比较温和,基本满意。

  表2-10社交生活满意度的状况分布

  社交生活满意度频数百分比累计百分比非常不满意193.493.49比较不满意24544.9548.44比较满意27550.4698.90非常满意61.10100.00合计545100.00

  二、对家庭关系的满意度

  如表2-11所示,在对家庭关系的满意度方面,选择非常不满意的贫困老人有19人,占总比的3.49%,比较不满意的有109人,占总比的20.00%;选择比较满意的人数最多,有394人,占总比的72.29人;选择非常满意的有23人,占总比的4.22%,总体来看,一半以上的贫困老人对自己的家庭关系是比较满意的,选择非常满意和非常不满意的人很少。

  表2-11家庭关系满意度的状况分布

  家庭关系满意度频数百分比累计百分比非常不满意193.493.49比较不满意10920.0023.49比较满意39472.2995.78非常满意234.22100.00合计545100.00

  三、对休闲娱乐的满意度

  如表2-12所示,在休闲娱乐满意度方面,选择比较不满意的贫困老人有310人,占总比的56.88%,也就是说一半以上的贫困老人对自己的休闲娱乐是比较不满意的;其次,选择比较满意的有210人,占总比的38.53%;选择非常不满意的20人,占总比的3.67%,对休闲娱乐非常满意的人数最少,仅有5人,占总比的0.92%。

  表2-12休闲娱乐满意度的状况分布

  休闲娱乐满意度频数百分比累计百分比非常不满意203.673.67比较不满意31056.8860.55比较满意21038.5399.08非常满意50.92100.00合计545100.00综合以上数据,在精神慰藉这一维度上,绝大多数贫困老人的态度都是比较满意或比较不满意,选择非常满意和非常不满意的人非常少,在三个题目中均没有超过10%,说明贫困老人在精神慰藉方面虽然基本满意,但是还有提升需求的意愿。在家庭关系的满意度上,70%以上的贫困老人对家庭关系是比较满意的,这说明相较于社交生活和休闲娱乐,家庭是为老人提供精神慰藉的主要场所,主要为老人提供了支持。

  第四节贫困老年人口的医疗健康现状分析

  在医疗健康的维度上,包括“健康状况自评”、“近一年是否患过重疾”、“有无慢性病”以及“是否担心自己的医疗问题”四个观测变量。

  一、健康状况自评

  如表2-13所示,在健康状况自评这一题目中,351位贫困老人选择了不健康,但能自理,占总比的73.39%;其次,有139人选择了基本健康,占总比的25.50%,选择不能自理的有49人,占8.99%;最后,很健康的有6人,仅占总比的1.10%。老人随着年龄的增长,身体机能下降,健康状况自评也是老人心理年龄和状况的一种反映。

  表2-13健康状况的认知情况分布

  健康状况自评频数百分比累计百分比不能自理498.998.99不健康,但能自理35164.4073.39基本健康13925.5098.90很健康61.10100.00合计545100.00二、近一年患重疾状况

  如表2-14所示,近一年患有重疾的贫困老人有138人,占总数的25.32%,没有患重疾的贫困老人有407人,占总数的74.68%。

  表2-14近一年患重疾情况分布

  近一年是否患重疾频数百分比累计百分比是13825.3225.32否40774.68100.00合计545100.00三、慢性病状况

  如表2-15所示,有慢性病的贫困老人有337人,占总比的61.83%;没有慢性病的贫困老人有186人,占总比的34.13%;另外,有22位老人未做过相应的检查,不清楚自己是否患有慢性病,占总数的4.04%,这也从侧面反映一些贫困老人所处的医疗环境依旧比较差。

  表2-15慢性病情况分布

  有无慢性病频数百分比累计百分比有33761.8361.83无18634.1395.96不清楚224.04100.00合计545100.00四、对医疗问题的担忧程度

  如表2-16所示,在“我担心自己的医疗问题”这一题目中,选择非常同意的有287人,占总比的52.66%;选择比较同意的有189人,占总比的34.89%;选择不大同意的有52人,占总比的9.54%,选择很不同意,也就是对自己的医疗保障很有信心的人最少,仅有17人,占总比的3.12%。总的来说,超过半数的贫困老年人很担心自己的医疗问题,认为缺乏较为完善的医疗保障体系。

  表2-16医疗问题的认知情况分布

  我担心医疗问题频数百分比累计百分比非常同意28752.6652.66比较同意18934.6887.34不大同意529.5496.88很不同意173.12100.00合计545100.00五、对养老问题的担忧程度

  如表2-17所示,在“我担心自己的养老问题”这一题目中,选择非常同意的有266人,占总比的48.81%,选择比较同意的有156人,占总比的28.62%,选择不大同意和很不同意的分别有86和37人,占总比的15.78%和6.79%。总的来说,接近半数的贫困老人担心自己的养老问题,表示当前的养老保障制度并不能缓解他们对养老问题的担忧。

  表2-17养老问题的认知情况分布

  我担心养老问题频数百分比累计百分比非常同意26648.8148.81比较同意15628.6277.43不大同意8615.7893.21很不同意376.79100.00合计545100.00

  综合以上数据,可以发现,贫困老人的医疗健康状况是不容乐观的,首先,大部分老年人认为自己不太健康,虽然可以自理,但是已经感受到了身体机能的下降,在近一年是否有患重疾和是否有慢性病的两个问题上,虽然半数以上的老人在近一年内未患重疾,但是超过60%的老人都患有慢性疾病,有些慢性病,如心脏病,高血压等是需要长期服药的,这就说明他们在医疗方面也存在比较大的经济压力,也面临着慢性病的长期困扰和潜在的生命威胁。在自己的医疗问题上,一半以上的老人非常担心自己的医疗问题,这也说明医疗健康给他们的生活带来了很大的困扰和日后潜在的经济压力。

  第三章居住方式对社会支持的影响分析

  第一节居住方式对经济支持的影响分析

  在经济支持维度上,所选取的变量分别是家庭月收入、住房形式、住房满意度和经济自评状况,在这四个变量中,家庭月为连续型变量,住房形式是二分变量,住房满意度为四分变量,经济自评状况为四分变量。因此,家庭月收入作为连续型因变量与核心自变量居住方式进行线性回归分析,住房形式作为虚拟因变量与居住方式进行logistic模型回归分析,住房满意度和经济自评状况作为定序分类因变量与居住方式进行定序logistic模型回归分析。

  一、居住方式对家庭总收入影响的回归分析

  进行回归分析前,首先将因变量家庭月收入进行对数变换,使其满足回归模型的正态分布假定,同时可缩小因变量取值范围,削弱较大异常值的干扰。其次,将自变量和控制变量中的二分变量均设置为虚拟变量,居住形式中,非独居设置为“1”,独居设置为“0”;性别中,男性设置为“1”,女性设置为“0”;居住地中,城市设置为“1”,农村设置为“0”,在虚拟变量中,“0”组为参照组。

  表3-1是对贫困老人家庭月收入的分析。模型(1)仅纳入居住方式,来考察居住方式对贫困老人的家庭月收入的影响。数据显示,整体模型(1)的F检验在0.05的显著水平下具有显著性,表明居住方式与贫困老人的家庭月收入状况时显著正向相关的,相比于独居的贫困老人,非独居贫困老人的家庭月收入更高。该模型的拟合优度为0.178,说明居住方式对因变量的解释力为17.8%。依次加入性别、年龄分组、居住地、婚姻状况和教育程度人口学特征因素作为控制变量,发现模型的拟合优度稍有增加。模型(6)的数据显示,在控制了其他因素的影响下,贫困老人的居住方式与家庭总收入呈显著相关,且非独居贫困老人比独居贫困老人的家庭月收入更高,此时模型解释力为21.9%,相较于模型(1),该模型解释力度更好。另外,模型(6)显示居住地与贫困老人的家庭总收入相关,即在控制其他变量的情况下,城市贫困老人的家庭总收入高于农村贫困老人;婚姻状况与贫困老人的家庭月收入呈负相关关系,在控制其他变量的情况下,相较于非在婚老人,在婚的贫困老人家庭月收入更低。

  表3-1居住方式与家庭月收入的线性回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)0.851***0.860***0.868***0.892***1.012***1.004***(0.079)(0.079)(0.079)(0.078)(0.095)(0.095)性别(男性=1)-0.135-0.123-0.096-0.066-0.095(0.074)(0.075)(0.074)(0.075)(0.078)年龄0.0530.0820.0620.080(0.048)(0.048)(0.049)(0.051)居住地(城市=1)0.327***0.322***0.278**(0.080)(0.080)(0.086)婚姻状况(在婚=1)-0.206*-0.204*(0.092)(0.092)教育程度0.077(0.056)常数项6.145***6.213***6.107***5.925***5.960***5.830***(0.065)(0.075)(0.122)(0.129)(0.129)(0.159)样本量541541541541541541R-squared0.1780.1830.1850.2090.2170.219Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  二、居住方式对住房状况影响的回归分析

  进行回归分析前,首先将二分类因变量住房状况设置为虚拟变量,非自住房设置为“0”,自住房设置为“1”,其中非自住房为参照组,对于因变量为虚拟变量的情况,使用logit回归模型,需要说明的是,logit系数不能被直接转化为概率,因此只能解释方向和显著性。

  表3-2是对贫困老人的住房状况分析。模型(1)仅纳入居住方式,考察居住方式对贫困老人的住房状况是否有影响。数据显示,整体模型(1)的F值检验在0.05的显著水平下具有显著性,表明贫困老人的居住方式与住房状况是显著相关的,相比于独居的贫困老人,非独居贫困老人更有可能拥有自己的住房。模型(6)显示,在加入人口学特征变量后,居住方式与住房状况关系依然显著,并且logit系数略有提高,说明在控制其他变量后,非独居的贫困老人比独居老人更有可能拥有自住房,这也与研究假设相一致。另外,在模型(6)中发现,在控制其他变量的情况下,居住地与住房状况有显著相关性,且为负向相关,表明城市中的贫困老人比农村贫困老人拥有自住房的可能性低,这可能与城乡房价差距以及房屋库存量有关;在控制其他变量的情况下,年龄越高的贫困老人越有可能拥有自住房。随着老人年岁渐长,经济状况好的儿女可能会对老人进行反哺或者接老人同住,尽赡养老人的义务。

  表3-2居住方式与住房类型的logistic回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)0.799***0.786***0.878***0.834***0.974**0.942**(0.232)(0.233)(0.237)(0.253)(0.324)(0.325)性别(男=1)0.2270.3580.2010.2240.169(0.231)(0.237)(0.253)(0.255)(0.260)年龄0.468**0.3270.3100.364*(0.165)(0.174)(0.176)(0.182)居住地(城市=1)-1.711***-1.715***-1.830***(0.249)(0.249)(0.270)婚姻状况(在婚=1)-0.234-0.226(0.331)(0.331)教育程度0.201(0.175)常数项1.083***0.972***0.0521.136**1.170**0.819(0.174)(0.207)(0.377)(0.438)(0.441)(0.536)Observations545545545545545545Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.0

  三、居住方式对住房满意度影响的回归分析

  住房满意度分为很不满意、不太满意、比较满意和非常满意四类,为定序分类因变量,故使用定序logistic回归模型进行分析。

  表3-3是对贫困老人的住房满意度分析。模型(1)中仅纳入居住方式,来考察居住方式对老人住房满意度的影响。数据显示,整体模型(1)的F值检验在0.05的显著水平下呈现弱相关,表明相较于独居的贫困老人,非独居贫困老人对住房满意度高一些。但是,加入控制变量后,模型(6)中的F检验未通过,表明在控制其他变量的情况下,贫困老人的居住方式与住房满意度无关。在模型(6)中,居住地与住房满意度呈现负向的弱相关关系,表明在控制其他变量的情况下,相较于农村,城市的贫困老人对住房满意度更低。

  表3-3居住方式与住房满意度定序logistic回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)0.436*0.450*0.469*0.444*0.3880.386(0.190)(0.190)(0.191)(0.192)(0.236)(0.236)性别(男=1)-0.228-0.203-0.244-0.259-0.271(0.181)(0.183)(0.185)(0.188)(0.196)年龄0.1140.0770.0860.094(0.118)(0.120)(0.122)(0.126)居住地(城市=1)-0.432*-0.431*-0.450*(0.198)(0.198)(0.216)婚姻状况(在婚=1)0.0950.094(0.233)(0.233)教育程度0.032(0.140)Constant cut1-3.223***-3.345***-3.120***-3.369***-3.355***-3.302***(0.279)(0.296)(0.375)(0.394)(0.395)(0.460)Constant cut2-0.691***-0.809***-0.581-0.819*-0.804*-0.750(0.155)(0.182)(0.297)(0.319)(0.321)(0.400)Constant cut33.089***2.980***3.211***2.994***3.009***3.063***(0.230)(0.245)(0.345)(0.359)(0.361)(0.433)样本量545545545545545545Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  四、居住方式对经济自评状况影响的回归分析

  经济自评状况分为非常不满意、比较不满意,比较满意和非常满意四类,为定序分类因变量,故采用定序logistic回归模型进行分析。

  表3-4是对贫困老人经济自评状况的分析。模型(1)中仅纳入居住方式,来考察居住方式对贫困老人经济自评状况的影响。数据显示,模型(1)并未通过F值检验,表明居住方式与贫困老人的经济自评状况无关,自己居住或与家人居住并不影响老人对经济状况的主观评价。模型(6)中加入控制变量后,居住方式与经济自评状况仍不存在相关关系,但在人口学特征变量中,年龄分组与居住地两个变量通过了在0.05显著水平下的F值检验。在控制其他变量的情况下,贫困老人的年龄越高,对经济状况越满意。因为老人随着年龄的增加,除饮食以及必要药品外,对物质需求降低,因此对自身经济状况也更容易满足;在控制其他变量的情况下,相较于农村,城市的贫困老人对经济自评状况的满意度较低。相较于农村,城市的生活水平更高,日常支出更多,城市老人对物质的需求也更多,所以在经济自评状况上的满意度也更低。

  表3-4居住方式与经济状况认知的定序logistic回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)-0.002-0.0030.032-0.008-0.199-0.218(0.189)(0.190)(0.190)(0.191)(0.234)(0.234)性别(男=1)0.0250.0970.0550.008-0.072(0.178)(0.181)(0.182)(0.185)(0.193)年龄0.283*0.242*0.278*0.327**(0.117)(0.119)(0.122)(0.127)居住地(城市=1)-0.488*-0.479*-0.590**(0.206)(0.206)(0.221)婚姻状况(在婚=1)0.3270.335(0.228)(0.228)教育程度0.196(0.139)Constant cut1-2.409***-2.396***-1.851***-2.134***-2.081***-1.754***(0.202)(0.220)(0.313)(0.336)(0.338)(0.409)Constant cut21.023***1.036***1.611***1.362***1.426***1.763***(0.161)(0.184)(0.304)(0.320)(0.324)(0.405)Constant cut34.906***4.919***5.506***5.261***5.329***5.670***(0.518)(0.526)(0.582)(0.590)(0.592)(0.642)样本量545545545545545545Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  第二节居住方式对生活照料状况的回归分析

  在生活照料的维度上,选取与日常支出相关的变量,包括饮食支出、衣着支出和交通支出,这三个变量均为连续型因变量,因此将三个因变量进行对数变换处理后,分别与核心自变量居住方式进行线性回归分析。

  一、居住方式对饮食支出影响的回归分析

  表3-5是对贫困老人饮食支出状况的分析。模型(1)仅纳入居住方式,考察居住方式对贫困老人饮食支出的影响。数据表明,整体模型(1)的F值检验在0.05的显著水平下具有显著性,贫困老人的居住方式与饮食支出具有正相关关系,相较于独居老人,非独居贫困老人的饮食支出更多。该模型的拟合优度仅为0.057,仅能解释因变量的5.7%。加入人口学控制变量后,模型(6)中发现在控制其他变量的情况下,居住方式与饮食支出仍具有显著正相关关系。此时模型的额拟合优度更好。非独居老人在在饮食上的花费更多,这与研究假设也相一致。相较于独居的老人,非独居老人吃住等日常基本需求都与家人一起,所以饮食支出中更可能包含家庭其他成员的饮食花费。此外,在控制其他变量的情况下,居住地与贫困老人的饮食支出呈显著正相关关系,表明城市贫困老人比农村贫困老人的饮食支出多。这与城市的物价水平,以及城市居民的购买力水平有关。城市的物价水平高于农村,且选择性较多,购买食品比较方便,因此城市贫困老人在饮食支出上的花销要高于农村老人。

  表3-5居住方式与饮食支出的线性回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)0.605***0.606***0.604***0.650***0.635***0.630***(0.105)(0.106)(0.106)(0.103)(0.125)(0.125)性别(男=1)-0.022-0.0250.0280.0240.007(0.099)(0.100)(0.097)(0.099)(0.103)年龄-0.0140.0440.0470.057(0.065)(0.063)(0.065)(0.067)居住地(城市=1)0.639***0.639***0.613***(0.105)(0.105)(0.114)婚姻状况(在婚=1)0.0250.027(0.121)(0.121)教育程度0.044(0.074)常数项7.915***7.926***7.955***6.959***6.954***6.906***(0.087)(0.100)(0.164)(0.228)(0.230)(0.243)样本量545545545545545545R-squared0.0570.0570.0570.1180.1180.118Standard errors in parentheses

  ***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  二、居住方式对衣着支出状况影响的回归分析

  表3-6是对贫困老人衣着支出状况的分析。模型(1)仅纳入核心自变量居住方式,来考察居住方式对贫困老人的衣着支出状况的影响。数据表明,整体模型(1)的F值检验在0.05的显著水平下具有显著性,居住方式与贫困老人的衣着支出有正相关关系,表明相较于独居老人,非独居贫困老人衣着支出更多。此时,该模型的拟合优度为0.072,仅能解释因变量的7.2%。模型(2)在模型(1)的基础上加入了性别变量,发现性别与衣着支出呈现正相关关系,说明在控制了居住方式的影响下,男性贫困老人比女性的衣着支出更多,说明女性贫困老人在衣着支出上更为节俭。加入人口学特征变量后,模型(6)中,在控制其他变量后,居住方式与衣着支出仍旧呈显著正相关。性别与衣着支出不再存在相关关系,其他的人口学特征变量削减了性别的影响。衣食住行是日常生活的基本保障和主要开销,对于非独居老人来说,与家人居住在经济上更为宽裕,所以在满足饮食的基本需求后,仍有可用于衣着方面支出。

  表3-6居住方式与衣着支出的线性回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)0.882***0.844***0.838***0.844***0.806**0.778*(0.252)(0.251)(0.253)(0.254)(0.307)(0.308)性别(男=1)0.579*0.571*0.578*0.568*0.476(0.236)(0.238)(0.240)(0.244)(0.253)年龄-0.035-0.028-0.0210.035(0.154)(0.156)(0.159)(0.164)居住地(城市=1)0.0840.086-0.054(0.259)(0.259)(0.279)婚姻状况(在婚=1)0.0660.073(0.298)(0.298)教育程度0.242(0.181)常数项1.237***0.944***1.015**0.8840.8710.606(0.208)(0.239)(0.390)(0.562)(0.565)(0.598)样本量545545545545545545R-squared0.0720.0870.1330.1330.1330.136Standard errors in parentheses

  ***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  三、居住方式对交通支出状况影响的回归分析

  表3-7是对贫困老人的交通支出状况的分析。在模型(1)中仅纳入核心自变量居住方式,来考察居住方式对贫困老人交通支出状况的影响。整体模型(1)的F值检验在0.05的显著水平下具有显著性居住方式与贫困老人的交通支出呈正相关关系。表明相较于独居老人,非独居老人用于交通方面的支出更多。在模型(6)中,在控制其他变量的情况下,居住方式与贫困老人的交通住处仍呈显著相关。这也与研究假设相一致,与家人一起居住的老人,日常与家人亲友的交往走动和接送孙辈上下学等都会增加其交通支出。

  表3-7居住方式与交通支出的线性回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)1.011***0.997***0.963***0.942***0.959***0.927***(0.223)(0.223)(0.224)(0.224)(0.272)(0.272)性别(男=1)0.2170.1670.1430.1470.043(0.209)(0.211)(0.212)(0.215)(0.223)年龄-0.216-0.242-0.245-0.181(0.136)(0.138)(0.141)(0.145)居住地(城市=1)-0.289-0.290-0.449(0.229)(0.229)(0.247)婚姻状况(在婚=1)-0.029-0.020(0.264)(0.263)教育程度0.276(0.160)常数项0.664***0.554**0.986**1.437**1.442**1.139*(0.184)(0.212)(0.345)(0.496)(0.499)(0.528)样本量545545545545545545R-squared0.0370.0390.0430.0460.0460.051Standard errors in parentheses

  ***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  第三节居住方式对情感慰藉影响的回归分析

  在情感慰藉的维度上,选取贫困老人对于社交生活、家庭关系以及休闲娱乐的满意度为因变量,这三个因变量均为定序分类变量,因此选择定序logistic回归模型进行分析。

  一、居住方式对社交生活满意度影响的回归分析

  表3-8是对贫困老人社交生活满意度的分析。在模型(1)中,仅纳入居住方式这一核心自变量,来考察其对贫困老人社交生活满意度的影响。数据表明,在0.05显著性水平下,模型(1)F值并未通过显著性检验,居住方式与贫困老人的社交满意度并无关系。加入人口学特征变量后,如模型(6)所示,在控制了其他变量影响的情况下,居住方式与社交满意度仍无相关性。性别、婚姻状况和教育程度与社交生活满意度呈现出相关关系。在控制其他变量的情况下,相较于女性,男性贫困老人的社交生活满意度更低;在控制其他变量的情况下,在婚的贫困老人的社交生活满意度更高;在控制其他变量的情况下,教育程度高的贫困老人社交生活满意度更高。

  表3-8居住方式与社交生活认知的定序logistic回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(独居=1)0.0350.0450.0170.014-0.235-0.278(0.180)(0.181)(0.182)(0.183)(0.223)(0.225)性别(男=1)-0.143-0.189-0.192-0.254-0.398*(0.169)(0.172)(0.172)(0.176)(0.184)年龄-0.195-0.198-0.154-0.060(0.111)(0.112)(0.114)(0.119)居住地(城市=1)-0.039-0.031-0.262(0.187)(0.188)(0.204)婚姻状况(在婚=1)0.4230.434*(0.216)(0.218)教育程度0.403**(0.133)Constant cut1-3.297***-3.372***-3.771***-3.832***-3.765***-3.349***(0.263)(0.279)(0.361)(0.465)(0.467)(0.487)Constant cut2-0.038-0.111-0.501-0.562-0.482-0.034(0.150)(0.173)(0.282)(0.405)(0.408)(0.435)Constant cut34.522***4.452***4.074***4.013***4.105***4.592***(0.429)(0.437)(0.486)(0.566)(0.569)(0.595)样本量545545545545545545Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  二、居住状况对家庭关系满意度影响的回归分析

  表3-9是对贫困老人家庭关系满意度影响的分析。在模型(1)中仅纳入居住方式这一核心自变量,来考察居住方式对贫困老人的家庭关系满意度的影响。数据表明,整体模型(1)的F值检验在0.05的显著水平上具有显著性,说明居住方式与贫困老人的家庭关系有显著相关性。相较于独居老人,非独居老人对家庭的满意度更高。在模型(6)中,发现在控制其他变量的情况下,居住方式对贫困老人的家庭满意度仍与显著相关性,这也与研究假设相一致,非独居老人在日常与家人联系更为紧密,家人为其提供的情感慰藉更多,他们对家庭关系的满意度也更高。另外在模型(6)中,发现居住地和教育程度对贫困老人的生活状况也有显著影响,在控制其他变量的情况下,居住在城市的贫困老人对家庭关系的满意度高于农村;在控制其他变量的情况下,教育程度越高的老人对家庭的关系的满意度越高。

  表3-9居住方式与家庭关系认知的定序logisic回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)0.999***0.997***0.996***1.062***0.747**0.725**(0.201)(0.201)(0.202)(0.204)(0.244)(0.245)性别(男=1)0.0510.0490.1150.039-0.089(0.193)(0.196)(0.198)(0.201)(0.209)年龄分组-0.0040.0460.0990.184(0.127)(0.129)(0.131)(0.136)居住地(城市=1)0.646**0.660**0.470*(0.225)(0.225)(0.238)婚姻状况(在婚=1)0.568*0.583*(0.254)(0.254)教育程度0.349*(0.153)Constant cut1-2.746***-2.720***-2.728***-1.760***-1.667***-1.271*(0.255)(0.274)(0.376)(0.500)(0.501)(0.530)Constant cut2-0.558***-0.532**-0.5400.4400.5390.945(0.154)(0.183)(0.315)(0.460)(0.463)(0.496)Constant cut33.887***3.913***3.905***4.953***5.096***5.545***(0.268)(0.287)(0.385)(0.538)(0.544)(0.584)样本量545545545545545545Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  三、居住方式对休闲娱乐满意度的回归分析

  表3-10是对贫困老人在休闲娱乐活动方面的满意度分析。在模型(1)中仅纳入居住方式这一核心自变量,来考察居住方式对贫困老人休闲娱乐满意度的影响。数据表明,整体模型(1)的F值检验在0.05的显著水平下具有负向显著性,即非独居的贫困老人对休闲娱乐活动的满意度低于独居老人。加入人口学特征因素后,在模型(6)中,发现在控制了其他变量后,居住方式与休闲娱乐满意度仍呈现显著负相关关系。

  表3-10居住方式与休闲娱乐满意度的定序logistic回归分析表

  变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)居住方式(非独居=1)-0.430*-0.426*-0.430*-0.447*-0.904***-0.916***(0.182)(0.182)(0.183)(0.184)(0.234)(0.234)性别(男性=1)-0.060-0.067-0.079-0.184-0.238(0.172)(0.175)(0.175)(0.179)(0.187)年龄分组-0.027-0.0410.0370.072(0.113)(0.115)(0.118)(0.123)居住地(城市=1)-0.164-0.157-0.234(0.193)(0.194)(0.208)婚姻状况(在婚=1)0.757***0.761***(0.228)(0.228)教育程度0.141(0.135)Constant cut1-3.578***-3.609***-3.662***-3.919***-3.841***-3.681***(0.265)(0.279)(0.362)(0.474)(0.477)(0.500)Constant cut20.1410.1100.057-0.196-0.0590.105(0.149)(0.173)(0.286)(0.414)(0.418)(0.447)Constant cut34.411***4.381***4.328***4.075***4.238***4.406***(0.463)(0.471)(0.523)(0.602)(0.606)(0.627)样本量545545545545545545Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  第四节居住方式对医疗健康状况的回归分析

  在医疗健康的维度上,选取了健康自评状况、对医疗问题的担心程度、近一年患重疾的情况以及是否患有慢性病四个变量。其中,健康自评状况和对医疗问题得担忧程度是定序四分类变量,因此采用定序logistic回归模型,近一年患重疾情况和是否患有慢性病为二分类变量,将其处理为虚拟变量进行logistic回归分析。

  一、居住方式对健康自评状况的回归分析

  表3-11是对贫困老人的健康自评状况的分析。模型(1)仅纳入核心自变量居住方式,来考察居住方式对贫困老人的健康自评状况的影响。数据表明,整体模型(1)的F值未通过显著性检验,所以,居住方式与老年人健康自评状况无关。在模型(6)中加入人口学特征变量,发现在控制其他变量的情况下,年龄与贫困老人的健康自评状况呈现显著负相关关系,随着老人年龄增高,他们对健康自我评价越差,这也与人们通常的认知相符。在控制其他变量的情况下,教育程度与贫困老人的健康自评状况相关,教育程度越高的老人对健康自评状况越好。

  表3-11居住方式与健康状况自评的定序logistic回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)-0.126-0.133-0.210-0.170-0.197-0.249(0.186)(0.187)(0.188)(0.190)(0.232)(0.234)性别(男性=1)0.0930.0000.0450.039-0.094(0.177)(0.179)(0.180)(0.182)(0.189)年龄-0.479***-0.431***-0.426***-0.339**(0.120)(0.121)(0.123)(0.128)居住地(城市=1)0.613**0.614**0.394(0.194)(0.194)(0.211)婚姻状况(在婚=1)0.0470.061(0.226)(0.227)教育程度0.373**(0.137)Constant cut1-2.401***-2.356***-3.358***-2.456***-2.447***-2.061***(0.197)(0.215)(0.338)(0.439)(0.441)(0.462)Constant cut20.931***0.978***0.0621.011*1.021*1.442**(0.156)(0.181)(0.288)(0.419)(0.421)(0.450)Constant cut34.414***4.462***3.573***4.551***4.560***4.999***(0.428)(0.438)(0.489)(0.582)(0.584)(0.608)样本量545545545545545545Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  二、居住方式对医疗担忧程度的回归分析

  表3-12是对贫困老人对医疗问题担忧程度的分析。在模型(1)中仅纳入居住方式这一核心自变量,来考察居住方式对老年人担忧医疗问题的影响。数据显示,整体模型(1)的F值并未通过显著性检验,表明居住方式对贫困老人担忧医疗问题并无相关关系。在加入人口学特征变量后,居住方式与医疗问题担忧程度仍无相关关系。但是,模型(6)显示,年龄与婚姻状况与贫困老人对自己医疗问题的担忧呈相关关系。在控制其他变量的情况下,贫困老人的年龄越高,对自己的医疗问题担忧程度越轻;在控制其他变量的情况下,相较于不在婚的贫困老人,在婚的贫困老人对自己的医疗问题担忧程度更深。

  表3-12居住方式与医疗认知状况的定序logistic回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)0.0440.0340.0710.0750.3170.287(0.176)(0.177)(0.178)(0.179)(0.215)(0.216)性别(男性=1)0.1930.2480.2530.3220.204(0.166)(0.168)(0.169)(0.173)(0.181)年龄0.248*0.254*0.2080.283*(0.108)(0.110)(0.112)(0.117)居住地(城市=1)0.0650.060-0.098(0.188)(0.189)(0.202)婚姻状况(在婚=1)-0.424*-0.423*(0.211)(0.211)教育程度0.298*(0.131)Constant cut10.1360.2340.730**0.830*0.7491.101*(0.147)(0.170)(0.276)(0.402)(0.404)(0.434)Constant cut21.961***2.062***2.573***2.673***2.603***2.966***(0.176)(0.197)(0.301)(0.419)(0.420)(0.452)Constant cut33.466***3.570***4.083***4.185***4.117***4.487***(0.274)(0.289)(0.369)(0.472)(0.474)(0.504)样本量545545545545545545Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  三、居住方式对患重疾情况的回归分析

  表3-13是对贫困老人近一年患重疾情况的分析。模型(1)仅纳入居住方式这一核心自变量,来考察居住方式对贫困老人近一年患重疾情况的影响。数据表明,整体模型(1)的F值未通过显著性检验,所以居住方式与贫困老人近一年患重疾情况无关。在加入控制变量后,居住方式与患重疾情况仍无显著相关。

  表3-13居住方式与患重疾情况的logistic回归分析表

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)0.1160.1260.1420.1510.2220.234(0.207)(0.208)(0.209)(0.210)(0.259)(0.260)性别(男性=1)-0.156-0.131-0.121-0.104-0.067(0.198)(0.200)(0.201)(0.204)(0.212)年龄分组0.1070.1180.1070.084(0.130)(0.131)(0.134)(0.138)居住地0.1170.1150.173(0.218)(0.218)(0.236)婚姻状况-0.120-0.123(0.252)(0.252)教育程度-0.099(0.150)常数项0.965***1.045***0.832*0.768*0.786*0.953*(0.170)(0.199)(0.324)(0.345)(0.348)(0.431)样本量545545545545545545Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  四、居住方式对患慢性病情况的回归分析

  表3-14是对贫困老人是否患有慢性病的分析,其中将慢性病患病情况设置为虚拟变量,对于患有慢性病情况,是=0,否=1,0为参照组。模型(1)仅纳入居住方式这一核心变量,来考察居住方式与贫困老人是否患有慢性病的情况,整体模型(1)的F值未通过显著性检验,说明居住方式与贫困老人患有慢性病的情况无关。在加入控制变量后,模型(6)中,在控制其他变量的情况下,居住方式与贫困老人患慢性病情况有正向相关性,相较于独居老人,非独居贫困老人患有慢性病的可能性低。另外,在控制其他变量的情况下,贫困老人的年龄与其患慢性病情况有关,年龄越大患慢性病的可能性越低;在控制其他变量的情况下,在婚的贫困老人比非在婚的贫困老人换慢性病的可能性更高;在控制其他变量的情况下,教育程度越高的老人患慢性病的可能性越低。

  表3-14居住方式与患慢性病情况logistic回归模型

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)否=1居住方式(非独居=1)0.0510.0620.1090.1170.648*0.576*(0.196)(0.197)(0.199)(0.199)(0.260)(0.264)性别(男=1)-0.256-0.185-0.175-0.066-0.293(0.186)(0.189)(0.189)(0.194)(0.205)年龄0.331**0.343**0.273*0.415**(0.124)(0.126)(0.130)(0.137)居住地(城市=1)0.1230.106-0.240(0.205)(0.207)(0.227)婚姻状况(在婚=1)-0.843***-0.836***(0.249)(0.253)教育程度0.602***(0.151)常数项0.560***0.698***0.051-0.0180.099-0.894*(0.162)(0.192)(0.308)(0.329)(0.333)(0.419)Observations523523523523523523Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  五、居住方式对养老问题担忧程度状况的回归分析

  表3-15是对贫困老人对养老问题担忧程度的回归分析。其中养老问题的担忧程度为四分类定序变量,对“我很担心自己的养老问题”的回答,非常同意为1,比较同意为2,不太同意为3,很不同意为4。模型(1)仅纳入居住方式这一核心自变量,考察居住方式对贫困老人对养老问题的担忧程度的影响。数据表明,整体模型(1)为通过F值显著性检验,说明居住方式与老热对养老问题的担忧程度并无显著相关关系。在模型(6)中,加入其他变量后,居住方式与贫困老人对养老问题的担忧程度显著相关,相较于独居老人,非独居老人对养老问题的担忧程度更低。另外,在控制了其他变量后,年龄与贫困老人对养老问题的担忧程度呈正相关关系,表明随着老人年龄的增大,对养老问题的担忧程度越低。

  表3-15居住方式与养老问题认知状况的定序logistic回归模型

  变量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)居住方式(非独居=1)0.2570.2530.2920.2960.523*0.498*(0.174)(0.174)(0.176)(0.176)(0.212)(0.213)性别(男=1)0.0660.1210.1260.1980.105(0.162)(0.164)(0.165)(0.169)(0.176)年龄0.239*0.244*0.2060.261*(0.105)(0.107)(0.109)(0.113)居住地(城市=1)0.0510.050-0.075(0.182)(0.182)(0.194)婚姻状况(在婚=1)-0.394-0.389(0.204)(0.205)教育程度0.233(0.124)Constant cut10.1270.1610.641*0.670*0.613*1.006**(0.147)(0.168)(0.272)(0.290)(0.292)(0.360)Constant cut21.412***1.446***1.937***1.965***1.913***2.312***(0.160)(0.180)(0.284)(0.301)(0.302)(0.372)Constant cut32.800***2.835***3.331***3.359***3.313***3.716***(0.211)(0.227)(0.318)(0.335)(0.336)(0.401)样本量545545545545545545Standard errors in parentheses.***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

  第四章研究结论与政策建议

  第一节研究结论

  在本文第三章,笔者对研究假设进行了检验,数据结果表明,在排除人口学特征因素的影响下,居住方式对贫困老人在经济、生活照料和情感慰藉以及健康医疗维度上获得社会支持的影响并不都具有显著相关性,非独居老人在各方面获得的社会支持状况并没有全部优于独居老人,在一些方面,独居老人反而存在正向优势。在经济支持维度上,居住方式与家庭总收入和住房状况有显著正相关关系,验证了假设1.1和假设1.2。但是居住方式与住房满意度和家庭经济状况自评均无相关关系,否定了假设1.3和1.4。在生活照料的维度上,居住方式与贫困老人在饮食、衣着和交通方面的支出具有显著相关性,验证了生活照料维度上的三个假设。在精神慰藉的维度上,居住方式与贫困老人对家庭关系的满意度有显著正相关关系,验证了假设3.2。但是,居住方式在贫困老年人对社交生活满意度上不具有相关关系,否定了假设3.1。而居住方式对老年人在休闲娱乐的满意度上存在负向相关,结果与假设3.3相反。在医疗健康的维度上,居住状况和贫困老人健康状况,近一年患重疾情况,以及对医疗问题的担心程度均无显著相关关系,否定了前三个研究假设,在贫困老人患有慢性病情况和对养老问题的担忧程度上具有显著的正相关关系,验证了后两个假设。另外,部分人口学特征因素也对贫困老人获得社会支持有显著影响,如居住地,年龄以及教育程度等。

  一、经济支持维度

  在经济支持维度上,分别考察了居住方式对家庭收入、住房状况、住房满意度以及经济自评状况的影响。第一,数据显示,在控制人口学特征因素的影响下,居住方式对家庭收入有显著影响,非独居贫困老人的家庭总收入更多,这从客观上说明,与家人一起居住的老人的经济状况比独居老人要好。这也与日常认知情况相符合,家庭成员越多,经济来源的渠道越多,尤其住在大家庭中的老人,会有更多的人情往来以及亲友经济上的接济,因此非独居老人的家庭总收入也会增多。而对于独居老人来说,经济来源较为单一,低保金很可能是其收入的主要或唯一来源,客观上获得的经济支持较少。另外,在人口学特征变量中,居住地对家庭收入有显著影响,城市中贫困老人的家庭总收入多于农村,这与城乡间的收入差别以及低保金的差额有关。第二,在控制了人口学特征因素的影响下,居住方式对贫困老年人的住房状况有显著影响,与家人一起居住的贫困老人有自住房的要多于独居老人,这与研究假设相一致。这里的自住房指商品房,自建住房以及单位福利房,购买商品房或是自建住房多是集聚了一家人的心血,父母可能会拿出攒了半辈子的钱为儿女买房,而父母年老后也更可能会搬去与儿女同住。

  二、生活照料维度

  在生活照料维度上,选取的变量为贫困老人在日常生活中的支出,通过考察贫困老人的日常生活开销,了解其在生活照料方面获得支持的情况。第一,数据表明,在控制了其他变量的情况下,非独居老人的饮食支出要多于独居老人。这与研究假设相一致,对于与家人一起居住的老人来说,饮食是最低层次的需求和最基本的支出,非独居老人的饮食支出更多老人得到的家用补贴更多,有些活动能力尚可的老人也会负责全家一日三餐,这也增加了老人在饮食上的支出。第二,在控制了其他变量的情况下,非独居老人在衣着上的支出要多于独居老人,客观上说,与家人同住的老人在经济上宽裕一些,不用过于担心饮食的基本需求,可以有额外的钱添置衣物,同时家人同住的老人,也更容易得到伴偶或者儿女在生活层面的照料。第三,在控制了其他变量的情况下,非独居的贫困老人在交通上的支出要多于非独居老人,第一方面,是因为独居老人与亲友的联系较少,外出的机会也比较少,第二方面,非独居老人在经济上的状况稍好一些,平日里走亲访友的机会更多,有的老人喜欢组团短途旅行等,第三方面,有些与儿女孙辈同住的老人会负责接送孙辈上下学,所非独居老人产生的交通支出更多。

  综上,非独居的贫困老人在衣着、饮食、以及交通等日常生活的支出上要多于独居老人,说明某种程度上,费独居老人与亲友和外界的联系更为紧密,其日常生活更为丰富,家人在其日常需求和支出方面提供支持。

  三、情感慰藉维度

  在情感慰藉的维度上,考察了居住方式对贫困老人在社交生活满意度,家庭关系满意度和休闲娱乐满意度的影响。数据表明,在控制其他变量的情况下非独居的贫困老人对家庭关系的满意度更高,这与研究假设和一般认知相符合。家人通常是老人得到情感慰藉的第一重要来源,相较于经济支持,很多老人更缺乏情感慰藉,由于独生子女家庭增多和家庭规模的不断缩小产生了越来越多的独居和空巢老人,这些老人不愿与外界交流,喜欢“宅”在家里,缺少情感慰藉,内心孤独苦闷。而与家人一起居住的老人,通过日常交流与家人增进感情,获得情感慰藉。在贫困老人对休闲娱乐活动满意度的回归检验中发现,在控制了其他变量的情况下,相较于独居贫困老人,非独居贫困老人对休闲活动的满意度更低。这与研究假设相反。笔者考虑可能存在下面两方面的原因,一是因为与家人同住的老人可能家人对其的关心更多,避免老人发生危险而减少了其外出参加休闲娱乐活动的机会;而是因为有些老人可能从原来的住所搬去与子女同住,如很多老人从农村搬去城市,得到了子女的照料,但是却远离了熟悉的邻居伙伴和日常的休闲娱乐活动。

  四、医疗健康维度

  在医疗健康维度,主要测量贫困老人现在的身体健康状况以及对未来医疗问题的担忧程度,所以选取了健康自评、近一年患重疾情况以及是否患有慢性病作为老年人身体状况的测量指标;选取医疗问题的担忧程度以及养老问题的担忧程度作为老人对未来健康忧患程度的测量指标。在进行回归检验后,数据显示,仅有患慢性病状况以及对未来养老的担忧程度与贫困老人的居住方式具有显著相关关系。第一,在控制其他变量的情况下,相比于独居老人,非独居老人患有慢性病的可能性更低。与家人住在一起的老人更容易得到家人正确的关于医疗健康知识的普及,比如年轻人会有更健康的生活方式和饮食方式,每天坚持锻炼,并且饮食少盐少油等,这些行为都会影响老年人的生活方式和饮食习惯,减少老年人患慢性病的概率。而独居老人的饮食习惯多是年轻时养成的不大健康的饮食习惯,并且老年人随着年龄增长,口味也会加重,没有家人的监督和一些知识的普及,老人患慢性病的概率会增大。第二,在对养老问题的担忧程度这一测量变量上,数据表明,相对于独居老人来说,非独居老人对未来的养老问题更为担心,这与原假设是相反的,笔者认为,这一数据结果可能与老人的生活态度和家庭责任有关。与家人居住的老人会更担心自己的养老问题会给晚辈及配偶带去麻烦,在实地调查时我们也了解到,很多老人倾向于去养老院养老而不给儿女带去麻烦,但是又担心儿女因此被贴上不孝的标签。

  五、其他影响贫困老人获得社会支持的因素

  在第三章的回归检验中,部分人口学特征因素对贫困老人获得社会支持状况有显著影响。在经济支持维度上,居住地与贫困老人的家庭总收入呈显著相关关系,相比于农村,城市贫困老人的家庭总收入更多,这与城乡的收入水平差距相关;居住地与住房状况以及住房满意度呈负相关关系,相较于农村,城市贫困老人拥有自住房的可能性更低,对住房的满意度也更低,这与城市居高不下的房价以及城市房屋库存量和购房的限制性政策不无关系。在生活照料的维度上,居住地与贫困老人的饮食支出呈显著正相关,相较于农村,城市的饮食支出更多。因为城市物价水平普遍高于农村,所以饮食上的花销更高。在精神慰藉维度,教育程度与贫困老人社交生活满意度和家庭关系满意度呈显著正相关,教育程度越高的老人对自己的社交状况和家庭关系越满意,教育程度高的老人越可能理解别人,在社交生活上也容易找到新的乐趣。在医疗健康维度上,教育程度越高的老人的健康自评状况越好,也越不容易患有慢性病。教育程度高的老人更容易采取一种健康的生活方式,对自己的健康状况也较为了解。

  第二节提高独居贫困老人社会支持可获得性的建议

  本文第三章中数据分析结果表明,非独居贫困老人获得社会支持的状况要优于独居老人,无论在经济支持,精神慰藉还是生活照料的层面,家庭都是老人最重要的支持来源,其次才是邻居和友人。为贫困老人提供支持的对象序次与费老的“差序格局”理论相吻合:老人对社会支持的需求是以血缘为基础的亲属为主轴,邻居亲友、社区对老人的社会支持递减。同时,这也与Cantor的等级递补模型相一致,即认定配偶—子女—邻居,朋友—正式组织这一次序关系。无论提供什么帮助,这种需求顺序不会改变。根据老人对社会支持需求的序次偏好以及家庭、社区和社会可提供的支持层面,有如下建议:

  一、以家庭支持为基础,回归传统家文化

  (一)呼吁以家庭为主的居家养老方式

  首先,非独居老人无论在经济、生活照料还是情感慰藉层面的支持状况都明显要优于独居老人,这说明家庭成员给老人带来的经济、生活照料的满足感和情感慰藉是其他养老方式所无法难以替代的,所以有必要呼吁加强家庭间亲子互动,增进父母与儿女间的感情,填补老人的情感需求。同时,家庭成员也是老人最重要和偏好的社会支持来源,且很多老人渴望享受儿孙绕膝的天伦之乐,因此,家庭成员为老人提供情感慰藉是是十分必要的。其次,随着老人的年龄渐长,身体机能开始衰退,自理能力开始下降,在生活照料方面需要的支持逐渐增多,而在大多数老人看来,配偶与儿女是“内”,而朋友社区是“外”,老人更容易接受来自家人的生活照料。再次,在医疗健康层面,独居老人多对自己的健康状况不了解,很多老人未进行过体检,也不知道自己是否患有慢性疾病,这对他们的生命健康是一种潜在的风险,相较于邻居和亲友,只有子女比较了解老人的日常生活习惯和身体健康状况,子女应及时督促或带自己的父母按时进行体检,了解老人的健康状况,同时,为老人普及健康知识,培养健康的而生活习惯,提高老人的生活质量。最后,对于独居老人的子女,应定时看望老人,经常与父母通话,让父母感受到关怀和温暖,增添幸福感。

  二、以社区互助为依托,推行社区与居家养老相结合

  对于无法获得家庭支持的独居老人,如孤寡老人和空巢老人,应当为其提供社区养老与居家养老相结合的养老方式,凝聚社区及邻里亲友的社会支持力量。首先对于缺乏家庭照料的老人,首先应当鼓励亲属赡养,在老人的社会支持需求次序中,亲属位置仅次于配偶和儿女列为二级支持圈。相较机构养老的方式,亲属多与老人有较为亲密关系的,了解老人的生活和需求情况,对于老人的家庭情况更为了解,所以亲友赡养能够为老人提供更多的情感慰藉和生活方面的支持。

  对于无法获得家庭养老支持和亲属赡养的独居老人,一般有两种养老方式,一是社区与居家养老相结合,二是机构养老。对于不愿离开住所,且需要照顾的独居老人可以选择社区与居家养老相结合的方式。社区养老主要依托社区的社工和专干对老人建立档案,并根据独居老人的需求为其提供帮助。在社区,应为老人建立信息档案,并定期走访。当家庭赡养人的数量和能力很难达到家庭养老的需求,且对于一些无法获得家庭支持的孤寡老人,社区可弥补非正式支持渠道为其提供支持的重要来源。针对社区这一支持层面,建议为独居老人建档,全面了解独居老人的信息,如老人的家庭情况,收入水平、健康情况等,针对老人的偏好和需求为其提供服务;同时,了解老人可依靠的资源,以便有需要时通知其家人;为老人提供医疗方面的服务,如定期体检等。其次,建立定期走访制度,社区应重点走访孤寡老人以及与家人联系较少,且居住较远的老人,慰问他们的日常生活,了解其身体情况,与其子女沟通,督促其与家人老人联络。同时,应推广社区照顾体系,形成一种守望相助的社区氛围,为老人提供安全感,让其在熟悉的环境里安享晚年。对于独居老人这一特殊群体而言,由于与家人分开居住,不易获得来自家人的照顾,尤其是子女居住较远或者老人与子女的关系不佳时,老人就会缺乏生活照顾以及情感慰藉,但是目前大部分地区的社区照顾并不普及,主要是因为社区照顾的服务内容较少,并且对社区独居老人的认识不足。社区应积极整合物质和人力资源为独居老人提供服务,如建立志愿者团队,开展文化娱乐项目,丰富老人的娱乐活动和社会交往。在社区的照顾可以借鉴美国“时间银行”互助模式,充分调动健康、低龄的老人的工作能力,为社区中行动不便的高龄或失能老人提供居家服务,达到一个良性的循环。

  对于选择机构养老的独居老人,机构应竭力为其提供一种模拟家庭养老的环境,因为老人对亲情的渴求程度是很高的,心理也更加敏感脆弱。机构在关注老人客观层面需求的同时,应当关注心理层面,建议机构社工和护工多与老人沟通为其提供心理慰藉和支持,为老人举办多种休闲娱乐活动,鼓励老年人参与并在活动中与其他老人多交流。在进行身体锻炼的同时,也能为老人的生活增添乐趣,丰富他们的日常生活,在精神慰藉和健康层面为老人提供支持。

  三、以社会支持为保障,完善家庭养老政策体系

  针对老年人对家庭支持的需求程度依旧很高这一情况,应从社会政策层面鼓励家庭养老,如政府可参照香港地区的居家养老政策对家中有老人要赡养的家庭减免部分个人所得税,同时考虑老年人的身体健康状况,鼓励用人单位在员工家中的老年生病或需照顾期间给予带薪休假等等,以此来鼓励家庭养老的方式。

  对无法获得家庭支持和亲友赡养的独居老人,社会政策要给予特殊帮助。近年来我国在社会养老保险、医疗保险方面取得了重大进展,还应加强独居老年人的社会化照料和支持体系,以此来弥补其家庭照料功能的缺失。“十三五”规划以来,政府加强托底保障,加大对基层养老服务设施、乡镇敬老院、市县福利机构建设的投入力度,优先兜底保障了经济困难的高龄失能失智的老人基本养老服务需要,并加速建立长期照护服务体系。并通过长期照护保险制度的设置,建立起风险分担和防范机制,提升老人和养老机构应对和抵御风险的能力。但是,考虑到独居老人的特殊性以及其支持体系的脆弱性,政府应更多关注独居老人,并为其提供政策和资金支持。首先,政府应当健全养老保险制度,针对在经济上有困难完全依赖他人的独居老人,政府应当给予专项资金支持使其能维持生活。同时,出台独居老人医疗救助政策,对于经济困难,缺乏家庭支持的独居老人来说,患重病无钱医治是他们最大的担忧。其次,政府应加大对社区的硬件设施投资,为老人创建良好的养老环境,同时,对社区照顾服务进行正确引导,切实为有需求的独居老热提供相应的服务。其次,为社区服务提供资金支持,购买专业的社工服务,培养专业的养老护理员并为社区配备基层卫生人员,因为许多老人都患有慢性病,社区医生能够满足老人一些最基本的医疗需求。

  四、日本与香港地区经验借鉴

  虽然我国的社会福利水平与福利国家和地区还存在一定的差距,但是福利国家和地区的一些可操作性养老经验对我国仍旧有借鉴意义。如与我国临近的日本早在上世纪70年代就进入了老龄化阶段并开始举措建立完善养老保障体系,日本的养老体系是一个以社会保险为中心建立的,在保障体系建立之处,日本十分注重家庭作用的发挥,尤其随着老龄化程度的不断加深,政府的压力也日益增大,其不得不加大对家庭养老和社区养老的支持力度。例如,日本的年金制度的最大特点是以家庭为投保计算单位,同时,家中妻子若为家庭主妇则国民年金的保险金由其丈夫和丈夫就职单位承担,并可以享受一定的减免。这在一定程度上,为老人的居家养老提供的保障和优待,使得家庭成员可以选择在家照顾老人,且由于年金减免,也不会产生过多的生活压力。同时,日本还采取了很多扩大家庭服务的措施,如建立保健医疗及社区服务体系,培养家庭护理员,以求在最少支持出的情况下保证老年人在医疗和护理方面的需求。总之,日本主要实施了家庭和社会养老并举的措施来解决老龄化的问题,同时注重发挥社区的作用,使老人在在社会、政府、社区、家庭等多层面获得支持。

  我国香港地区鼓励支持家庭养老的相关政策也十分具有借鉴意义。例如,香港的个人所得税政策(又称为“薪俸税”)就全面考虑了纳税人不同的家庭负担,对于需要赡养老人的家庭将减免部分个人所得税,这在政策层面上起到了鼓励家庭养老的作用。在香港,家庭仍然在承担着养老的第一线功能,为了使老人能够更好地在家庭和社区中安度晚年,香港建立了相对完善的长者社区支援服务体系,同时以安老院舍服务为辅助,并建立较为专业的志愿者团队为社区老人提供服务。

  参考福利国家及地区的经验,主要有两种方式值得我们借鉴,第一个是倡导家庭养老,从政策层面鼓励居家养老的模式,让独居老人感受到家庭的温暖,享受到亲情,让他们得到自己最为偏好的社会支持来源的照顾,让家人为其提供日常照料和精神慰藉是老人最欣慰的。其次,对于无法得到家庭照顾和亲属赡养的老人,积极发挥社区的作用,让社区支持配合居家养老,针对老人需求为其提供服务,做好专业化和精细化的管理体系,了解每位老人的现状,并且为老人赋能,让老人生活得有尊严,而不是因为经济困难或某些原因觉得自己被抛弃,生活无望等,最后除了依托政府的政策或资金支持,还需要链接民间组织的力量,让全社会参与进来,因为这些老人的今天也是年轻人的明天。

  总结

  我国老龄化的趋势愈发严重,而家庭规模仍在不断缩小,导致空巢老人、独居老人越来越多,这些老人在经济、生活照料、情感慰藉以及医疗健康的需求主要仰赖于家庭支持,当家庭的支持和能力无法满足,更就需要邻里亲友、社区、社会的关心,医疗及政策体系健全。在本文中,在社会支持理论的框架下,基于《完善社会救助制度》的数据,笔者对居住方式是否影响贫困来人在经济支持、生活照料、情感慰藉和医疗健康四个维度上获得支持进行了分析,分析了独居老人在获得社会支持上要弱于非独居老人的原因,并提出了相关建议和对策。

  本研究还存在一些不足,仅选择性别、居住地、年龄、婚姻和教育程度作为控制变量,可能忽略了其他变量对因变量的影响,这在R-square的解释力上也有所体现;虽然总体样本符合随和抽样,但是在选取研究对象样本时发现部分变量并不服从正态分布,可能会产生检验误差;独居老人不同于孤寡老人,到底是家庭支持还是社区养老模式才是最佳的选择,还有待于考察;回归检验中,发现居住地与多个因变量有显著相关性,说明居住地影响贫困老人获得社会支持的状况,但限于文章主要研究问题并未对这一部分进行细致的讨论。

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