楊 旋

（上海工程技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院，上海 201620）

一、文獻(xiàn)綜述及問題的提出

截至2019 年年底，我國60 歲及以上老年人口數(shù)量已經(jīng)達(dá)到2.54 億，占我國總?cè)丝诘谋壤秊?8.1%①數(shù)據(jù)來源于2019 年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。。據(jù)權(quán)威數(shù)據(jù)預(yù)測，到2025 年我國60 歲及以上老年人口數(shù)量將突破3 億[1]。隨著老齡化程度日益加深，農(nóng)村獨(dú)居老人這一群體不容忽視[2]。我國學(xué)者有關(guān)獨(dú)居老人的研究主要集中在他們的生存狀況與需求、社會支持和生活滿意度等方面。

從生存狀況與需求來看：鐘耀仁（2004）[3]通過研究上海市80 歲及以上獨(dú)居老人發(fā)現(xiàn)，女性占這一群體的比例較大，且這一群體受教育程度較低。在日常生活中，這一群體的收入水平較低，自理能力較差，精神文化活動不足。這一群體的70%左右主要依靠養(yǎng)老金，而養(yǎng)老金水平較低。這一群體中，大部分生活完全能自理，占比59.1%，小部分不能自理，占比14%；這一群體普遍存在不同程度的孤獨(dú)感，遇到困難時還會產(chǎn)生焦慮。陳習(xí)瓊（2015）[4]通過對獨(dú)居老人現(xiàn)有研究總結(jié)認(rèn)為：這一群體最主要的需求集中在生活照料、醫(yī)療服務(wù)、精神慰藉、信息傳遞和溝通等方面。

從社會支持來看：馬靜和席淑華（2012）[5]通過對上海市黃浦區(qū)的高齡獨(dú)居老人調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在這一群體中，性別、文化程度、經(jīng)濟(jì)收入與他們的社會支持得分顯著相關(guān)。賀靜（2010）[6]通過對陜北農(nóng)村獨(dú)居老人的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，這一群體的收入主要來源于子女支持和低保等；這一群體的交流意愿比較強(qiáng)烈；需要加強(qiáng)鄰里間的互助。

從生活滿意度來看：蔡天驥（2004）[7]通過研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)狀況、心理狀況和社會交往狀況會顯著影響女性獨(dú)居老人的生活滿意度。他同時就這些因素如何影響生活滿意度進(jìn)行了深入分析。

綜上所述，人口學(xué)因素、心理因素、經(jīng)濟(jì)因素和社會因素會顯著影響?yīng)毦永先诉@一群體的生活滿意度。但國內(nèi)聚焦于農(nóng)村獨(dú)居老人生活滿意度的研究幾乎沒有，而農(nóng)村獨(dú)居老人的生活滿意度是非常值得研究者重視的。本文將采用問卷調(diào)查法與二項(xiàng)Logistic 回歸模型進(jìn)行深入分析。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文分析所用數(shù)據(jù)來源于對江西省豐城市農(nóng)村獨(dú)居老人進(jìn)行問卷調(diào)查的數(shù)據(jù)。江西省豐城市是江西省試點(diǎn)省直管縣（市），全國百強(qiáng)縣市，是全國長壽之鄉(xiāng)。本文以豐城市農(nóng)村獨(dú)居老人為研究對象，共取得有效樣本232 份。

（二）變量設(shè)置

本文的因變量是農(nóng)村獨(dú)居老人生活滿意度。選取了三類自變量來分析影響這一群體生活滿意度的因素：一是人口學(xué)因素：性別、年齡、文化程度、慢性病情況、月平均收入；二是基本生活狀況：所居住的房屋狀況、日均娛樂時間、鄰里關(guān)系；三是社會支持狀況：子女親朋探訪、養(yǎng)老保險(xiǎn)狀況、醫(yī)療保險(xiǎn)狀況。

表1 變量定義及基本描述

（三）研究假設(shè)

在現(xiàn)有相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，提出以下3 個假設(shè)。

假設(shè)1：人口學(xué)因素顯著影響農(nóng)村獨(dú)居老人的生活滿意度。農(nóng)村獨(dú)居老人的年齡、文化程度、月平均收入會顯著影響他們生活滿意度，且呈正相關(guān)關(guān)系。而患慢性病種類與生活滿意度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。但是性別并不會顯著影響他們的生活滿意度。

假設(shè)2：基本生活狀況中的所居住的房屋狀況、日均娛樂時間、鄰里關(guān)系會顯著影響農(nóng)村獨(dú)居老人的生活滿意度，且都呈正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)3：社會支持中的子女親朋探訪、養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)會顯著影響他們的生活滿意度，且呈正相關(guān)關(guān)系。

（四）研究方法

由于因變量為二分類變量，且為了估計(jì)生活滿意的概率與生活不滿意的概率之間的比值，并分析某一自變量變化導(dǎo)致的比值變化，本文采取二項(xiàng)Logistic 模型來進(jìn)行分析。二項(xiàng)Logistic 回歸基本方程為：；其中，P 表示對生活滿意的概率，自變量Xi表示影響生活滿意度的各因素，βi是各自變量的回歸系數(shù)，β0為常數(shù)項(xiàng)[2]。

三、實(shí)證分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.因變量的描述統(tǒng)計(jì)分析

在調(diào)查的樣本中，有76.7%的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活感到滿意，23.3%的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活感到不滿意，可見豐城市農(nóng)村獨(dú)居老人大部分對自身的生活質(zhì)量是比較認(rèn)可的。

2.自變量的描述統(tǒng)計(jì)分析

人口學(xué)因素：在性別方面，女性占50.4%，男性占49.6%；在年齡上，60～69 歲的占21.6%，70～79 歲的占40.1%，80 歲及以上的占38.3%；在文化程度上，文盲的占45.3%，小學(xué)的占36.3%，初中及以上的占18.4%；在慢性病狀況上，沒有的占39.7%，1～2種的占42.2%，2 種以上的占18.1%；在月均收入方面，0 元～499 元的占27.2%，500 元～999 元的占36.6%，1 000 元及以上的占36.2%。

基本生活狀況：在居住房屋狀況方面，評價不好的占45.3%，評價好的占54.7%；在日均娛樂時間方面，1 小時以下的占25.9%，1～2 小時的占39.2%，2 小時以上的占34.9%；在與鄰里關(guān)系方面，評價不好的占29.7%，評價好的占70.3%。

社會支持狀況：在子女親朋探訪方面，不經(jīng)常探訪的占26.3%，經(jīng)常探訪的占73.7%；在養(yǎng)老保險(xiǎn)方面，沒有的占24.1%，有的占75.9%；在醫(yī)療保險(xiǎn)方面，沒有的占12.9%，有的占87.1%。

（二）農(nóng)村獨(dú)居老人生活滿意度影響因素的二項(xiàng)Logistic 回歸分析

本文主要從這一群體的人口學(xué)因素、基本生活狀況及社會支持狀況這三方面來分析影響他們生活滿意度的主要因素。在進(jìn)行回歸分析之前，需要先對各自變量進(jìn)行多重共線性檢測，由表2 可知，容忍度>0.1 且方差膨脹因子VIF<10，這表明各變量之間的相關(guān)性較小，通過多重共線性檢驗(yàn)[2]。

表2

二項(xiàng)Logistic 回歸的結(jié)果如表3 所示?？傮w模型卡方檢測值為0.000，表明模型較合理。-2 倍對數(shù)似然值較小，Hosmer 和Lemeshow 檢驗(yàn)的Sig 值0.951>0.05，模型擬合度較好。

表3 農(nóng)村獨(dú)居老人生活滿意度影響因素的二項(xiàng)Logistic回歸分析

在人口學(xué)因素方面：性別并沒有顯著影響農(nóng)村獨(dú)居老人的生活滿意度。在年齡上，70～79 歲的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是60～69 歲的6.333倍，且通過顯著性檢驗(yàn)。但80 歲及以上的未通過顯著性檢驗(yàn)。在文化程度方面，小學(xué)文化程度的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是文盲的6.332 倍，且通過顯著性檢驗(yàn)。初中及以上文化程度的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是文盲的10.005 倍，且通過顯著性檢驗(yàn)。在慢性病狀況上，患慢性病的種數(shù)與生活滿意度之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，患1～2 種慢性病的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是沒有慢性病的0.14 倍，患2 種以上慢性病的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是沒有慢性病的0.028 倍，且顯著性水平較高。在月平均收入上，收入為500 元～999 元的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是0 元～499 元的6.614 倍，收入為1 000 元及以上的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是0 元～499 元的8.783 倍，且都通過顯著性檢驗(yàn)。因此，假設(shè)1 基本得到驗(yàn)證。

在基本生活狀況方面：所居住房屋狀況好的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是所居住房屋狀況不好的6.516 倍，且顯著性水平較高。日均娛樂時間在1～2 小時的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是1小時以下的20.045 倍，且顯著性水平高。日均娛樂時間在2 小時以上的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是1 小時以下的9.283 倍，且通過顯著性檢驗(yàn)。這與鄰里關(guān)系好的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是與鄰里關(guān)系不好的9.760 倍，且顯著性水平較高。因此，假設(shè)2 基本得到驗(yàn)證。

在社會支持方面：子女親朋經(jīng)常探訪的農(nóng)村獨(dú)居老人是不經(jīng)常探訪的11.064 倍，且顯著性水平較高。在養(yǎng)老保險(xiǎn)上，雖然有養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是沒有養(yǎng)老保險(xiǎn)的3.721 倍，但是沒有通過顯著性檢驗(yàn)。在醫(yī)療保險(xiǎn)上，有醫(yī)療保險(xiǎn)的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活滿意的概率是沒有醫(yī)療保險(xiǎn)的15.131 倍，且通過顯著性檢驗(yàn)。因此，假設(shè)3 基本得到驗(yàn)證。

四、結(jié)論與對策建議

通過上述分析表明：農(nóng)村獨(dú)居老人的生活滿意度主要受文化程度、慢性病狀況、月平均收入、居住房屋狀況、與鄰里關(guān)系狀況、子女親朋探訪頻率、醫(yī)療保險(xiǎn)的影響。其中，文化程度越高、月平均收入越多、所居住房屋狀況越好、與鄰里關(guān)系越好、子女親朋探訪越頻繁、有醫(yī)療保險(xiǎn)的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活更滿意；患慢性病種類越多的農(nóng)村獨(dú)居老人對生活越不滿意。上述分析為提升農(nóng)村獨(dú)居老人生活滿意度提供了諸多啟發(fā)。

第一，充分發(fā)揮新農(nóng)合的保障作用。要向農(nóng)村獨(dú)居老人廣泛宣傳新農(nóng)合的醫(yī)療保障作用，打消他們在參保時由于參保金額較大帶來的一些顧慮，80歲以上的高齡老人的參保費(fèi)用可以考慮由縣市一級的地方財(cái)政負(fù)擔(dān)。同時，要加強(qiáng)新農(nóng)合的預(yù)防性衛(wèi)生保健的作用。

第二，適度提高農(nóng)村獨(dú)居老人收入。農(nóng)村獨(dú)居老人的收入較少且來源比較單一，主要依靠子女逢年過節(jié)的“孝敬”、老齡津貼和低保等。鑒于大部分獨(dú)居老人的田地都無力耕種，可以著力推動農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)。農(nóng)村獨(dú)居老人可以此為契機(jī)，以土地資本為要素，通過土地流轉(zhuǎn)來獲取收入。

第三，著力推進(jìn)新農(nóng)村建設(shè)。為打造良好的農(nóng)村生活環(huán)境，豐城市正逐步推進(jìn)農(nóng)村“七改三網(wǎng)兩系統(tǒng)”建設(shè)。在推進(jìn)的過程中，可以引導(dǎo)農(nóng)村獨(dú)居老人改善居住條件，加強(qiáng)老年娛樂設(shè)施與鍛煉設(shè)施等基礎(chǔ)建設(shè)，加大農(nóng)村社區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的適老化的改造力度。

第四，打造老年和諧農(nóng)村社區(qū)。在農(nóng)村社區(qū)，由于大部分青壯年外出務(wù)工，在家的少數(shù)青壯年就成了農(nóng)村社區(qū)的肱骨。村民理事會可以通過村風(fēng)建設(shè)，加強(qiáng)對在村青壯年價值觀的引導(dǎo)，發(fā)揚(yáng)敬老愛老助老的優(yōu)良傳統(tǒng)；村民理事會還要發(fā)揮好橋梁紐帶作用，對農(nóng)村社區(qū)居民尤其是獨(dú)居老人間的鄰里關(guān)系要重點(diǎn)關(guān)注，及時處理、調(diào)解好糾紛，建設(shè)一個敬老愛老助老的和諧的農(nóng)村社區(qū)。