自评健康对老年流动人口生产性老龄化参与的影响研究

李嘉欣 袁晨杰 田侃 喻小勇

我国第七次全国人口普查数据显示，60 岁及以上人口占18.70%，65 岁以上老龄人口已达到1.91亿人，占总人口的13.5%。国家卫生健康委发布的《中国流动人口发展报告（2018）》中指出“老年流动人口规模快速增加”，2018 年全国流动人口中流动老人占比8.01%，数量已达1778.4 万[1]。伴随着总人口和流动人口的双重快速老龄化以及劳动年龄人口数量的下降，流动老年人口的经济参与已然成为新时代人力资源开发的重要组成部分[2]。生产性老龄化视角认为老年群体的能力正在提高，而合理利用该群体的能力可缓和人口老龄化带来的压力。美国学者Robert Butler 于1982 年首次提出生产性老龄化(productive aging)概念[3]，老年人以劳动者、志愿服务者、非正式帮助者、照顾者等身份参与各种活动，打破以往社会对老年群体的消极印象。生产性老龄化是指老年人不论是否受薪，有能力从事任何产生物品和服务的活动，如工作、志愿服务、照顾孙辈[4]。生产性老龄化理念强调老龄群体是一种社会资源，可以在生产和生活中扮演重要角色，并鼓励老年人在经济和社会生活中积极参与相关活动[5]。老龄化是21 世纪人类社会共同面临的重大课题，流动人口为社会的经济发展做出不可磨灭的贡献，二者重叠下的流动老年人口，是健康老龄化和生产性老龄化的重要聚焦群体。老年人的生产性参与取决于其健康状况，健康状况不好可能会限制老年人口参与生产性活动的能力[6]。健康是促进和保证老年人口流动及参与活动的基础，研究健康对生产性老龄化的影响具有重要意义。目前研究主要集中在单一维度，如工作、隔代照料与老年人健康之间的关系[7-10]，本文从生产性老龄化理论出发，选取兼有地理空间的流动性和继续参与生产性活动的双重特点的流动老年人口，旨在分析健康与老年流动人口生产性老龄化活动参与之间的关系，以期为推进健康老龄化、生产性老龄化提供参考。

1 资料与方法

1.1 数据来源

本研究资料来自国家卫生健康委员会组织实施的2017 年全国流动人口动态监测调查数据。该调查基于分层、多阶段、与规模成比例的PPS 抽样方法，调查对象为在流入地居住1 个月以上、非本区（县、市）户口的15 周岁及以上流动人口，调查涵盖了我国31 个省（自治区、直辖市）和新疆生产建设兵团（不包括我国港澳台地区）的流动人口数据，样本总量为169 889个。该数据为全国性调查数据，具有覆盖范围广、代表性强等优点。本研究选取年满60 周岁及以上的老年流动人口作为研究对象，对问卷中各变量的缺失值进行处理后，最终共计纳入6 186 名研究对象。

1.2 变量选取及说明

1.2.1 被解释变量

将老年流动人口的生产性老龄化参与作为被解释变量。生产性老龄化参与是指老年人有能力从事产生社会经济贡献的活动，如工作、照顾孙辈、志愿服务。结合问卷“工作”选取“您今年五一节前1 周是否做过1 小时以上有收入的工作”的问题，“是”赋值为1，“否”赋值为0。“照顾孙辈”则将本次流动原因为“照顾自家小孩”赋值为1，其余赋值为0。“志愿服务”选取问卷中“主动参与捐款、无偿献血、志愿者活动等”，将经常、有时、偶尔选项赋值为1，没有赋值为0。由此创建生产性老龄化参与变量，若工作、照顾孙辈、志愿服务3 项中老年流动人口有参与其中任意1 项，则生产性老龄化参与变量赋值为1，3 项都没有参与则赋值为0。

1.2.2 核心解释变量

核心解释变量为自评健康，将问卷中“您的健康状况如何？”回答选项“健康”“基本健康”赋值为1，“不健康，但生活能自理”“生活不能自理”赋值为0。

1.2.3 控制变量

控制变量纳入人口学、社会经济及流动特征3类变量。个体特征包括性别、年龄、户籍性质、婚姻状况、文化程度；社会经济包括家庭同住人数、家庭月收入、经济性困难、流入地有自购房、参与医疗保险；流动特征为流动范围、流动时长。具体变量及赋值说明见表1。

表1 变量选取及基本描述

1.3 研究方法

利用2017 年全国流动人口动态监测调查数据，本研究的被解释变量为老年流动人口生产性老龄化参与（参与= 1，未参与= 0），是否参与属于0-1 型二值离散型变量，研究主要关注自评健康如何影响老年流动人口生产性老龄化参与的概率。Probit 模型是事件发生的概率依赖于解释变量的一种广义线性模型，常用于分析因变量为离散型变量的回归。因此，将健康状况从情境因素中剥离出来，在控制其他个体因素、情境因素、环境因素、社会因素以及流动因素的基础上，构建Probit 计量模型，探讨自评健康对老年流动人口生产性老龄化参与的影响，具体回归模型表达为：

其中，Epi为老年流动人口i生产性老龄化参与状态，Hi代表核心解释变量自评健康状况，Pi为人口特征变量，Ei为经济特征变量，Mi为流动特征变量，μi为随机误差项。

2 结果

2.1 Probit 回归结果

模型1 将自评健康单独与老年流动人口的生产性老龄化参与进行Probit 回归，结果显示，自评健康对老年流动人口生产性老龄化参与的影响在1%水平上显著。自评为健康的老年流动人口生产性老龄化参与概率比自评为不健康者高22.9%。模型2加入其他控制变量后，发生概率虽出现下降趋势，但自评健康与老年流动人口生产性老龄化参与仍在1%水平上表现为显著正相关，自评为健康的老年流动人口生产性老龄化参与概率比自评为不健康者高17.0%。控制变量中，相比于女性，男性参与生产性老龄化活动的概率要高6.6%。户籍性质为农业的老年流动人口比非农业人口生产性老龄化参与概率高13.4%。有伴侣的老年流动人口参与生产性老龄化活动概率比无伴侣者高7.2%。文化程度越高的老年流动人口更倾向于参与生产性老龄化活动。家庭同住人数及家庭月收入越高，参与生产性老龄化的概率就越高。有经济性困难的老年流动人口也会更倾向于参与生产性老龄化活动。流动特征中，流动范围越大、流动时间越长的老年人口的生产性老龄化参与概率越高，但是影响程度较低。年龄越大的老年流动人口参与生产性老龄化活动的概率会显著下降。相比于没有自购房的老年流动人口，有自购房者生产性老龄化参与的概率要更低。见表2。

表2 自评健康与生产性老龄化参与的Probit 及IV-Probit 估计结果（n=6 186）

2.2 内生性检验及IV-Probit 回归结果

自评健康与生产性老龄化活动参与一定程度上存在互为因果的关系，身体健康的人会去进行生产性老龄化活动的参与，反过来适度参与生产性老龄化活动能够促进老年流动人口健康状况。为削弱模型回归中的内生性问题，需要采用工具变量。工具变量的选取需要与核心解释变量高度相关而与被解释变量不相关，故选取“是否接受过公共健康教育”作为工具变量。将至少接受过1 项赋值为1，没有赋值为0。接受公共健康教育可以显著提升流动人口的健康水平[11]，该变量与老年流动人口的健康状况相关，而与是否参与生产性老龄化活动基本不相关，因此，选择“是否接受过公共健康教育”变量进行内生性检验。IV-Probit 一阶段回归结果中“自评健康”与“居住地到医疗机构距离”显著相关，对工具变量进行Wald 外生性检验，Wald 值为5.14，Prob > chi2 = 0.023 4，可以认为自评健康为内生解释变量。本研究只有1 个工具变量，因此，不需要进行过度识别检验，IV-Probit 的二阶段回归结果显示F值>10，因此，选取的工具变量对核心解释变量具有较好的解释力。第二阶段的回归结果显示，在克服模型内生性问题之后，自评健康仍然在5%的水平上显著促进老年流动人口生产性老龄化参与，IVProbit 回归结果更接近真实情况。加入工具变量弱化内生性影响后发现，自评健康对老年流动人口生产性老龄化参与仍然具有显著正向影响，自评健康者比自评不健康者参与过生产性老龄化活动的概率要高。比较加入工具变量前后的模型发现，自评健康对老年流动人口参与生产性老龄化活动的边际效应从0.170 上升至0.634。另外控制变量方面的回归结果较之前相比变化不大。

3 讨论

3.1 自评健康对生产性老龄化参与具有显著的正向影响

自评健康是老年流动人口生产性参与的关键性因素。加入工具变量后仍发现自评健康对老年流动人口生产性老龄化参与是有显著正向影响的。自评健康是老年人口对自身健康状况的自我认知评价，若自我判断不健康，则易于做出终止生产性老龄化活动参与的决策[2]。老年流动人口兼有年老和流动的双重特征，在健康老龄化背景下，提升老年流动人口的健康水平是老龄化的题中应有之义[12]。鼓励老年人口继续参与生产性老龄化活动的前提是保障老年流动人口的健康水平，进一步实现健康资源自由流动。我国长期以来城乡二元结构背景下，流入地的健康资源及相应的社会福利更多面向本地人。此外，城乡医疗保险异质性、异地结算手续复杂且费时费力等困难的存在，不利于检测和维护老年流动人口群体的健康状况。应推动健康教育、健康检查等健康医疗方面朝着均等化、一体化的方向发展，保证提供均等化的基本公共服务，为老年流动人口创造公平的制度环境，促进社会的公平、正义与长期稳定[13]。

3.2 年龄对生产性老龄化参与负向影响程度较高

年龄与老年流动人口生产性老龄化参与呈负相关且负向影响程度较高。年龄越大的老年流动人口参与生产性老龄化活动的概率会显著下降。这可能是因为高龄老年人身体机能衰退，行动更加不便，难以参与相关活动。联合国教科文组织对低龄老年人的年龄段规定为60 ～ 69 岁，此阶段的老年人属于还能老有所为的年龄段[14]。本研究中60 ～ 70 岁的老年流动人口参与生产性活动的概率最高，故应鼓励低龄的老年流动人口积极参与到生产性老龄化活动中，让此年龄结构的老年流动人口老有所为、发挥余热、创造价值。低龄的老年人正处于人生的另一个黄金时期，与高龄老年人群相比，他们的身体相对健康；与中年人群相比，时间上较为宽裕[15]。兼顾老年流动人口的兴趣，政府、社会和家庭共同努力，降低身体状况和经济条件对流动老年人口生产性老龄化参与的限制，打造积极健康的老龄友好型社会，为老年流动人口搭建“老有所为”的广阔平台。

3.3 老年流动人口参与生产性老龄化活动比例不低

6 186 名受访对象中，有2 966 名老年人有参与到工作、隔代照料和志愿活动之一的生产性老龄化活动之中，从事生产性老龄化活动的比例达47.95%。老龄化社会无法避免，需要改变对“老龄”及“老年”的刻板消极形象，以往研究的重点是避免老龄化社会的负面影响，但更需要考虑的是促进老龄化社会积极的一面[16]。老年群体可以在生产性老龄化活动参与中“老有所为”，扮演好家庭支持者和社会经济参与者的角色，撕去过往诸如“无生产力”“无用”“无能”的标签。社会层面上，应当打破年龄限制，有效开发与充分利用老年人力资源，为老年流动人口创造并提供丰富的机会和条件，让其在生产性老龄化参与过程中能体验到自身价值感的存在，合理利用老年流动人口的能力，缓和人口结构快速老龄化的压力，从而造福个人、家庭和社会。

3.4 研究局限性与未来方向

由于抽样调查问卷设计的局限性，对健康的衡量结合问卷问题仅纳入了自评健康这一主观健康指标，没有考虑日常生活能力、慢性病患病情况等客观健康测评指标。后续研究可进一步从健康的多维度去探讨对流动老年人口生产性老龄化参与的影响。