鄭 娟，許建強，徐凌忠

1徐州醫(yī)科大學管理學院，江蘇徐州，221004；2 山東大學公共衛(wèi)生學院，山東濟南，250012

我國老齡化形勢日益嚴峻，龐大的老年群體給養(yǎng)老、醫(yī)療和社會服務帶來了巨大的壓力。為積極應對人口老齡化，提高老年人健康預期壽命，世界衛(wèi)生組織大力提倡健康老齡化理念[1]。在“健康老齡化”的背景下，健康養(yǎng)老服務研究開始受到學界關注[2]。健康養(yǎng)老是在新形勢下我國提出的新型養(yǎng)老概念，是一種以老年人健康為核心的養(yǎng)老模式。有研究指出，目前多數老年人首要選擇居家養(yǎng)老模式[3-4]，如何實現居家養(yǎng)老與健康養(yǎng)老的結合，是目前解決養(yǎng)老問題的關鍵。本研究旨在調查徐州市老年人健康養(yǎng)老服務需求公平性及其影響因素的貢獻率，為滿足不同經濟狀況老年人的健康養(yǎng)老服務需求、不斷完善健康養(yǎng)老服務體系設計、解決養(yǎng)老問題提供參考。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

本研究資料來源于高校哲學社會科學研究項目的調查資料。該項目于2017年7月3日至2017年7月18日首先在江蘇省徐州市展開調查，根據徐州市轄區(qū)作為分層標準，采用分層隨機抽樣方法抽取樣本，由統一培訓的調查員對老年人進行面對面調查。調查轄區(qū)有4個，樣本1100份，根據各轄區(qū)人口數量調查云龍區(qū)(包含新城區(qū))樣本235份、鼓樓區(qū)249份、賈汪區(qū)330份、泉山區(qū)286份。最終回收問卷1085份，排除無效問卷(包括錯填、漏填、邏輯不通等)后，回收有效問卷1067份，有效回收率為97.0%。

1.2 變量定義

通過查閱相關文獻，本研究將健康養(yǎng)老服務分為4部分，包括生活照料(如家居清潔、代購商品等)、醫(yī)療護理(如定期體檢、健康咨詢等)、文體娛樂(如唱歌跳舞、棋牌活動等)和精神慰藉(如心理咨詢、法律援助等)[5]。將老年人健康養(yǎng)老需求進行評分，見表1。將得分為0、1或2的老年人歸為一組，表示老年人健康養(yǎng)老服務需求水平較低；得分為3或4的老年人歸為一組，表示老年人健康養(yǎng)老服務需求水平較高。因此，本研究的被解釋變量是二分類變量，即健康養(yǎng)老服務需求水平(較低和較高)。

表1 健康養(yǎng)老服務需求評分

本研究的解釋變量包括性別、年齡、戶籍、婚姻、教育、職業(yè)、有無保險、經濟收入、有無養(yǎng)老存款、房產數量。其中經濟收入定義為全部調查對象過去一年的個人年收入，低收入組為<5000元，中低收入組為5000-10000元，中收入組為10001-30000元，中高收入組為30001-50000元，高收入組為>50000元。見表2。

表2 變量賦值表

1.3 研究方法

采用描述性分析(頻數、構成比)描述調查對象的基本特征、健康養(yǎng)老服務需求情況。采用卡方檢驗進行單因素分析。采用logistic回歸分析不同特征老年人健康養(yǎng)老服務需求的影響因素。數據分別采用Access和Stata 12.0軟件進行錄入和統計分析。此外，本研究采用集中指數及其線性分解法測量老年人健康養(yǎng)老服務需求水平不公平程度的大小及其影響因素的貢獻度和貢獻率。集中指數是測量和經濟水平相關的變量在人群中分布公平程度的常用指標，其取值的范圍在-1和1之間。如果研究變量在貧困和富裕人群中分布絕對公平，則集中指數為0；如果集中指數取正值，說明親富不平等；反之，如果集中指數取負值，則說明親貧不平等。集中指數的絕對值越大，說明不公平程度越嚴重。

集中指數主要用于分析不同經濟水平下健康養(yǎng)老服務需求的公平性，公式為[6]：

其中，r是為經濟排序，h為健康養(yǎng)老服務需求，μ為其均值。

集中指數分解法(Decomposition of the Concentration Index)主要用于分析健康養(yǎng)老服務需求公平性影響因素的貢獻度。 如果需求得分可以擬合為一般線性回歸模型，即：

hi=α+Σkβkxki+εi

其中βk是系數，εi是誤差項。需求得分h可以根據各影響因素xk的貢獻度進行分解：

2 結果

2.1 調查對象基本情況

共調查1067人，男性和女性分別占49.11%和50.89%；年齡方面，60-70歲的老年人口占多數；農村戶籍人口居多，占64.01%；教育程度普遍較低，以小學及以下學歷為主，占63.36%；職業(yè)構成方面，多數老年人從事農業(yè)勞動，占52.67%；絕大多數老年人都有保險，占92.60%。此外，有52.01%的老年人有養(yǎng)老存款；88.66%的老年人有1套及以下房產；45.55%的老年人有退休金或養(yǎng)老金；收入水平屬于低收入組的老年人占30.37%，其次是中收入組，占27.27%；多數老年人的健康養(yǎng)老服務需求水平較低，占61.29%。見表1。

2.2 老年人健康養(yǎng)老服務需求影響因素的logistic分析

以健康養(yǎng)老服務需求作為因變量，將單因素分析有統計學意義的自變量納入logistic回歸分析。結果表明，性別、年齡、職業(yè)、收入、房產數量等因素會顯著影響老年人的健康養(yǎng)老服務需求。與女性相比，男性對健康養(yǎng)老服務需求可能性更低，男性需求是女性的0.68倍；年齡在60-70歲之間老年人的健康養(yǎng)老服務需求可能性是80歲及以上老年人的0.52倍；企事業(yè)單位、個體工商業(yè)者和農業(yè)勞動者的健康養(yǎng)老服務需求可能性比其他職業(yè)群體高，分別是其他職業(yè)的2.33、2.15和2.34倍；低收入組和中低收入組老年人的健康養(yǎng)老服務需求可能性分別是高收入組的0.56倍和0.57倍；此外，房產數量越多，健康養(yǎng)老服務需求可能性越低，擁有1套及以下和2套房產的老年人健康養(yǎng)老服務需求可能性分別是擁有3套及以上老年人的4.13和3.14倍。見表2。

表1 調查對象基本特征的描述分析 (n,%)

2.3 老年人健康養(yǎng)老服務需求公平性集中指數分解分析

將老年人經濟水平從低到高排序后，經過計算，不同經濟水平老年人健康養(yǎng)老服務需求的集中指數為0.0351，集中曲線位于絕對公平線的下方。表明社會經濟水平越高，老年人對健康養(yǎng)老服務的需求越多，反之需求越少。本研究基于logistic回歸分析，擬合結果，將老年人健康養(yǎng)老服務需求集中指數進行分解分析。采用 Wagstaff 提出的用logistic回歸模型的變量邊際效應替代一般線性模型中的系數這一方法[6-7]，探討各影響因素對集中指數的貢獻及貢獻率，分析導致老年人健康養(yǎng)老服務需求不平等的原因，各影響因素對集中指數的貢獻分為正向和負向，分別代表親富不平等和親貧不平等2種情況。

表2 老年人健康養(yǎng)老服務需求影響因素的logistic回歸分析

結果顯示，各影響因素解釋了老年人健康養(yǎng)老服務需求不公平性。其中，收入水平的差距對老年人健康養(yǎng)老服務需求不公平性的貢獻最大，貢獻率在50%左右。說明經濟水平是影響老年人健康養(yǎng)老服務需求的最顯著因素。企事業(yè)單位員工、個體工商業(yè)者、擁有2套房產等因素對集中指數的貢獻為正，并且貢獻率較大，分別為32.12%、10.11%、12.67%。這些因素增加了老年人健康養(yǎng)老服務需求的不公平性。此外，農業(yè)勞動、擁有1套及以下房產、中高收入水平等因素的貢獻為負，且貢獻率較大，分別為-43.85%、-13.69%和-10.27%，說明這些因素在一定程度上緩解了老年人健康養(yǎng)老服務需求的不公平性。見表3。

表3 老年人健康養(yǎng)老服務需求公平性集中指數分解結果

3 討論

3.1 老年人健康養(yǎng)老服務需求有待提高

有研究指出老年人群的健康狀況不容樂觀[5]，并且老年人群的傳統養(yǎng)老觀念較為突出。家庭養(yǎng)老、居家養(yǎng)老依然是老年人群的首要選擇。在傳統養(yǎng)老觀念下，如何實現“健康老齡化”是解決養(yǎng)老問題的關鍵。因此，在“健康老齡化”的背景下，要強化養(yǎng)老服務的供給。供給是以需求為前提的，了解老年人健康養(yǎng)老服務需求有助于提高老年人健康水平，實現老年人健康養(yǎng)老。本研究將1067例老年人健康養(yǎng)老需求得分進行分組，得分為0、1或2的老年人歸為一組，得分為3或4的老年人歸為一組，分別表示老年人健康養(yǎng)老服務需求水平較低和較高。通過統計描述發(fā)現多數老年人對健康養(yǎng)老服務需求水平較低，占61.29%，而需求較高的老年人占38.71%。這一結果說明老年人總體上對健康養(yǎng)老服務需求水平較低，有待進一步提高。

3.2 老年人健康養(yǎng)老服務需求受多種因素影響

結果表明，性別、年齡、職業(yè)、收入、房產數量等因素會顯著影響老年人的健康養(yǎng)老服務需求。男性對健康養(yǎng)老服務需求可能性低于女性，可能是因為女性承擔的居家工作要多于男性，因此需求較多。80歲及以上老年人健康養(yǎng)老需求較高，可能因為年齡越大，老年人身體健康狀況較差，所以健康養(yǎng)老需求更高。有正規(guī)職業(yè)且收入高的人養(yǎng)老需求更高一些，這是因為這些群體的支付能力較強。房產數量多，可能貸款壓力較大，所以對健康養(yǎng)老需求較小。本研究結果與以往很多研究的結果一致，如有研究指出性別、年齡、退休前職業(yè)、收入等顯著影響居家老年人養(yǎng)老服務需求[8-10]。此外，本研究發(fā)現戶籍、婚姻、學歷、保險等因素對老年人養(yǎng)老服務需求的影響沒有統計學意義。該結果不同于以往的一些研究，如有研究發(fā)現教育程度越高，老年人對健康養(yǎng)老服務需求就越高，主要是因為教育程度高的老年人其對健康養(yǎng)老的認同度也高[11]。因此， 需要進一步的研究來探索其中的原因。

3.3 社會經濟特征是影響老年人健康養(yǎng)老服務需求公平性的重要因素

不同經濟水平老年人健康養(yǎng)老服務需求的集中指數為0.0351，集中曲線位于絕對公平線的下方，老年人健康養(yǎng)老服務需求存在親富不平等?；趌ogistic回歸擬合結果顯示，各影響因素解釋了老年人健康養(yǎng)老服務需求的不公平性。其中，經濟收入水平的差距對老年人健康養(yǎng)老服務需求不公平性的貢獻最大。說明經濟水平是影響老年人健康養(yǎng)老服務需求的最顯著因素。此外，企事業(yè)單位、個體工商業(yè)、擁有2套房產等社會經濟特征對集中指數的貢獻為正，并且貢獻率較大。這些因素增加了老年人健康養(yǎng)老服務需求的不公平性。由此可見，社會經濟特征是影響老年人健康養(yǎng)老服務需求公平性的重要因素。因此，為促進社區(qū)健康養(yǎng)老服務的發(fā)展，政策制定者應該重點關注社會經濟地位較差的老年人群體，根據不同社會經濟地位老年人的需求差異，有針對性的發(fā)展貼合不同經濟水平老年人養(yǎng)老服務，促進健康養(yǎng)老服務的發(fā)展和提升。